宏觀制度環境對出生性別比治理績效的影響機制

第一節研究設計對制度環境的研究是制度分析學派的一個重要特點。新制度經濟學認為制度環境確定了有關交易的基本行為準則，成為參與者進行制度安排的約束條件［250］，任何一項組織或治理行為都是嵌入一定的制度環境中并受到環境的約束和限制的，但長期以來，制度環境和制度實施兩個層面卻處于隔離狀態。隨著制度分析方法在中國的引進，關于制度環境的研究也開始出現于企業治理和政府公共部門治理的相關研究中，但是目前的研究以案例分析和一般的描述為主，較少結合相關的實證數據進行分析和檢驗，即使在一些實證研究中，環境要素也多被當作控制變量進行分析。此外，目前關于制度環境的研究以靜態的制度環境為主，并未將動態的社會變遷也作為制度環境納入分析框架中。對于出生性別比治理而言，現有的研究對環境的考察一直不是重點所在，多數研究將制度環境作為一些控制變量加以分析，深入研究不足。基于上述問題，本章內容以出生性別比治理的靜態和動態制度環境為研究對象，分析它們對出生性別比治理績效產生的影響，具體目標如下。一是通過文獻梳理，結合出生性別比問題界定出生性別比治理所面對的制度環境，包括靜態的制度環境設置和動態的社會變遷。二是構建制度環境對出生性別比治理績效影響的分析框架。三是結合陜西省宏觀統計數據和政策文本數據對分析框架進行驗證。第二節制度環境對出生性別比治理績效影響的分析框架本書第三章已經初步展示了制度環境影響出生性別比治理績效的基本路徑，對于出生性別比治理而言，作為一種典型的公共治理范疇，同樣也面臨著復雜而多變的制度環境。制度環境對出生性別比治理來說是不可忽視的重要變量。因此，這里主要在第三章出生性別比治理績效影響機制的分析框架的基礎上，結合出生性別比治理的理論和實踐構建制度環境對出生性別比治理績效影響的操作性分析框架，具體見圖6-1。圖6-1制度環境對出生性別比治理績效影響的分析框架第三章分析框架中制度環境劃分為靜態的制度環境和動態的社會變遷兩種。具體到出生性別比治理，其所面臨的制度環境同樣有靜態和動態之分。從普遍意義上來說，制度環境是無法窮盡的，因其包括各種各樣的規則和變化。因此具體到出生性別比治理，從影響其治理績效的主要制度環境入手，梳理和總結出了影響出生性別比治理的主要靜態制度環境和動態的制度變遷要素。靜態制度環境方面，關于出生性別比治理相關制度環境的分類，《第二期中國婦女社會地位抽樣調查主要數據報告》（以下簡稱《報告》）以及學者楊雪燕［63］的研究已經提供了一定的研究基礎。《報告》將影響出生人口性別比治理的制度環境分為經濟、教育、政治與社會參與、婚姻四類。楊雪燕在前者的基礎上增加了社會保障制度和生育制度，從而形成了較為完備的制度環境體系。而婚姻和生育制度是家庭制度的核心，與財產制度共同構成家庭制度。因此，本書將出生性別比治理的基本制度環境劃分為政治制度、經濟制度、家庭制度、教育制度和社會保障制度。動態的社會變遷方面，主要將婦女地位變遷、經濟變遷、文化變遷和人口變遷作為影響出生性別比治理的動態制度環境。第一，婦女地位變遷與出生性別比。一方面，出生性別比失調是微觀個體層面婦女地位低下的反映；另一方面，婦女是生育行為的載體，婦女地位決定著婦女在生育決策中權力的大小［220］，包括生育子女的數量和是否追求生育的性別。關于婦女地位與生育決策的研究很多，這些研究主要從婦女的社會地位［251］和家庭地位［249］兩個維度分析其對生育決策的影響。第二，經濟變遷對出生性別比存在影響。經濟變遷包括經濟水平變遷和經濟結構變遷兩個方面，前者主要指絕對的或相對絕對的經濟增長，后者主要指有關經濟增長的各種結構改變。關于經濟因素對出生性別比的影響，現有的研究結論并不一致，有的研究發現經濟水平的提高會促進出生性別比的下降，而有的研究認為經濟水平上升人們會因為支付能力提升而更加容易借助技術性手段進行人為的性別鑒定和性別選擇。還有學者發現經濟發展是把雙刃劍，一定程度的經濟發展會促進出生性別比的下降，但是同時也可能會激化男孩偏好，從而推高出生性別比水平［238-239］。第三，文化變遷與出生性別比。出生性別比產生的內在動因是傳統的男孩偏好文化，這種傳統文化歷史久遠。男孩偏好是傳統的家庭文化、婚嫁文化、養老文化、宗族文化等多種文化交織作用下的產物，有學者認為中國傳統文化對出生性別比具有決定作用，李銀河將文化的范圍具體到“村落”，認為是村落文化的規范力量和壓力作用影響與制約著農民的生育行為［87］。因此，文化因素是研究出生性別比的重要變量，男孩偏好的弱化在很大程度上依賴于文化的變遷。第四，人口變遷與出生性別比。人口變遷的范疇較廣，宏觀上包括人口總量的變遷、人口的流動、生育的變遷、年齡結構的變遷等，微觀層次有家庭規模的變遷、家庭結構的變遷等，這些人口因素的變動都會對出生性別比產生影響。總而言之，無論是靜態的制度環境還是動態的社會變遷都對出生性別比的水平產生影響，對出生性別比治理而言，尋求與之相互協調的制度環境是實現有效治理的前提之一，也就是說制度環境與出生性別比治理之間的適應性效率對出生性別比治理的最終績效產生影響。因此，本章接下來的兩節將分別從靜態制度環境和動態社會變遷入手分析影響出生性別比治理績效的制度因素。第三節出生性別比治理績效影響的靜態制度環境分析制度是研究出生性別比問題不可忽視的重要變量。性別失衡的直接動因是男尊女卑的傳統文化制度，而根源則是社會制度對女性在家庭地位、經濟能力、基本權益、生存條件、發展機會和社會評價等方面的弱勢地位設定。從治理角度看，任何公共事務的治理都無法脫離制度而實現，制度是治理得以實現的載體。目前，已有學者從制度入手關注和研究出生性別比問題及其治理，李慧平［252］就指出觀念并不是單獨起作用的，它與物質環境、社會制度相互影響，是物質環境和社會制度塑造并不斷影響著人們的性別觀念。出生性別比的治理是復雜的社會系統工程，只有人口、教育、社會保障、公民權利等相關制度的設計都充分體現性別平等理念，并在制度實施中最大化地實現性別平等，才能從根本上治理出生性別比問題。而國內外關于制度關聯性的理論詮釋和實證研究給出生性別比治理研究的一個重要啟示即出生性別比治理與相關社會制度是否有關聯性？如果存在關聯性，那么關聯屬性為何？制度關聯下出生性別比治理整體上面臨怎樣的制度環境？顯然，從制度視角出發研究出生性別比治理是有益的探索，因此，本書力圖從制度關聯視角出發，系統分析當前性別失衡所面臨的制度環境，探尋制度環境形成的原因和機制，目標是通過這一研究識別制度環境對出生性別比治理的作用，從制度入手探求性別失衡的根源以及治理低效的機制。本部分引入微觀的制度關聯性視角，對出生性別比治理的制度環境進行具體的分析。根據制度關聯性的一般分析框架，按照制度的層級性，劃分出影響出生性別比治理制度環境中的基本制度。由于基本制度只有通過派生制度才能得到有效執行［26］，因此必須根據基本制度并結合出生性別比治理的相關研究劃分出派生制度。關于派生制度，政治制度方面，《報告》和楊雪燕都選擇了以婦女參政作為衡量指標，而這一指標集中體現在我國的憲法制度、選舉制度和基層自治制度中，因此，本書將這三類制度作為政治制度的派生制度。此外，司法制度作為保障婦女政治權益的執行法不容忽視，同時，戶籍制度從公民身份和自由權利的角度也可以視為一種政治制度。經濟制度方面，在存在社會性別差異的背景下，就業水平在一定程度上反映了婦女的社會地位。產權制度，尤其是女性因婚嫁等流動時出現的土地產權的流失現象比較普遍。此外，隨著人口和計劃生育工作新機制的建設，以完善經濟社會制度和發展政策來調節女兒戶生活環境的利益導向政策成為治理的重要手段，而利益導向政策的推行必須依托特定的財政政策，因此這里將財稅制度也視為經濟制度的操作制度之一。多項研究均發現，社會保障制度缺位是影響出生性別比治理的主要社會因素。確定影響出生性別比治理的基本制度和派生制度后，依據張旭昆［147］提出的制度相關性，判斷和識別出生性別比治理與制度環境的三種關聯屬性，即耦合、獨立和互斥。值得強調的是，由于性別失衡本質上是不平等的傳統文化制度和社會制度引起的，因而性別失衡根本上是社會性別問題，鑒于此，分析出生性別比治理的制度環境時一個不可忽略的視角即社會性別。具體的操作化分析框架見圖6-2。圖6-2靜態的制度環境對出生性別比治理績效的影響一變量測量根據前述分析框架和文獻梳理確定本研究所指向的對象就是省級層面制定的構成出生性別比治理制度環境的制度性文件。根據研究對象，主要收集了政治、經濟等五項基本制度中涉及男女平等、出生性別比治理等內容的相關規定。收集途徑主要包括法律專網、官方網站以及相關文獻，具體如下。第一，通過法律之星的地方法規查詢網收集到1986～2014年的相關制度文件。首先，將可能涉及目標制度的36個發布部門納入搜索范圍，按照部門在出生性別比治理中的職能設定搜索關鍵詞，共檢索到相關制度文件112項；其次，由于該網提供的檢索分類中將與性別平等有關的制度統一歸入“其他”分類項中，因此考慮到前次檢索可能會遺漏部分相關的制度性文件，將文件分類設定為“其他”，發布部門不做改變進行了二次檢索，共檢索到48項制度文件。通過兩次檢索共獲得目標制度文件160項。第二，為確保檢索信息的完整性，又登錄了23個部門的官方網站補充檢索到相關制度文件26項。第三，通過文獻閱讀，再次補充整理出制度文件39項。具體的文件搜索情況見表6-1。搜索過程發現，省級地方中的部分法律法規直接使用國家機構層面制定的法律，形式上由地方人大等機構進行轉發，所以所收集的數據中也包含部分國家層面的法律法規。表6-1數據收集一覽檢索來源檢索部門文件分類或關鍵詞目標文件數法律之星地方法規網一次檢索涉及陜西省人民代表大會、陜西省人大常委會等共計36個部門和機構涉及金融保險、食品醫藥等15個關鍵詞112項二次檢索同上“其他”48項官方網站涉及陜西省政府網、衛計委等23個部門和機構以部門職能設定關鍵詞，如教育部則設定“教育平等”“女性教育權利”等為關鍵詞26項文獻——39項合計225項表6-1數據收集一覽二研究方法制度關聯性分析的核心在于分析制度之間的關聯屬性。本書中，如果制度環境中的制度與出生性別比治理呈現耦合關聯，說明現有制度環境有利于出生性別比治理的開展，而雙方之間的獨立關聯則說明治理相關的制度在設計和實施中缺乏對出生性別比問題的考慮，或者是缺乏社會性別平等的理念和視角，而二者之間如果呈現互斥關聯，就表明制度設計對出生性別比治理的作用是消極的，制度的實施會抵消或阻礙治理的績效。因此，本書的研究方法以文本分析和簡單的描述統計為主。首先，通過對政策文本和文獻的梳理，總結出每項制度與出生性別比治理的關聯屬性，然后根據制度主體效力級別以及關聯屬性對變量進行編碼。變量類目以及編碼見表6-2。表6-2類目及編碼說明一級類目二級類目三級類目變量編碼出生性別比治理與制度環境的關聯性政治制度、經濟制度、教育制度等五類制度的具體制度制定與實施主體效力級別三分類數據，陜西省人大及其常委會為3；陜西省政府為2，省級各廳、各局為1與出生性別比治理關聯性三分類數據，耦合為1，互斥為-1，獨立為0表6-2類目及編碼說明三結果分析（一）一般統計描述利用制度關聯性對構成制度環境的各項制度進行分析，分別對制度制定主體的效力級別以及制度的關聯屬性進行賦權，從而形成出生性別比治理與制度環境之間關聯屬性的統計表（見表6-3）。數據顯示，政治制度方面，基層自治制度與憲法制度與出生性別比治理之間的耦合性關聯比重較大，比例分別為87.5%和100%。而選舉制度和司法制度與出生性別比治理的關聯以獨立關聯為主，但同時耦合關聯也分別占到33%、33%。政治制度中互斥關聯比重較大的為戶籍制度，互斥關聯比重達到75%。在經濟制度方面，與出生性別比治理呈耦合性關聯的主要是產權制度和就業制度。在產權制度中，與治理呈現耦合關聯的制度占總數的60%，而就業制度與治理的耦合關聯更是高達96%。但是經濟制度中的財政與稅收制度與出生性別比治理的互斥關聯占比為54%，耦合與獨立關聯分別為23%、23%。家庭制度方面，婚姻和財產制度與出生性別比治理的耦合性關聯比重較大，分別為83%和100%。而在生育制度方面，現有的8項相關生育制度，其中5項是與出生性別比治理互斥的。教育制度中，社會教育制度與出生性別比治理的耦合關聯比重較大，達到88%；另外兩項制度，學校教育和家庭教育制度與出生性別比治理的關聯均以獨立關聯為主，獨立關聯比重均在50%以上。社會保障制度方面，社會養老保障與社會醫療保險制度與治理的關聯以互斥關聯為主，互斥比重分別為70%和57%，除此之外，獨立關聯分別占到23%和16%。而25項社會救助制度中，與出生性別比治理呈獨立關聯的制度比重達到68%，另外還有28%的制度與治理呈互斥關系。表6-3出生性別比治理與制度環境關聯屬性統計政治制度基層自治制度（8項）34項3項（75%）87.5%1項（25%）12.5%0項（0）022項2項（100%）0項（0）0項（0）12項2項（100%）0項（0）0項（0）憲法制度（8項）35項5項（100%）100%0項（0）00項（0）023項3項（100%）0項（0）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）選舉制度（6項）36項2項（33%）33%4項（67%）67%0項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）司法制度（6項）31項0項（0）33%1項（100%）67%0項（0）021項0項（0）1項（100%）0項（0）14項2項（50%）2項（50%）0項（0）戶籍制度（6項）31項0項（0）25%0項（0）01項（100%）75%21項1項（100%）0項（0）0項（0）14項0項（0）0項（0）4項（100%）經濟制度產權制度（20項）36項3項（50%）60%0項（0）25%3項（50%）15%28項5項（63%）3項（27%）0項（0）16項4項（67%）2項（33%）0項（0）財政與稅收制度（16項）30項0項（0）23%0項（0）23%0項（0）54%24項1項（25%）0項（0）3項（75%）112項2項（17%）4項（33%）6項（50%）就業制度（30項）34項2項（50%）96%0項（0）02項（50%）4%29項9項（100%）0項（0）0項（0）117項17項（100%）0項（0）0項（0）家庭制度婚姻制度（6項）33項3項（100%）83%0項（0）17%0項（0）021項0項（0）1項（100%）0項（0）12項2項（100%）0項（0）0項（0）財產制度（6項）33項3項（100%）100%0項（0）00項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）13項3項（100%）0項（0）0項（0）生育制度（8項）35項0項（0）00項（0）37.5%5項（100%）62.5%23項0項（0）3項（100%）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）教育制度學校教育制度（11項）31項1項（100%）36%0項（0）55%0項（0）9%23項1項（33%）1項（33%）1項（33%）17項2項（29%）5項（71%）0項（0）家庭教育制度（8項）30項0項（0）37.5%0項（0）62.5%0項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）18項3項（37.5%）5項（62.5%）0項（0）社會教育制度（9項）32項2項（100%）88%0項（0）12%0項（0）021項1項（100%）0項（0）0項（0）16項5項（83%）1項（17%）0項（0）社會保障制度養老保障制度（26項）31項0項（0%）7%1項（100%）23%0項（0）70%213項1項（7%）2項（15%）10項（78%）112項1項（8%）3項（25%）8項（67%）醫療保險制度（36項）30項0項（0）27%0項（0）16%0項（0）57%28項2項（25%）1項（12.5%）5項（62.5%）128項8項（29%）5項（17%）15項（54%）社會救助制度（25項）30項0項（0）4%0項（0）68%0項（0）28%210項1項（10%）6項（60%）3項（30%）115項0項（0）11項（73%）4項（27%）注：制度效力級別中，3表示由陜西省人大及其常委會制定的制度法規，2表示由陜西省政府及政府辦公室制定的制度規章，1表示由陜西省各廳、各局制定的法規和文件；關聯屬性中，將耦合關系賦值為1，獨立關系賦值為0，互斥關系賦值為-1。表6-3出生性別比治理與制度環境關聯屬性統計為了清楚闡釋制度關聯屬性的分析邏輯以及每一種關聯屬性所揭示的制度含義，這里以社會養老保障制度為例進行詳細的分析。當前的社會養老保障制度與出生性別比治理到底呈現何種關聯，關聯屬性在各個效力級別中如何分布？通過分析表6-3中的數據可以得到答案。表6-3顯示，26項社會養老保障制度中，從橫向的制度關聯屬性看，與出生性別比治理呈現耦合、獨立和互斥關聯的制度比例分別為7%、23%和70%，表明當前的養老保障制度與出生性別比治理的關聯以互斥為主，養老制度對出生性別比治理的作用是消極的。從縱向關聯屬性分布的制度效力級別看，最高制度效力級別，即由陜西省人大及其常委會印發的與社會養老保障相關的法律僅有一條，即《中華人民共和國社會保險法》，而該法并未提及人口和計劃生育家庭的社會養老問題，更沒有對女孩戶或雙女戶家庭的社會養老保障制度做出特別的規定。而第二效力級別的12項制度規定中有8項均與出生性別比治理的理念和目標互斥，主要表現在制度規定體現出明顯的城鄉二元結構性，在制度建設、保障模式等方面均表現為明顯的“重城鎮，輕農村”的設計缺陷。第三效力級別的養老制度也與出生性別比治理整體上呈現互斥關聯。總體而言，最高效力級別的養老保障制度并未將人口和計劃生育家庭的特殊需求和利益加以體現，而第二、第三效力級別的社會養老保障制度設計甚至與出生性別比治理的需求相抵觸，對治理不僅起不到促進作用反而會阻礙治理目標的實現。（二）出生性別比治理與制度環境關聯矩陣上述數據統計和文本分析系統展示了各項社會制度與性別失衡治理的關聯屬性。表6-4給出了出生性別比治理與制度環境關聯的具體內容，目的是分析各項制度具有的關聯屬性的強度。通過對表中數據的整體統計筆者發現，在制度環境所涉及的17項具體制度中，與出生性別比治理制度耦合性關聯比例達到50%以上的制度有7項，而比例達到50%以上的獨立和互斥關聯均為5項，表6-4展示了各項制度呈現的主要關聯屬性。下面將對三類較強關聯屬性的形成機制做具體分析。表6-4出生性別比治理與制度環境關聯屬性制度環境基礎制度派生制度出生性別比治理政治制度基層自治制度◎憲法制度◎選舉制度○司法制度○戶籍制度△經濟制度產權制度◎財政與稅收制度△就業制度◎家庭制度婚姻制度◎財產制度◎生育制度△教育制度學校教育制度○家庭教育制度○社會教育制度◎社會保障制度養老保障制度△醫療保險制度△社會救助制度○注：某一關聯屬性比例占三種屬性50%以上則定義為具有較強的某種關聯，◎用來表示較強的耦合關聯，○用來表示較強的獨立關聯，△用來表示較強的互斥關聯。表6-4出生性別比治理與制度環境關聯屬性1.具有較強耦合關聯的制度及其形成首先，政治制度中的基層自治制度與憲法制度。現有的8項基層自治制度中7項制度對女性參與自治的數量和比例做出了規定。而憲法作為根本大法，不僅從經濟、政治、社會等方面突出規定了婦女的平等地位，還同時制定和實施了一系列較為具體的法律和法規，如全國人民代表大會制定了專門的《中華人民共和國婦女權益保護法》，還在《中華人民共和國未成年人保護法》中特別規定對女性未成年人權益的保護。除此之外，國務院關于婦女和兒童的發展綱要中進一步強調婦女平等的健康權、教育權、就業權和決策參與權。其次，經濟制度中的產權制度與就業制度。產權制度與出生性別比治理之間的關聯主要體現于土地自由流轉的相關規定中，產權制度的20項制度中，9項涉及了土地自由流轉的內容，《陜西省人民政府關于促進農村土地承包經營權流轉的指導意見》鼓勵多樣化的土地流轉方式，而土地流轉的實現可能從推進城鎮化和人地分離方面弱化對承載勞動力的男性的依賴，使得男孩效益弱化。就業制度方面，30項就業制度中28項分別涉及了女職工權益保護、農村婦女就業與創業支持等內容，體現了對女性的制度關懷，對促進女性就業是有益的，而就業水平在一定程度上反映了婦女的社會地位，社會就業水平通過影響社會勞動生產率而影響婦女婚姻水平和生育水平以及生育意愿而間接影響出生人口性別比［34］。再次，家庭制度中的婚姻制度和財產制度。《婚姻法》中明確提出實行男女平等的婚姻制度，并特別規定“女方在懷孕期間、分娩后一年內或中止妊娠后六個月內，男方不得提出離婚”。除了對合法婚姻中的女性進行保護外，相關法律還規定處理事實婚姻相關案件時要以保護婦女權益為基本原則酌情判決，并進一步強調事實婚姻案件中涉及分割財產時，應照顧婦女的利益。財產制度方面也體現了對女性的保護，除了強調財產繼承男女平等外，最高人民法院部門法進一步規定在處理夫妻財產的案件中要以保護婦女、兒童權益為原則。最后，教育制度中的社會教育制度。社會教育制度更多體現了社會性別視角，分別從婦女職業教育、婦女掃盲等方面進行了相關制度設計，而且制度對象主要面向農村地區婦女，而這部分人群是有性別偏好觀念的多數群體，因此，面向這部分女性的培訓和教育，可以提高農村婦女的綜合技能和社會地位，從而通過這部分女性的示范作用改變農村社區群眾對婦女傳統地位的刻板印象。2003年《陜西省人民政府關于修改陜西省實施〈掃除文盲工作條例〉辦法的決定》中將農村地區婦女列為主要的掃盲對象之一，這一決定對于改善農村婦女的文化觀念和經濟地位具有推動作用，對于其傳統觀念的改變也有積極意義。2.具有較強獨立關聯的制度及其形成首先，政治制度中的選舉制度和司法制度。選舉制度中的有關條文雖然規定了選舉代表中的女性代表問題，但是所有條款都缺乏操作性的規定，制度實質上存在消極性別歧視，無法根本保證女性參與政治。因為無論是基層組織法還是選舉法所指出的“適當比例”均未在人數指標和實施機制上進行明確，在男尊女卑的社會環境下，這種模糊規定基本上不可能保障女性在代表成員中占有一席之地。司法制度中法律援助制度與出生性別比治理的關聯較強，主要體現在婦女法律援助方面。然而，國家最近頒布的法律援助條例并未將婦女法律援助寫入，只有最高人民法院的兩項部門法規中提及要加大對侵犯婦女兒童合法權益犯罪的打擊懲處力度，陜西省目前尚沒有就法律援助制度做出相關規定。而由于數千年“夫權至上”封建思想的侵蝕，婦女在訴求法律保護時處于消極狀態，同時由于對家庭矛盾引發的法律訴訟往往注重調節而弱化法律責任追究，對侵害者不會造成震懾，因此，法律援助尚未成為婦女權益保護的有效手段。其次，獨立性關聯較強的還有教育制度中的學校教育制度和家庭教育制度。教育制度與出生性別比治理的關聯性主要體現在通過教育公平保障男女在教育機會和教育資源上享有平等的權利，以此提升女性地位，實現社會性別平等，然而，目前的教育制度總體上缺乏性別平等的內容。除《教育法》外，學校教育中70%的制度并未納入性別平等內容，在普及義務教育總體規劃下社會性別平等理念的缺失將導致普惠政策對人口和計劃生育優惠政策的抵消。“兩免一補”政策就是普惠性政策削弱人口和計劃生育利益導向政策的典型案例。而家庭教育方面，現有相關制度均未涉及社會性別平等的內容，家庭層面對性別平等的教育是完全缺乏的。最后，社會保障制度中的社會救助制度。作為一張鋪設在最低生活保障標準之上的“安全網”，社會救助制度是養老保障制度、醫療保險制度、教育保障制度等制度的底線，而現有社會救助制度設計尚未納入社會性別視角。《陜西省人民政府關于加快城鄉社會救助體系建設的意見》中將社會救助的對象限制為災民、流浪人員等群體，還沒有將弱勢婦女或女孩戶家庭列入救助范疇，而且當前，社會救助申請以戶籍、收入和財產為主要條件，按照這一標準，多生超生致貧的家庭以及其他違反人口和計劃生育政策的家庭均可申請社會救助，這種社會保障制度的普適性極易引發超生和性別選擇等違法行為。3.具有較強互斥關聯的制度及其形成第一，政治制度中的戶籍制度。戶籍制度是中國特色的社會管理制度，而從人的自由權利視角理解，戶籍制度同時也是中國特定社會變革下的政治制度。而如果將城鎮化和社會保障制度作為影響出生性別比治理的變量的話，戶籍制度作為阻滯城鎮化進程和社會公共服務均等化的重要因素對出生性別比治理的影響是負面的。大量研究證明戶籍制度對出生性別比治理的負面影響主要體現為戶籍制度的二元結構屬性導致醫療、養老和教育等社會資源配置水平上的城鄉差異。盡管政府已經將戶籍制度改革提上議程，并進一步強調要通過戶籍改革縮小城鄉社會保障水平差異，保障農民土地權益，但是作為一項影響半個世紀之久的行政制度，改革尚需時日，二元結構下城鄉差異的消弭也必然是漫長的。第二，經濟制度中的財政與稅收制度。財政與稅收制度同出生性別比治理互斥主要體現在兩個方面。一方面是財政分割體制尤其是縣級以下的財政分割制度對性別失衡治理產生消極影響。《陜西省財政廳關于進一步推進鄉財縣管工作的通知》中將鄉鎮一級的財政權上收至縣級，這一舉措的初衷雖然是規范鄉鎮財政收支，但是在削減鄉鎮一級的財政權力的同時，并未相應減輕它們的管理職責，現實中恰恰是鄉鎮這個幾乎沒有財政權力的政府層級承擔著出生性別比問題的大部分治理工作。另一方面在“財權上移和事權下移”的財政治理格局下，鄉鎮運轉經費捉襟見肘，對于人口和計劃生育、教育等公益性的支出相應減少，而當前的出生性別比治理又主要通過優惠性社會政策的柔性調節來弱化人們的男孩偏好，政策的執行主要依賴充足、靈活的財政資源。雖然財政部為女孩戶計劃生育家庭制定了獎勵扶助制度的動態調整機制，除專門針對女孩及其家庭的利益導向政策外，國家面向人口和計劃生育工作的獎勵扶助制度是缺乏性別平等視角的。例如，財政部頒布的《計劃生育家庭特別扶助專項資金管理暫行辦法》規定：特別扶助對象是城鎮和農村獨生子女死亡或傷、病殘后未再生育等特殊家庭。這樣，生活處于貧困的女孩戶家庭被排除于獎勵和扶助之外，對于此類家庭而言是不公平的。陜西省的相關制度則體現了性別意識，如《陜西省農村部分計劃生育家庭獎勵扶助對象確認條件的政策性解釋》將雙女戶也納入獎勵扶助范疇。第三，家庭制度中的生育制度。生育制度作為出生性別比治理制度的源生制度，對出生人口性別比治理的影響最為直接，也最為顯著。現行生育政策的政策擠壓和政策誘導間接加劇了性別失衡。政策擠壓主要是嚴格的人口數量限制與傳統的性別偏好相互作用，導致人們在孩子數量訴求得不到滿足的生育政策環境下退而求其次形成“以質量代替數量”的生育選擇戰略［120］。而政策誘導則主要是各地生育政策的差異，尤其是一些地區實行的“一孩半”的生育政策，實際上直接暗示了生育男孩的政策張力，導致了性別比進一步失衡。研究發現實施“一孩半”政策的地區性別失衡最嚴重，而實行比較寬松的生育政策的地區出生性別比比較接近正常值。第四，社會保障制度中的社會養老保障與社會醫療保險制度。城鄉養老保障制度與醫療保險制度均體現出明顯的二元結構，存在“重城鎮，輕農村”的設計缺陷。首先，農村養老保障制度基礎薄弱。早在1984年，中國各地就開始進行城鎮養老保險制度改革。而農村，1991年才開始在部分地區進行養老保障制度的試點，而且面向有支付能力的農村居民。其次，從保障模式上看，農村養老和醫療保障均缺乏長效機制。城鎮養老保障和醫療保險資金來源由單位、個人和政府共同保障，而農村無論是養老還是醫療資金來源均以個人繳費為主。2009年陜西省人民政府《關于開展新型農村社會養老保險試點的實施意見》提出要探索建立個人繳費、集體補助、政府補貼相結合的新農保制度，但是目前廣大農村地區參保者仍是以個人繳費為主。再次，農村參保人數少。截至2009年底，全省253萬人參加農村社會保險，僅占全省農村人口的12%，而目前已享受到保障金的農村人口只占全省農村人口的2.37%［253］。社會保障制度的城鄉差異必然會強化農村居民對家庭養老和醫療支付的依賴，從而在一定程度上使得這種差異成為強化男孩偏好的推手。第四節社會制度變遷下的出生性別比治理績效分析正如本章第三節內容所述，出生性別比治理績效的實現對現有的制度設計有一定的要求，只有人口、教育、社會保障、公民權利等相關制度的設計都充分體現性別平等理念，并在制度實施中最大化地實現性別平等，才能從根本上治理出生性別比問題。這是從相對靜態的制度環境視角分析其與出生性別比治理的關系的。制度主義學者諾斯認為除靜態的制度環境外，動態的社會變遷也會對特定的治理問題產生影響。因此，本部分內容將從制度變遷視角去分析和識別對出生性別比治理績效產生影響的宏觀變量。學者對于出生性別比問題的分析，長期以來局限于理性人假說和文化決定論的基本定式中，但隨著社會變遷的復雜化和快速化，傳統的論斷已經不能夠合理解釋出生性別比的變化以及變化的原因機制。現在更多的研究認為，不斷變化的環境因素相互疊加，使其呈現“發生、發展和消亡”的動態演變過程［254-255］。因此，越來越多的學者將對性別失衡原因以及變化機制的探究視角轉向社會變遷。劉娟［256］認為社會變遷中存在的對原有的生育理性進行解構的因素從社會關系、家庭關系等方面瓦解了男孩偏好存在的社會基礎。而鄧艷［257］則以社會經濟的變遷為視角，探討由社會經濟變遷引發的養老方式轉變、子女養育成本、女性受教育程度提高、嬰兒死亡率偏低、現代文化思想的沖擊以及核心家庭結構的主流化、城市化進程對傳統性別偏好的沖擊。齊曉安從世界范圍內的社會文化變遷出發，探討了社會變遷對婚姻家庭的影響及趨勢，發現亞洲國家經歷了二戰后的現代化和產業化后，以往農業社會中的血親主位、父子軸心、男性專權的傳統家庭，開始向工業社會的婚姻主位、夫妻軸心、兩性平等的現代家庭轉變［258］。而陳友華等在考察了導致中國出生性別比失衡的各種因素在社會變遷的時代背景下是否仍然起作用及作用的方向后，認為改革開放以來中國經濟的快速增長與社會的急劇變遷，已經逐漸積累起促使出生性別比高位回落的社會經濟基礎［259］。上述研究從各自視角論證了社會變遷要素對出性別比或男孩偏好所產生的影響，關注了長期為學者們所忽視的社會環境的動態變化因素。盡管如此，究竟有哪些社會變遷維度影響出生性別比？各個維度又包括哪些具體的變量尚需深入探討。現有文獻主要將社會變遷劃分為經濟變遷、文化變遷、人口變遷以及觀念變遷等。關于社會變遷有多種測量變量，這些變量中既有單一測量指標，又有比較綜合的指標。因此，本書盡量在考慮數據可得性的基礎上選用綜合的指標，以保證變量的測量水平。經濟變遷方面，對經濟水平的測量維度很多，比較典型的有第三產業從業人員比重、人均國民收入、國內生產總值、基尼系數、消費者物價指數等。前面已經提到，目前關于經濟增長對男孩偏好的影響并不確定，正向、負向和雙向影響的觀點并存，本部分并未選擇經濟增長的變量，如人均國民收入、國內生產總值、基尼系數等，而是選擇了第三產業從業人員比重和非農人口比重兩個指標，因為以上兩個指標較為綜合地衡量了一個社會的經濟結構，而結構的改變是經濟變遷的根本動力。全球化背景下，以經濟增長為目標的短期發展模式已經逐漸被經濟可持續發展所取代，而經濟結構的調整和變化對可持續發展具有根本決定作用。在文化變遷方面，對于傳統文化的測量沒有直接的指標，一般采用家庭戶均規模、三代戶以上比例來間接測量傳統文化的改變，也有學者利用文化消費的比例來衡量人們對新型文化的接納程度。同時，城鎮化水平在一定程度上也能夠反映傳統文化的變化，因為城鎮化的推進不僅意味著人們生活方式、就業方式的轉變，也是城鎮化進程中農村人口逐漸改變鄉土環境下的傳統觀念和意識，逐漸接受城市中的現代文化的過程。一般來說，城鎮化水平越高，男孩偏好越低，出生性別比水平也越低［260］。人口變遷主要包括人口結構、數量、質量和分布等的變遷，這里主要采用人口老齡化比例和總和生育率來測量人口變遷。除此之外，很多文獻將婦女地位變遷作為一個與經濟變遷、文化變遷等維度同等重要的變量納入模型進行分析，原因在于婦女地位是一個多層次、多角度的綜合概念［261］。在現有研究中，對于婦女地位的分析主要包括社會地位和家庭地位兩個維度，社會地位方面，現有研究主要從婦女的受教育程度、婦女職業層次、婦女政治地位等方面進行分析；另一個視角主要從婦女的生育決策角度去衡量婦女的家庭地位。除以上指標外，已經有大量研究發現婦女地位提高和經濟地位的提高與婦女離婚率呈U形關系，粗離婚率可能更能夠體現婦女從家庭本位向個體本位的轉變［262］，因此，婦女離婚率也可以視為衡量女性地位的一個指標，而且這個指標的優勢在于能夠同時衡量婦女的社會和家庭地位。原因在于：一方面，婦女離婚很可能與其具有一定的獨立經濟能力和生存能力有關，而這種經濟能力和生存能力是社會地位的表現之一；另一方面，離婚能夠反映女性脫離家庭束縛的自主決策能力，因此，是一項能夠同時衡量婦女社會地位和家庭地位的綜合指標。一變量測量本部分實證分析的因變量為1982～2013年陜西省的出生性別比治理績效，主要用陜西省32年間的出生性別比水平來測量。自變量方面，主要收集了1982～2013年陜西省婦女地位變遷、經濟變遷、傳統文化變遷以及人口變遷的相關變量。根據前述選取的主要因變量和自變量，首先建立了以出生性別比治理水平為因變量，以粗離婚率、第三產業從業人員比例、非農人口比例、家庭戶均規模、城鎮化率、人口老齡化比例和總和生育率為自變量的理想多元回歸模型。srbt=β0+β1clhlt+β2dsccyrybzt+β3fnrkbzt+β4jthjrkt+β5czhlt+β6llht+β7tfrt+ε（6-1）式（6-1）中，srb表示各個年份的出生性別比水平，clhl為各年粗離婚率，dsccyrybz為各年第三產業從業人員比重，fnrkbz為各年非農人口比重，jthjrk為各年家庭戶均規模，czhl為各年城鎮化率，llh為各年老齡化比重，tfr為各年總和生育率。β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7為待估系數，ε為隨機誤差，t為年份。為了消除所采用的變量中可能存在的異方差，對所有變量均取自然對數，得到新的方程如下：lnsrbt=β0+β1lnclhlt+β2lndsccyrybzt+β3lnfnrkbzt+β4lnjthjrkt+β5lnczhlt+β6lnllht+β7lntfrt+ε（6-2）主要變量及其描述性統計見表6-5。表6-5主要變量及其描述性統計主要變量變量測量均值標準差因變量出生性別比治理績效1982～2013年出生性別比水平115.7004.095自變量婦女地位變遷粗離婚率1.114（‰）0.584經濟變遷第三產業從業人員比例25.428（%）7.098非農人口比例34.993（%）10.158文化變遷家庭戶均規模3.6460.441城鎮化率34.465（%）10.105人口變遷人口老齡化比例6.745（%）1.271總和生育率1.693（‰）0.505表6-5主要變量及其描述性統計二研究方法本部分內容數據主要來自陜西省統計年鑒、社會經濟統計公報和相關文獻。主要考察1982～2013年陜西省的社會制度變遷對出生性別比治理績效的動態影響，樣本量為32個。基于比較小的樣本量和對出生性別比治理績效的動態影響因素的分析目的，在統計方法上選擇了宏觀經濟計量方法。按照計量分析方法建模與分析的基本路徑，基本上通過以下幾個步驟進行分析：首先，通過最小二乘法建立了多元回歸模型；其次，針對時間序列數據，為避免偽回歸，對使用的主要變量做單位根檢驗；再次，通過建立協整檢驗模型對變量之間長期均衡的線性關系進行檢驗，由此確定變量之間是否具有協整關系；最后，在協整檢驗基礎上，如果確定變量間有協整關系則進一步通過誤差修正模型描述變量之間的短期均衡關系。主要使用的軟件是Eviews7.2，同時輔助使用了Stata軟件。三結果分析（一）一般統計描述表6-5所展示的主要變量的描述性統計給出了因變量和主要自變量的統計結果。統計顯示，1982～2013年，陜西省的出生性別比均值為115.7，自變量中粗離婚率為1‰，略低于全國平均水平。第三產業從業人員比例平均為25.43%，非農人口比重約為35%，家庭戶均人口為3.65，城鎮化率達到34.47%，略低于全國42.3%的城鎮化水平。人口老齡化比例為6.75%，總和生育率為1.69‰。（二）社會變遷因素對出生性別比治理績效的影響1.平穩性檢驗由于時間序列的不平穩性，如果直接利用現有數據建立多元線性模型會出現偽回歸現象，導致結果失去實際意義。為防止偽回歸，首先對采用的所有因變量和自變量做平穩性檢驗，對數據進行平穩性檢驗的方法通常有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗，這里采用ADF檢驗，檢驗結果如表6-6所示。表6-6時間序列模型平穩性檢驗結果變量ADF值檢驗類型（C，T，K）1%臨界值5%臨界值10%臨界值檢驗結果lnsrb0.928（0，0，0）-2.642-1.952-1.610不平穩lnclhl-2.236**（0，0，0）-2.642-1.9521.610平穩lndsccyrybz-2.236**（0，0，1）-2.642-1.952-1.610平穩lnfnrkbz-4.886**（0，0，0）-4.356-3.595-3.233平穩lnjthjrk-3.616***（0，0，0）-2.642-1.952-1.610平穩lnczhl-1.362（0，0，1）-4.285-3.563-3.215不平穩lnllh-4.054**（0，0，0）-4.310-3.574-3.222平穩lntfr-2.068（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩△lnsrb-1.917**（0，0，0）-2.657-1.954-1.609平穩△lnclhl-8.013***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩△lndsccyrybz-2.904**（0，0，0）-3.689-2.972-2.625平穩△lnfnrkbz-3.215**（0，0，0）-3.670-2.964-2.621平穩△lnjthjrk-4.598***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩△lnczhl-2.399***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩△lnllh-5.199***（0，0，0）-3.670-2.976-2.627平穩△lntfr-6.370***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩注：檢驗類型分別代表常數項、時間趨勢、滯后階數，其中滯后階數根據SIC原則確定；變量前的△表示一階差分形式，***、**分別代表在1%、5%水平上顯著。表6-6時間序列模型平穩性檢驗結果根據上述平穩性檢驗，可以發現所有變量在5%的顯著性水平上經過一階差分是平穩的，也就說明所有變量都是一階平穩序列，因此可以根據以上檢驗和理想回歸模型建立回歸模型。2.基于最小二乘法的多元線性回歸模型結合上述的平穩性檢驗，對于建立的一般線性方程，采用普通的最小二乘法，運用Eviews7.2對回歸方程中的參數進行估計，變量篩選時選擇將全部變量都引入模型，輸出結果見表6-7。表6-7多元線性模型輸出結果回歸系數標準差T檢驗常數項5.247***0.39813.174clhl-0.0040.017-0.224dsccyrybz-0.236***0.0623.827fnrkbz-0.354**0.136-2.595jthjrk0.335*0.147-2.274czhl-0.0410.082-0.505llh0.2830.2141.319tfr0.068*0.0342.007R20.884Adjust-R20.850F統計26.037p值***樣本量32注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。表6-7多元線性模型輸出結果將上述相關系數代入方程（6-2）得到實際的多元回歸模型：lnsrb=5.247-0.004lnclhl-0.236lndsccyrybz-0.354lnfnrkbz+0.335lnjthjrk-0.041lnczhl+0.283lnllh+0.068lntfr+εt（6-3）S.E.=［0.98］［0.017］［0.062］［0.136］［0.147］［0.082］［0.215］［0.034］其中，R2=0.884，AdjustedR-squared=0.850，說明模型總體的擬合情況較好。D.W.=1.895，證明模型的擬合度較高，但是變量粗離婚率、城鎮化率和老齡化未通過檢驗。在計量分析中，非平穩的時間的線性組合可能是平穩序列，組合后平穩的序列稱為協整方程，并且這些平穩的經濟變量間具有長期穩定的均衡關系［263］。上一部分平穩性檢驗只是確定變量間是不是單階同整的，即是否存在長期均衡的線性組合，而要確定線性這種長期的均衡是否存在，還要做協整檢驗。3.協整檢驗協整檢驗主要包括兩個部分，一部分是針對回歸方程的系數做協整檢驗，另一部分還要對回歸模型的殘差做ADF檢驗。考慮到上述模型是一個多變量模型，因此針對回歸方程系數的協整檢驗主要應用的是JJ檢驗。應用Eviews軟件得出的JJ檢驗結果見表6-8。表6-8JJ協整檢驗結果特征根跡檢驗結果協整關系數假定Ⅱ矩陣特征值跡檢驗統計量5%水平下的臨界值p值None*0.948227.261125.6150.000Atmost1*0.860138.76395.7540.000Atmost2*0.60779.80869.8190.006Atmost3*0.52751.80747.8560.020Atmost40.46029.35129.7970.056Atmost50.25110.83915.4950.221Atmost60.0692.1553.8410.142最大特征值檢驗結果協整關系數假定Ⅱ矩陣特征值最大特征值統計量5%水平下的臨界值p值None*0.94888.49846.2310.000Atmost1*0.86058.95540.0780.000Atmost20.60728.00133.8770.214Atmost30.52722.45627.5840.198Atmost40.46018.51221.1320.112Atmost50.2518.68414.2650.313Atmost60.0692.1553.8410.142注：*代表在10%水平上顯著。表6-8JJ協整檢驗結果根據特征根跡檢驗，如果跡檢驗統計量大于臨界值可以拒絕原假設，從統計結果可見，即使將原假設即協整關系假定為3，跡檢驗統計量為51.807仍大于對應的5%顯著性水平上的臨界值47.856，所以可以拒絕原假設，即因變量與自變量之間至少有4個協整關系存在。同樣，根據最大特征值檢驗，當最大特征值統計量大于5%顯著性水平上的臨界值時同樣可以拒絕原假設，而表6-8中將協整關系假定為2時最大特征值統計量仍大于臨界值，所以可以拒絕原假設，即因變量與自變量間至少有2個協整關系存在。為進一步確定協整關系的存在，還要對上述回歸模型中的殘差進行平穩性檢驗。通過Eviews生成一個新的序列ECM等于原來的殘差resid，對ECM序列的平穩性進行檢驗，通過ADF單位根檢驗，得出的結果見表6-9。表6-9對殘差序列的平穩性檢驗T檢驗p值ADF檢驗-7.750***臨界值1%顯著性水平-2.6445%顯著性水平-1.95210%顯著性水平-1.610注：***代表在1%水平上顯著。表6-9對殘差序列的平穩性檢驗通過對殘差ECM的ADF檢驗發現，T統計檢驗量的值為-7.750，小于顯著水平1%的臨界值-2.644，因此可以認為殘差序列ECM為平穩序列，進而證明回歸模型中解釋變量和被解釋變量之間具有協整關系。由于ECM是平穩的，由此可以得到協整方程：ECMt=srbt+0.051clhlt-1.284dsccyrybzt-0.808fnrkbzt+1.028jthjrkt-0.014czhlt+3.472llht-0.061tfrt-9.578（6-4）其中，R2=38.447，S.E.=0.017。通過協整方程，可以分析各個自變量對因變量的長期彈性，從方程（6-4）各個變量的系數可以看出，粗離婚率、第三產業從業人員比