“對男孩最好的事就是有一個姐姐”?｜文化縱橫_風聞

葉昱利 | 華南農業大學

李 強 | 廣州大學

​馮羣娣  | 華南農業大學

【導讀】近年來，年輕人結婚率低、生育率低的現象屢屢引發關注，另一人口態勢卻被廣泛忽略。最近有不少家長髮帖稱幼兒園性別比失衡，**“14個男生卻只有4個女生，呈現“男男男女男”的態勢。**數據顯示，隨着二胎三胎成為出生主力，2019-2022年全國出生男女比持續小幅度上升，均在110以上（正常範圍103-107）。相較已有文獻探究“二胎男孩偏好”的成因，本文選取一個特殊視角，即在“頭胎女兒”結構下，“二胎男孩”是否會對長姐的成長產生影響。

作者指出，因家庭內生性性別偏好難以識別，研究引入了社會層面的情況作為工具變量、因當同村、社區其他家庭的男孩比例越高，表明其他家庭中父母的男孩偏好程度越強。因此， **同村/ 社區其他家庭的男孩比例與自家中長姐是否有弟弟顯著相關。**本文考察了全國2010-2018年二孩户長姐樣本發現，**有弟弟，相較於有妹妹，顯著降低了長姐的身體健康水平。**作者分析指出，男孩偏好實質上是家庭內部的不平等，父母通過非對稱資源轉移——犧牲女兒的利益來滿足兒子的需求。異質性分析表明農村的男孩偏好效應相對較強，**且男孩偏好效應隨長姐年齡增加而變得更大。**本文的政策含義是，國家有必要建構一個支持家庭、投資兒童的微觀家庭政策體系。

******本文原載《公共管理評論》2021年第4期，原題為《我的姐姐: 男孩偏好與長姐身體健康》，篇幅所限，文獻註釋有所刪節。******僅代表作者觀點，供讀者參考。

我的姐姐:

男孩偏好與長姐身體健康

“除了出生在一個富有、高知家庭外，對男孩最好的事情可能就是有一個姐姐。” （Tang， 1981：886）

**▍**引言

雖然近年來我國在促進性別平等上取得了卓越的成就，但家庭中男孩偏好現象仍相當普遍。男孩偏好的突出表現是在高胎次中的出生性別比失衡。根據國家統計局數據，1982—2015 年間我國頭胎的出生性別比約是108：100，基本與正常的出生性別比持平，且歷年沒有發生明顯變化。**但是第二胎、第三胎及以上胎次卻顯著高於正常的性別比，**尤其是第三胎及以上胎次的出生性別比自 1995 年後一直穩定在較高位（詳見圖 1）。

作者注：圖中顯示 2000 年後二胎的性別比發生了顯著的下降，其主要原因很可能是國家《關於禁止非醫學需要的胎兒性別鑑定和選擇性別的人工終止妊娠的規定》 （“兩非”）的實施，以及 2011 年《國家人口發展 “十二五”規劃》提出將性別比下降至 115 以下。同時，各地政府組織開展關愛女孩行動、綜合治理出生人口性別比宣傳活動，嚴肅查處“兩非”、溺棄女嬰、虐待婦女的典型案例。在一系列綜合治理下，我國的出生性別比失衡問題得到了緩和（張軍和陳莉敏， 2017）。但“目前，全世界只有 18 個國家和地區的性別比高於 107 的正常值上限”（張軍和陳莉敏， 2017），而我國仍是世界上出生人口性別失衡最嚴重的國家（呂利丹等， 2018）。因此，雖然我國二胎出生性別比在 21 世紀後有所下降，但男孩偏好現象仍未減弱。

雖然大量基於家庭之間的對比研究表明男孩偏好與女孩的一系列健康狀況相關，但是，基於家庭之間的比較並不是總能發現男孩與女孩的健康存在顯著的差異 。圖 2 也顯示，不同家庭之間的男孩與女孩標準化身高差異並沒有明顯差異。因此，我們面臨着一個似乎難以解釋的現象，即雖然男孩偏好現象仍相當嚴峻，但男孩與女孩的身體健康並不存在顯著的差異。

**男孩偏好實質上是家庭內部的不平等，父母通過非對稱資源轉移——犧牲女兒的利益來滿足兒子的需求，**其原因主要緣於文化、經濟和社會等因素。男孩偏好不僅不利於女嬰的存活，而且對其身高、母乳餵養時長、必要的免疫接種等其他健康狀況都產生了不利的影響。

如果父母有男孩偏好，那麼已出生孩子的性別不僅會影響其他孩子的性別，還會影響潛在額外孩子的存在，這説明如果父母有男孩偏好，那麼同胞的性別和數量都是內生的。而且，只有在家庭中既有男孩也有女孩時，父母才可能偏好男孩。若僅有男孩或僅有女孩，父母都無法在家庭內部轉移資源以偏好於男孩，即男孩偏好一定是在家庭內部某種同胞性別結構中發生的。因此，父母男孩偏好及其對兒童健康的影響問題，“與同胞數量、出生次序以及性別問題相互交織” 。

既有文獻識別男孩偏好的策略是，利用頭胎性別的外生性，將頭胎男孩（B）與女 孩（G）間的健康差異判定為男孩偏好效應，使用頭胎樣本的優勢是頭胎的性別是外生的，但也存在兩個問題。其一，雖然都是頭胎，但男孩與女孩的健康可能本身就存在性別差異，與男孩偏好無關；其二，若能從頭胎樣本中發現男孩偏好效應，則對非頭胎樣本處理內生性問題後也應該有類似發現，否則就存在外部有效性的問題，至少不能完全解釋為男孩偏好，例如還存在諸如長子效應等其他可能的解釋。因此，識別男孩偏好效應，本質上要求從家庭內部同胞結構切入，剔除同胞數量、出生次序和同胞性別結構中少數性別等因素的影響，並解決識別過程中存在的內生性問題。

本文提出一個基於家庭內部同胞性別結構的新穎識別策略：在其他情況均相同的條件下，通過比較二孩户家庭中長姐有弟弟（GB），相對於有妹妹（GG），對其健康的不同影響，來識別男孩偏好效應。但由於父母可能選擇第二胎的性別，本文使用同村/ 社區其他家庭頭胎男孩的比例作為長姐是否有弟弟的工具變量。**其原因在於，男孩偏好常表現為兩個層面，一個是家庭層面，另一個是社會層面。社會層面的男孩偏好通過社區、村內的男孩比例對家庭層面父母的男孩偏好產生影響。同村/ 社區其他家庭的男孩比例越高，表明其他家庭中父母的男孩偏好程度越強。**因此， 同村/ 社區其他家庭的男孩比例與自家中長姐是否有弟弟顯著相關。由於頭胎性別是外生的，我們使用同村/ 社區頭胎男孩的比例作為長姐是否有弟弟的工具變量。本文的工具變量滿足成為有效工具變量的三個條件：第一，由於頭胎性別的外生性，其與殘差不相關；第二，由於社會壓力，其與長姐是否有弟弟相關；第三，同村/ 社區其他家庭頭胎男孩的比例與長姐的健康並不直接相關，它僅僅是通過影響長姐是否有弟弟從而對長姐健康產生影響，因此對縮略式而言是多餘的。

利用工具變量解決內生性問題後，**本文發現，有弟弟，相較於有妹妹，顯著降低了長姐的身體健康水平。通過反事實檢驗本文排除了其他可能的解釋，結果表明給定同胞數量，男孩偏好確實損害了女孩的健康。異質性分析結果表明：農村的男孩偏好效應相對較強，且大齡女孩受男孩偏好的影響更大。本文可能有以下三個方面的貢獻。首先，本文基於同胞性別結構提出了一個識別男孩偏好效應的新方法。雖然男孩偏好現象司空見慣，但識別男孩偏好的因果影響卻相對較為困難。**既有文獻要麼僅使用頭胎樣本識別男孩偏好，要麼在使用多胎樣本時忽略高胎次性別可能存在的內生性，**本文運用二孩户家庭長姐樣本並利用工具變量解決估計過程中存在的內生性問題，通過比較有弟弟和有妹妹對長姐健康的不同影響，較為巧妙地識別出男孩偏好效應。**其次，“同胞性別結構在男女之間具有一種複雜的非對稱性”，本文對男孩偏好的識別策略可算作是對解開該複雜性的一次初步嘗試。最後，本文的研究表明，在“數量-質量權衡理論”與“資源稀釋理論”之外，同胞的性別結構也對子女人力資本有顯著的影響，在東亞國家若父母特別偏好某一性別時更是如此。總之，本文將同胞數量、出生次序、同胞性別結構相結合，邊際上發展了男孩偏好文獻。

本文其餘內容安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分介紹數據和模型；第四部分從實證上覆制既有文獻識別男孩偏好的結果並探討其侷限性，在此基礎上本文繼續探討男孩偏好與長姐身體健康之間的因果關係，並進行穩健性分析和異質性分析，進而探討男孩偏好對長姐身體健康的作用機制，第五部分是結論與討論。

**▍**文獻綜述

Becker（1983）認為同胞結構會影響家庭資源的分配，進而影響個體的教育及健康等人力資本。同胞結構包括同胞數量、出生次序、性別結構等。下面本文主要從這三個方面總結文獻並探討其與男孩偏好之間的關係。

（一） 同胞數量

在同胞數量這一支文獻中，主要的理論有數量-質量權衡説和資源稀釋説。數量- 質量權衡説認為“子女的數量和質量是由父母權衡選擇的，質量和數量負相關”。資源稀釋説認為隨着同胞數量的增加，**在既定的家庭資源約束下， 同胞之間對有限家庭資源的競爭越發激烈，由此平均每個孩子分配到的資源則將減少， 從而不利於其教育獲得。**在實證研究方面， 雖然偶有文獻發現同胞數量對子女教育水平沒有顯著的影響， 但多數文獻的發現較為支持數量-質量權衡説，即當同胞數量增加時，個人的教育成就相對降低，而且該影響在性別間存在不對稱性，女孩相對於男孩降低得更多，有時甚至對女孩有顯著影響而對男孩沒有顯著影響。由於數量-質量權衡説和資源稀釋説都沒有考察子女的不同性別結構對家庭內部資源分配的影響，這兩種理論均無法有效地解釋數量-質量負相關中存在的性別差異。

（二） 出生次序

除去同胞數量外，出生次序也是影響個人教育成就的重要方面。既有的關於出生次序的文獻着重關注長子/ 女效應和末孩效應，但並末取得一致結論。例如，有文獻發 現長子優勢，有的發現末孩劣勢，有的則發現末孩優勢，更有文獻注意到末孩優勢存在異質性。Dayioğlu et al. （2009） 另闢蹊徑，**提出出生次序效應的拋物線假説，他們發現出生排行在中間的孩子入學率最低， 排行在兩端的孩子入學率略高。**最近的文獻發現出生次序與教育獲得總體並不存在顯著性關聯，而是在不同時期有顯著不同 。

在同胞數量與出生次序兩者關係上，Blake（1981）認為只有同胞數量是重要的， 而出生次序不重要。也有文獻將同胞數量與出生次序融合起來研究。例如 Booth and Kee（2009）發現子女獲得的家庭教育資源隨着出生次序減少，當控制出生次序時，同胞數量效應仍然存在。

（三） 同胞性別結構

與本文最相關的是同胞性別結構的文獻。針對同胞性別結構效應的研究主要從少數性別優（劣）勢、同胞性別結構對女性的影響兩個角度探討性別差距問題。前者文獻較少，且沒有取得一致的結論。Conley（2000）認為家庭中少數性別的子女處於劣勢。但 Rosenberget al. （2015）認為處於同胞中少數性別的子女，不論男女，會得到相對較多的教育資源，即少數性別優勢。Pande（2003）發現在多個姐姐之後出生的男孩身體更健康。Pande 認為這是少數性別優勢，表明父母希望在性別上有所平衡。但在東亞地區類似的發現則可能有其他的解釋，例如男孩偏好。

後者文獻較多，但同樣沒有取得一致結論。同胞性別結構對女性教育影響的證據在發達國家中非常微弱。Butcher and Case（1994）對成年女性的開創性研究顯示， 有兄弟的女性比沒有兄弟的女性教育水平更高。Kaestner（1997）將研究對象延伸到兒童和青少年，但沒能複製 Butcher and Case（1994）對成人的研究。Hauser and Kuo （1998）和 Jacob（2011）也發現同胞性別結構對女性的受教育程度沒有顯著的影響。但是，Dayioğlu et al. （2009）發現同胞性別構成只對女童的教育水平有顯著影響。近來的研究將同胞性別結構的影響拓展到個人收入 、（大學）專業選擇、婚姻、生育，以及傳統性別規範的遵守。

雖然同胞性別結構效應在發達國家的證據相當微弱，但是針對發展中國家的研究基本上都發現了顯著的同胞性別結構效應。Chu et al. （2007） 、鄭磊（2013） 、葉華和吳曉剛（2011）、張克中等（2013）、Lei et al. （2017）以及鄭筱婷和陸小慧（2018） 均發現在中國擁有兄弟不利於女性的受教育機會和教育水平，擁有姐妹則相反，這説明兄弟對家庭資源的擠佔效應更大，同時反映出女性在關鍵競爭性資源的分配上處於完全的不利地位。方超等（2020）將結果變量拓展至學業成績，發現有兄弟的同胞結構會造成女孩學業成績的下降。

將同胞性別結構與男孩偏好相結合的研究可能發端於鄭磊（2013），發展於鄭筱婷和陸小慧（2018）。鄭磊（2013）認為父母的男孩偏好導致家庭內部資源流向男孩而不是女孩，因此有兄弟不利於個人的教育獲得，但他並沒有區分該影響在男女之間的異質性，因而也就無法探討有兄弟對女性影響更大還是對男性影響更小，甚至沒有影響。這就意味着鄭磊（2013）一文未能有效識別有兄弟不利於女性教育獲得這一現象背後的深層次原因——男孩偏好。鄭筱婷和陸小慧（2018）發展了鄭磊的方法，但其主旨是解釋給定男孩偏好普遍存在的情況下，為何女性的受教育程度反而提高了。**她們認為由於男孩偏好，有兄弟雖然顯著降低了成年女性的受教育程度，但計劃生育帶來的資源稀釋作用減小，以及大量湧現的無男性後代家庭使得女性免於同胞競爭，兩者合力使得女性的受教育程度提高了。**本文與鄭筱婷和陸小慧 （2018）有以下三個方面的不同。第一，她們主要關注成年人的受教育程度，本文主要關注早期兒童的身體健康；第二，她們僅探討是否“有兄弟”，並沒有區分是長兄還是弟弟，因此無法排除出生次序的影響，本文主要探討有弟弟對長姐身體健康的影響，有弟弟相對於“有兄弟”而言，進一步區分了出生次序的影響；第三，她們假定胎兒性別鑑定技術不可得時家庭生男生女是隨機事件，從而將“有兄弟”作為外生的， 但家庭在生育頭胎後是否繼續生育卻不是隨機事件。有鑑於此，本文將有弟弟作為內生變量，並使用同村中其他家庭頭胎男孩的比例作為工具變量來解決該內生性問題。

總之，同胞結構方面的文獻較多關注成年女性在受教育程度、收入、職業晉升等方面遭遇的不平等，而較少考慮女性在家庭內部健康資源分配上受到的歧視，即男孩偏好對女孩健康造成的影響。然而，男孩偏好的影響同樣表現在家庭內部對不同性別子女的健康投資方面，尤其是健康發展的早期階段。遺憾的是，鄭磊（2013）以及鄭筱婷和陸小慧（2018）雖然均涉及男孩偏好及同胞性別結構，但主旨均不是通過同胞性別結構來識別男孩偏好的因果影響。目前鮮有文獻通過比較家庭內部子女間差異來識別男孩偏好對兒童健康的影響。

未來同胞性別結構的相關研究至少可以從以下三個方面拓展現有文獻。第一， 同胞數量、出生次序、同胞性別結構效應需要得到有效的分離。既有文獻僅研究有兄弟或者有姐妹對個人的影響，這很可能混淆了同胞數量、出生次序與同胞性別結構的影響，例如 Kaestner（1997）就沒能區分出同胞性別結構效應與出生次序效應。第二，在發展中國家中同胞性別結構對女孩影響的一個重要拓展是對男孩偏好的研究。但是，在發展中國家研究男孩偏好，尤其是在亞洲國家和地區，**由於父母在頭胎生育男孩後，相對於頭胎生育女孩，更可能停止生育，所以同胞性別結構很可能是內生的。**是故，對男孩偏好有效識別必須解決同胞性別結構的內生性問題。第三，關注的焦點可以從教育、勞動力市場、婚姻市場表現等拓展至人力資本的各個方面，尤其是在健康中國背景下探討同胞結構與健康之間的關係。

通過將樣本限定於二孩户家庭長姐中，並比較有弟弟和有妹妹對長姐健康的不同影響，本文在以上三個方面拓展了現有文獻。第一，由於將樣本限定於二孩户中， 本文是在同胞數量既定情形下，即排除了同胞數量的干擾，通過特定的同胞性別結構來識別男孩偏好；同時研究對象是長姐，其同胞性別結構僅可能是姐弟組合或姐妹組合，因此也排除了少數性別的影響；本文還通過反事實檢驗，排除了出生次序的影響。同時，由於研究對象都是長姐，本文剔除性別本身上的差異。第二，本文通過姐弟和姐妹這兩種特定的同胞性別結構識別男孩偏好效應，並利用工具變量解決內生性問題，以期提供來自發展中國家的男孩偏好證據。第三，與既有文獻重點關注同胞結構對成年女性教育、收入、職業晉升等方面的影響不同，本文關注身體健康， 尤其是兒童時期的健康。本文於是回應了健康中國背景下對兒童健康的時代關切， 以及諸多學者對建立兒童照顧政策體系的呼籲。

本文限定二孩户樣本的識別策略與 Brenøe（2021）、Cools and Patacchini（2019）、 Peter et al. （2018）以及 Vogl（2013）類似但不完全相同。Cools and Patacchini 將樣本限定於有至少一個比自己年齡小的同胞中（忽略個人的出生次序），而本文將樣本限定於二孩户家庭長姐之中。Peteret al. 研究頭胎的教育是否受到兄弟姐妹性別的影響，其研究背景是性別選擇可能性非常低的瑞典，因此兄弟姐妹的性別可視為是外生的。但我國男孩偏好的突出表現即為高胎次的性別選擇，因此在我國識別男孩偏好效應，必須解決性別選擇所造成的內生性問題。由於本文將樣本限定於二孩户中識別男孩偏好，因此識別出來的很可能是一個局部效應。但是根據 Mishra et al. （2004）的發現——對女孩的歧視僅限於某些出生次序和姐弟組合等同胞結構中相對較小的一部分，本文限定樣本的做法對識別不會造成特別大的影響。

**▍**數據與模型

（一） 數據來源

本文數據來源於中國家庭追蹤調查（以下簡稱 CFPS）。該數據是由北京大學社會科學研究所開展的中國家庭面板研究，**自 2010 年正式調查始，至最新公佈的 2018 年調查數據止，共進行了 5 輪，覆蓋了佔中國人口 95%的 25 個省/ 自治區/ 市。CFPS 為成人和兒童設計了不同的問卷。**兒童問卷除了詳細的人口信息外，還涉及嬰兒和兒童時期的詳細健康問題，這為本文提供了必不可少的微觀基礎。在數據處理上， 本文首先從 CFPS 數據的家庭關係庫中調出子女與父母關係，獲得同一父母所生育的所有成年和未成年子女數據，在此基礎上計算同胞數量，並依據子女出生年月進行出生排序。本文根據出生年月相同定義雙（多）胞胎，但由於僅知兒童的出生年月，因而無法辨別雙胞胎的出生次序。本文排除雙胞胎樣本後，將樣本限定於二孩户家庭中的長姐。排除部分變量缺失值後，本文主要回歸結果共獲得了 3821 名調查時年齡在 0 至 18 歲之間的長姐樣本。該樣本是 5 輪調查數據的混合橫截面數據。附錄表 A4 報告了樣本在 2010—2018 年 5 輪調查中的分佈情況。可以看出，樣本較為均勻地分佈於 5 輪調查中，樣本最多的出現於 2018 年。表 A5 顯示，這 5 輪調查中，有 536 個樣本僅觀察到 1 次，有 906 個樣本觀察到 2 次。重複觀察到 5 次的樣本有 590 個。

本文按有弟弟還是有妹妹進行分組分別描述長姐的主要特徵（詳見表1）。有妹妹的長姐的平均標準化身高為-0. 198，表明其身高平均低於 WHO 標準 0. 198 個標準差。但是，有弟弟的長姐的平均標準化身高更低，兩者之間存在顯著的差異。可以從該數據中推測，有弟弟與長姐的標準化身高負相關。

**同時，有弟弟對應着較高的同村其他家庭頭胎男孩比例，而有妹妹則對應着較低的比例。****這與我們的推論一致，即同村其他家庭頭胎男孩的比例越高，長姐有弟弟的概率越高。**長姐的年齡、户口、民族等在有弟弟與有妹妹的這兩組間有顯著的差異，但母親的身高、父母外出務工情況等方面在兩組間沒有顯著的差異。

（二） 模型建構

既有文獻常常使用 yi = θ0+θ1∗genderi+x′iβ+εi 模型，對頭胎樣本回歸併利用頭胎樣本的外生性來識別男孩偏好。該模型中，如果頭胎 i 是男孩，則 gender = 1，否則 = 0。模型中頭胎男孩與頭胎女孩之間的健康差異（θ1）被既有文獻判定為男孩偏好效應。鑑於已在引言中探討過該識別策略可能存在不足之處，本文建立如下模型來估 計男孩偏好效應：

式（1）中 yit 表示第 t 年兒童 i 的標準化身高。本文主要的被解釋變量是女孩（0~ 18歲）的標準化身高。由於身高很大程度上可以反映兒童長期的健康積累狀況，因此本文借鑑廖麗萍和張呈磊（2020）將身高作為衡量女孩身體健康狀況的指標。本文根據世界衞生組織2007 年公佈的 0~19 歲兒童的成長標準對兒童的身高進行標準化。WHO 追蹤了 8440 位來自巴西、加納、印度、挪威、美國和也門，母親不吸煙且接受母乳餵養的健康兒童樣本，獲得在理想狀態下各年齡段不同性別兒童的標準身高。對於不同年齡、不同性別的兒童，本文根據 WHO 的方法將身高標準化，計算 Z 評分（Z score）。Z 評分可被解釋為兒童身高與標準參照組身高之間的偏差，小於 0 表示低於標準身高，大於 0 表示高於標準身高。因此，將身高標準化後使得不同年齡不同性別兒童的身高可以相互比較。

在二孩户家庭中，如果長姐有弟弟，則式（1）中 youngbrother = 1，反之如果有妹妹則為 0；我們主要關注式（1）中的係數 δ1 。若 δ1 <0，表示在其他情況均相同的條件下，相對於有妹妹，有弟弟對長姐的身體健康產生了負面影響。已有文獻利用頭胎兒童的性別外生性特徵，通過比較頭胎男孩與女孩之間的差異來識別男孩偏好效應。不同於已有文獻，本文通過比較有弟弟和有妹妹對長姐身體健康的不同影響來識別男孩偏好效應。但由於存在高胎次性別選擇，本文使用同村其他家庭頭胎男孩的比例作為長姐是否有弟弟的工具變量，以解決同胞性別結構的內生性問題。

τt 表示年度固定效應。控制變量 Xit 主要包括以下三大類的控制變量。一是兒童的特徵，主要包括兒童的年齡、户口類型和民族特徵三個方面。由於我們的研究對象是長姐，因此沒有必要控制長姐的性別。二是父母的特徵，包含母親的身高、受教育年限、父母是否外出務工等。借鑑李強和臧文斌（2010），本文按母親、父親和父母均外出務工區分留守兒童。三是家庭特徵，主要是家庭人均收入（調整通貨膨脹並取對數）等。

**▍**實證結果分析

（一） 複製與證偽

表 2 第 1、2 列分別使用頭胎樣本和獨生子女樣本複製了已有文獻對男孩偏好效應的估計。兩列相同之處在於都是頭胎樣本，區別在於頭胎樣本的同胞結構可能還有弟弟妹妹，獨生子女樣本沒有弟弟妹妹。第 1 列首先對頭胎兒童迴歸，普通最小二乘法（OLS）結果顯示，頭胎男孩標準化身高顯著高於女孩。第 2 列對獨生子女樣本回歸，結果仍是男孩的標準化身高顯著高於女孩的標準化身高。由於頭胎性別是外生的，因此既有文獻根據這兩列結果認為控制家庭、父母及兒童其他特徵後，男孩與女孩的健康差異就是男孩偏好效應。但是，如果上述假設成立，則對非頭胎兒童處理內生性問題後迴歸，也應該有類似發現，否則就存在外部有效性的問題。

為了驗證頭胎的結果是否滿足外部一致性，本文繼續運用相同的模型對非頭胎樣本進行迴歸。第 3~4 列分別使用 OLS 和工具變量法（IV）對所有非頭胎樣本進行迴歸，第 5~6 列對第二胎樣本回歸。第 3 列結果顯示，二胎及以上胎次的男孩與女孩標準化身高並沒有顯著差異，即並沒有呈現出與頭胎樣本類似的結果。由於二胎及以上胎次可能存在性別選擇，本文繼而使用同村中其他家庭頭胎男孩的比例作為二胎及以上胎次孩子性別的工具變量來解決內生性問題。表 3 第 4 列報告了第二階 段的迴歸結果，弱工具變量檢驗 F 值為 18. 77，説明本文不存在弱工具變量問題，內生性檢驗 p 值為 0. 657，説明本文不能拒絕高胎次性別為內生變量的原假設，這與圖 1 中 顯示的高出生性別比是一致的。但是，使用工具變量解決內生性問題後，本文仍未發現與頭胎樣本相類似的結果。為了排除同胞數量、出生次序等可能對估計造 成的干擾，第 5、6 列分別複製了第 3、4 列的設定，但僅限於二胎樣本。不管是使用 OLS 還是 IV 方法進行估計，本文仍未發現與頭胎樣本類似的結果。對二胎及以上胎次樣本的迴歸結果不顯著表明，從頭胎兒童性別差異推斷男孩偏好存在外部有效性的問題。

附錄表 A1 報告了第一階段迴歸結果及額外的證據。第 1 列結果顯示，同村其他家庭頭胎男孩的比例與長姐有弟弟顯著正相關，當前者越高時，長姐越可能有弟弟。第 2 列，我們提供同村中其他家庭頭胎男孩的比率與家庭選擇生育二孩及更多孩子正相關的額外證據。迴歸發現，同村中其他家庭頭胎男孩的比率越高，家庭選擇繼續生育的概率顯著更高。表 A2 **報告了二孩家庭分胎次的性別結構，二孩家庭主要呈現“女男”結構，即第一胎多為女孩，第二胎多為男孩。這表明生育二孩的家 庭多是在頭胎生育女孩後繼續生育二孩，而二孩為男孩的概率相對較高，表現出一定的性別選擇。**表 A3 報告了生育三孩及以上家庭的性別結構，主要呈現出“女女 男”的趨勢，即三孩及以上的家庭，第一胎多為女孩，第二胎也多為女孩，第三胎為男孩的概率相對較高，第四胎及以上為男孩的概率也相對較高，表現出一定的性別選擇。三張表格結合起來，可以説明，外生的同村中其他家庭頭胎男孩的比率內化作用於家庭同胞性別結構，使得長姐有弟弟的概率更高。因此，本文的工具變量與內生變量具有顯著的相關性，滿足成為工具變量的第一個條件。

本文其他控制變量與既有文獻或預期相符。**母親的身高及教育水平、家庭收入與兒童的身高顯著正相關。本文發現母親外出務工對兒童的身高有顯著的負面影響，**但父親外出和父母外出對兒童的身高沒有顯著的影響，這與李強和臧文斌 （2010）對留守兒童健康的研究發現相同。本文還發現農業户口與兒童的身高顯著負相關。

（二） 男孩偏好對長姐健康的影響

為了估計男孩偏好對女孩身體健康的影響，本文將樣本限定於二孩户長姐中。在其他情況相同條件下，本文通過比較有弟弟和有妹妹對長姐健康的不同影響，來識別男孩偏好效應。**有弟弟對長姐來説意味着父母有機會偏好於男孩（弟弟），而有妹妹對於長姐來説意味着父母沒有機會偏好於男孩。**但由於二胎的性別不再是外生的，本文使用與表 2 中相同的工具變量處理內生性問題。表 3 報告了對長姐樣本的迴歸結果，其中第 1~2 和第 3 ~ 4 列分別使用 OLS 和 IV 估計方法。第 1~2 列結果顯示，不管是否控制家庭、父母及兒童其他特徵，有弟弟，相對於有妹妹而言，顯著地降低了長姐標準化身高。第 3~4 列使用同村中頭胎男孩的比例作為工具變量，檢驗發現 F 值為 500 以上，可以拒絕弱工具變量的原假設，內生性檢驗的 p 值是 0. 048，意味着可以拒絕有弟弟這一虛擬變量可視為外生變量的原假設。**本文發現有弟弟使得長姐的身高顯著地降低了 0. 28 個標準差。**由於均是在姐姐間進行比較，而不是如同既有文獻在家庭間頭胎樣本中進行比較，本文因此排除了性別本身的差異，而獲得了對男孩偏好更加乾淨的估計。

本文的估計結果在一定程度上比 Chu et al. （2007）更進一步證明了男孩偏好。他們發現，**在我國台灣地區這樣有男孩偏好的社會中，父母會犧牲長姐的利益來滿足弟弟和妹妹的需求，從而降低了長姐的受教育水平。**但他們的發現似乎並不能解釋為男孩偏好，因為父母從長姐那裏轉移的資源對弟弟和妹妹而言不具有非對稱性，即使得弟弟妹妹都受益，而不是本文中那樣僅僅使得弟弟受益而妹妹未受益。

（三） 穩健性檢驗

本文使用同胞性別結構姐弟（GB）和姐妹（GG）之間的差異來識別男孩偏好（作者注：我們沒有研究二妹是否受到長兄影響，其原因在於，研究二妹的身體健康是否受男孩偏好的影響，來自長兄與長姐之間的比較，即可資比較的同胞結構是 BG 和 GG。但我們知道，頭胎生育男孩而在第二胎生育女孩的情形很可能不是父母有男孩偏好，而是有兒女雙全的偏好，因此，我們並不期待着從 BG 和 GG 的同胞結構中獲得乾淨的男孩偏好效應。）， 但 GB 和 GG 只是同胞性別結構中的兩種組合，我們仍未排除同胞性別結構效應與男孩偏好效應偶然重合在一起的可能性，即表 3 的結果仍然可能有除男孩偏好之外的其他解釋。本文接下來檢驗其他同胞性別結構之間是否存在顯著差異。

首先，本文利用若兩個同胞性別相同時父母無法偏好於某一特殊性別的事實，推測相同性別同胞結構之間身體健康狀況不會有顯著差異。在家庭中兩個孩子性別相同的情形中，例如兩個男孩（BB）或兩個女孩（GG），父母無從進行男孩偏好。那麼可以推論，不管是弟弟對長兄、妹妹對長姐，抑或是長兄對二弟、長姐對二妹的身體健康均不應該產生顯著的影響。實證檢驗時，本文將樣本限定於性別相同的二孩户樣本中，並對該樣本做與主迴歸相同的迴歸分析。由於將範圍限定於性別相同的二孩家庭中，對頭胎而言，“有弟弟” = 1 對應着長兄，“有弟弟” = 0 對應着長姐；同樣的，對二胎而言，“有哥哥” = 1 對應着二弟，則，“有哥哥” = 0 對應着二妹（作者注：值得注意的是，我們無法分別做弟弟對長兄、妹妹對長姐、長兄對二弟、長姐對二妹的迴歸，其原因在於弟弟對長兄而言，有弟弟這個變量沒有變化，是個常數；同樣的理由也適用於其他三種情形。）表 4 Panel A 對頭胎樣本進行迴歸，OLS 結果（1~2 列）和 IV 結果（3~4 列）均顯示，有弟弟對長兄的身體健康沒有顯著影響，當然有妹妹對長姐的身體健康也沒有顯著影響。Panel B 對二胎樣本回歸，我們仍然發現性別間的標準化身高均不存在顯著差異。該檢驗説明性別相同的同胞間並不存在顯著的身體健康差異，從反面説明了男孩偏好是導致長姐身體健康相對較差的主要原因之一。

其次，表 3 的結果僅僅針對二孩户長姐樣本，因此有可能包含了出生次序的影響，例如可以解釋為與男孩偏好無關的長姐劣勢。為排除出生次序的影響，本文擬從反面説明，只要是男孩，不管是頭胎還是二胎（出生次序無關緊要），其身體健康均不會受到同胞性別結構的影響。本文仍將樣本限定於二孩户家庭中。首先，我們針對頭胎男孩樣本（長兄），比較有弟弟和有妹妹對長兄健康是否有影響；對二胎男孩樣本（二弟），比較有長兄和長姐對二弟的健康是否有影響。本文發現同樣是頭胎， 但長兄的身高不會受到同胞性別結構的影響（表 5 Panel A）；同樣是二胎，弟弟的身高不會受到同胞性別結構的影響（Panel B）。**總之，表 5 的結果表明，不管是頭胎還是二胎，只要是男孩，其身高就不會受到同胞性別結構的影響。**因此，表 5 的結果從反面排除了出生次序干擾本文主要結果的可能性。

（四） 異質性分析

男孩偏好對女孩健康的影響可能在年齡上、農村與城市間存在一定的差異。為分析男孩偏好的異質性，本文仍將樣本限定於二孩户長姐中，並按年齡及城鄉分組迴歸。表 6 報告了該異質性分析結果。本文發現農村中男孩偏好對小學及初高中女孩的影響更為顯著（ Panel A）；城市中的男孩偏好對初高中女孩的影響更加顯著 （Panel A）。綜合起來看，首先，農村的男孩偏好現象更加顯著，該結果也與廖麗萍和張呈磊（2020）相同。其次男孩偏好效應隨長姐年齡增加而升高，説明男孩偏好現象對健康的影響更多地體現在長期效應上，該發現則與廖麗萍和張呈磊（2020） 有所不同。

**弟弟妹妹的年齡以及長姐與弟弟妹妹的年齡差距還可能影響長姐的身體健康， 這一點也可能存在異質性。**本文嘗試使用兩種方法來探討弟弟妹妹的年齡可能的影響。第一，我們控制弟弟妹妹的年齡或長姐與弟弟妹妹年齡的差距；第二，我們按長姐與弟弟妹妹年齡的差距分組探討異質性。由於大多數長姐與弟弟妹妹的年齡差距為 0~6 歲，大於 7 歲的差距相對較稀少，因而我們將與弟弟妹妹的年齡差距分為 0~6 歲和 7~18 歲兩組。表 7 報告了上述嘗試的迴歸結果。可以發現，增加弟弟妹妹的年齡或與弟弟妹妹年齡差距作為控制變量並不會改變主要的迴歸結果，並且這兩個變量本身也不顯著。**這説明，平均來看，弟弟妹妹的年齡或與弟弟妹妹的年齡差距並不顯著地影響長姐的身體健康。**分組的 IV 結果顯示，與弟弟妹妹的年齡差在 0~6 歲並沒有顯著地影響長姐的身體健康，而與弟弟妹妹的年齡差距在 7 ~ 18 歲 時，長姐的身體健康受到了顯著的負面影響。這一現象很可能與身高是長期健康指標有關。該發現與表 6 的結果均説明男孩偏好對長姐身體健康的影響可能是一個長期累積的結果。

（五） 機制分析

本文接下來分析男孩偏好對長姐身體健康影響的作用機制。根據廖麗萍和張呈磊（2020），家庭對男孩的性別偏好通過兩種渠道對女孩的健康狀況產生影響。**一是通過早期人力資本投資差異直接產生影響：父母受重男輕女思想的影響，相應地在醫療保險、母乳餵養、生病就醫、兒童照料等方面減少對女孩的健康投入，直接導致男孩與女孩早期健康產生差異。二是基於生育停止規則的間接影響：若家庭生育女孩，父母通常選擇繼續生育，現有長姐的健康資源因此會被擠佔。**由於本文已經將樣本限定於二孩户家庭中，因此我們選擇從早期健康投入的性別差異這個角度分析作用機制。表 8 報告了機制分析的結果。為方便比較，第 1 列複製了表 3 的主要結果。第 2~5 列分別添加醫療保險、吃母乳月數、生病即送醫、白天和晚上自我照顧等渠道變量，第 6 列加入所有渠道變量。與已有文獻不同，本文暫未發現醫療保險、母乳餵養、兒童照料是男孩偏好的作用機制。但本文結果很可能只是建議性的。因為有些渠道的樣本量非常小，所以與主要回歸結果的可比性很小。但是，本文的結果與 Palloni（2017）類似，均發現母親對子女的性別偏好與補充子女維生素這類健康投入並無顯著聯繫。

**▍**結論

本文估計了男孩偏好對長姐身體健康的影響。已有文獻將頭胎男孩與女孩的健康差異判斷為男孩偏好效應。本文認為該假説如果成立，那麼妥善地對非頭胎樣本回歸後也應該有類似發現，否則就存在外部有效性性的問題。在解決內生性問題後，本文對非頭胎樣本的複製結果顯示男孩與女孩之間的健康並不存在顯著差異， 這揭示出既有文獻在識別男孩偏好效應過程中可能混淆了同胞數量、出生次序等其他因素的影響。本文認為，識別男孩偏好效應，本質上要求從家庭內部同胞結構入手，剔除同胞數量、出生次序和同胞性別結構中少數性別等因素的影響，並妥善地解決內生性問題才能獲得較為準確的估計。

本文提出一個基於家庭內部同胞性別結構的新穎識別方法：比較二孩户家庭中有弟弟，相對於有妹妹，對長姐身體健康的不同影響。由於將樣本限定於二孩户家庭中，本文排除了同胞數量和少數性別的影響；由於研究對象都是長姐，本文剔除了性別本身上的差異。但由於父母可能選擇第二胎的性別，本文利用頭胎性別的外生性構建同村/ 社區其他家庭頭胎男孩的比例作為工具變量，解決內生性問題。

本文發現，在其他情況均相同條件下，相對於有妹妹，有弟弟顯著降低了長姐身高。**既有文獻發現在教育方面，14 歲（義務教育階段）以後父母一般會顯現出較為明顯的男孩偏好。**本文發現説明，至少在健康方面，男孩偏好效應很早就顯現出來了。作用機制上，與既有文獻不同，本文暫未發現醫療保險、母乳餵養、兒童照料等差異是男孩偏好影響長姐身體健康的渠道。男孩偏好作用於長姐身體健康的機制還有待繼續深入挖掘，以期為公共政策着力解決男孩偏好問題提供理論與實證依據。

本文存在以下不足。第一，本文的估計有可能是男孩偏好對長姐身體健康影響的下限。由於本文將樣本限定於兩孩户家庭中，對於有更多孩子的家庭，長姐的身體健康有可能受到更多弟弟妹妹，尤其是弟弟的負面影響。第二，對存活兒童健康狀況性別差異的研究很容易低估性別偏好的真實影響。第三，本文暫未探討弟弟妹妹尚未出生時是否對長姐的身體健康有顯著影響。**若父母的男孩偏好程度相對較高，則可能於“弟弟”出生前就開始歧視“長姐”，那麼我們的結果很可能低估了男孩偏好的真實影響。**第四，本文的結果有可能對典型的二孩户家庭有一定的指導意義，但不一定能直接推廣到更多子女的家庭中。

我國人口結構和人口政策變化、社會經濟轉型、家庭變遷等多重因素疊加給兒童，尤其是農村兒童，帶來了“照顧危機”。不僅如此，本文的發現説明，男孩偏好致使女孩在照顧危機之下受到的影響更加嚴重。**因此，本文的政策含義是國家除了應在宏觀公共政策上促進性別平等外，還應該建構一個支持家庭、投資兒童的微觀家庭政策體系。**這將有利於我國在人口紅利逐漸消失的背景下挖掘性別平等的紅利作為替代，也將有利於經濟社會發展和增強人民獲得感。