我國人口出生性別比的空間和分層效應(yīng)分析

毛雅瑛，王淑鎵，章茜茜，蔡風(fēng)景（溫州大學(xué) 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，浙江 溫州 325035）

我國人口出生性別比的空間和分層效應(yīng)分析

毛雅瑛，王淑鎵，章茜茜，蔡風(fēng)景
（溫州大學(xué) 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，浙江 溫州 325035）

利用2010年第六次全國人口普查縣級(jí)單位數(shù)據(jù)，對(duì)人口出生性別比影響因素進(jìn)行定量分析。實(shí)證結(jié)果表明，我國人口出生性別比存在比較明顯的空間自相關(guān)性和分層效應(yīng)，在剔除空間自相關(guān)影響的條件下，分層效應(yīng)消失?？臻g誤差回歸模型計(jì)量結(jié)果表明，女性離婚率、人口出生率、三代及以上家庭戶比例和男女教育程度比例，對(duì)我國人口出生性別比均存在顯著的影響。

人口出生性別比；空間自相關(guān)；分層效應(yīng)

DOI：10.13669/j.cnki.33-1276/z.2015.055

人口出生性別比是反映一定時(shí)期內(nèi)出生人口男女比例的人口指標(biāo)，正常范圍為103~107［1］。自20世紀(jì)80年代始，我國人口出生性別比開始高出正常值范圍并持續(xù)攀升，在2008年甚至達(dá)到120.56的最高值［2］。2010年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)表明，我國人口出生性別比下降為118.06，雖略有下降，但整體水平仍然偏高，少數(shù)省份甚至接近130［3］。目前，我國仍是世界上人口出生性別比結(jié)構(gòu)最失衡的國家，面臨的形勢依然嚴(yán)峻，也成為當(dāng)前人口治理的主要難題之一。

盡管研究中國人口出生性別比的文獻(xiàn)較多，但大多基于定性討論人口出生性別比偏高的影響因素，很少使用高級(jí)計(jì)量模型探究背后深層次的規(guī)律。近年來，部分學(xué)者使用基于GIS的空間統(tǒng)計(jì)方法分析我國人口出生性別比及影響因素［4-6］，取得了一定的成效?？臻g統(tǒng)計(jì)學(xué)考慮到事物發(fā)展的空間依賴性，并借助于地理信息技術(shù)增強(qiáng)了可視化效果，大大革新了原有經(jīng)典統(tǒng)計(jì)。同時(shí)，郭志剛等認(rèn)為，我國人口出生生育政策并不只具有個(gè)人特征，而是體現(xiàn)為多水平、多層的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，因而提出利用分層線性模型研究這類嵌套型的分層數(shù)據(jù)［7-9］。本文以我國2387個(gè)縣級(jí)單位為研究對(duì)象，分別利用空間計(jì)量和分層線性模型，分析人口出生性別比問題，以確定人口出生性別比到底存在分層效應(yīng)還是空間自相關(guān)性，并在定性分析影響因素的基礎(chǔ)上，通過計(jì)量模型分析人口出生性別比的主要影響因素。

一、理論模型

1.空間自相關(guān)模型

空間自相關(guān)分析的目的是確定某一變量是否在空間上相關(guān)，其相關(guān)程度如何。空間自相關(guān)系數(shù)常用來定量地描述事物在空間上的依賴關(guān)系。MoranI系數(shù)［10］被廣泛應(yīng)用于空間自相關(guān)程度的測算。

MoranI系數(shù)定義如下：

在確定存在空間自相關(guān)存在的基礎(chǔ)上，一般選擇比較常用的空間滯后模型和空間誤差模型進(jìn)行計(jì)量回歸分析?？臻g滯后模型為：

其中，Y為被解釋變量，X為解釋變量，a，b為待估系數(shù)，WY為空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸參數(shù)。

在空間誤差模型中，通過不同區(qū)域空間的協(xié)方差反映誤差過程。該模型的本質(zhì)是，結(jié)合了一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)回歸模型和一個(gè)誤差項(xiàng)中的空間自回歸模型［4］，即：

2.分層線性模型

分層線性模型將因變量的差異分解為組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)兩部分。在此我們把人口出生性別比分解為兩層：層1是分析同一區(qū)域（省、直轄市、自治區(qū)）與其他因素之間的相關(guān)性；層2著重研究不同區(qū)域?qū)?系數(shù)的差異。

模型1：單因素方差分析模型

層1模型為：

層2模型為：

其中，B0j為第j個(gè)區(qū)域平均人口出生性別比；誤差項(xiàng)rij表示與某一區(qū)域相聯(lián)系的影響，它服從正態(tài)分布，即rij～N（0，σ2）；G00為各個(gè)區(qū)域人口出生性別比的平均值；u0j表示與區(qū)域相關(guān)的隨機(jī)效應(yīng)，且u0j～N（0，μ00）。u0j的方差表示組間差異，即區(qū)域之間平均人口出生性別比的差異；rij的方差表示組內(nèi)差異，即在同一區(qū)域內(nèi)平均人口出生性別比的差異。

二、實(shí)證分析

1.變量選擇及解釋

以2010年第六次全國人口普查縣級(jí)單位數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫［11］。

選擇0歲嬰兒男性和女性的比值代表人口出生性別比，其值越大，說明男孩偏好現(xiàn)象越嚴(yán)重。對(duì)于影響因素的解釋變量，考慮到經(jīng)濟(jì)解釋的合理性和多重共線性，選擇5個(gè)指標(biāo)。

（1）婦女地位：選取男女平等和婦女自立程度兩個(gè)指標(biāo)。男女平等水平通過男性平均受教育年限與女性平均受教育年限的比例表示；婦女自立程度以女性離婚率表示。一般情況下，男性受教育年限與女性受教育年限比例越高，人口出生性別比越高；女性離婚率越高說明婦女地位越高，則人口出生性別比越小。因此，在理論上人口出生性別比與婦女地位、男女受教育年限存在一定的相關(guān)性。

（2）人口出生率：選取人口出生率為指標(biāo)。有些家庭為生育男嬰，在明顯違反計(jì)劃生育政策下，選擇生育第2胎、第3胎男嬰。因此，在理論上人口出生率提高會(huì)與人口出生性別比存在一定的正相關(guān)。

（3）傳統(tǒng)文化：選取三代及以上人口家庭戶占比為指標(biāo)。家庭戶規(guī)模越大，傳統(tǒng)思想越嚴(yán)重，將會(huì)直接影響青年一代的子女觀。因此，三代及以上人口家庭戶比例越大，重男輕女思想越明顯，人口出生性別比就越高。

（4）經(jīng)濟(jì)水平：以城鎮(zhèn)人口比重為指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)人口出生性別比的影響存在著一定的爭議。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的區(qū)域，婦女就業(yè)率也較高，可能對(duì)男孩的偏好愿望不強(qiáng)烈，導(dǎo)致人口出生性別比較低。但也有學(xué)者持不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的區(qū)域，養(yǎng)老制度的保障和性別鑒別的資金支持可能會(huì)導(dǎo)致人口出生性別比較高［5］。

2.空間自相關(guān)系數(shù)分析

利用MoranI系數(shù)對(duì)人口出生性別比進(jìn)行空間自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，I=0.18027，p=0.001，說明我國人口出生性別比在地理分布上存在很顯著的集聚特征。MoranI系數(shù)只是說明我國人口出生性別比的空間自相關(guān)性，并不能具體反映區(qū)域內(nèi)部空間聚集的形態(tài)，也不能反映具體地區(qū)所處的情況。為此，繪制人口出生性別比Moran散點(diǎn)圖，如圖1所示。

圖1　人口出生性別比Moran散點(diǎn)圖

由圖1可知，許多縣域地區(qū)都分布在H-H和L-L兩種類型中。這就表明相鄰的地區(qū)人口出生性別比存在空間正相關(guān)性，即人口出生性別比高的地區(qū)與人口出生性別比高的區(qū)域集中在一起，人口出生性別比低的地區(qū)與人口出生性別低的區(qū)域集中在一起。文中涉及的空間自相關(guān)系數(shù)計(jì)算和模型參數(shù)估計(jì)均通過Geoda軟件實(shí)現(xiàn)。

圖2　人口出生性別比局部聚集空間

通過把人口出生性別比Moran散點(diǎn)圖劃分的四種類型地區(qū)反映到地圖上（見圖2），可更加直觀、清晰地了解我國人口出生性別比空間自相關(guān)性在地理空間上的表現(xiàn)形式。我國人口出生性別比高—高和低—低區(qū)域占據(jù)我國的大部分省市，其中，高—高區(qū)域主要在河南、安徽、湖南、廣東、廣西和甘肅省，低—低區(qū)域主要在黑龍江、遼寧、內(nèi)蒙古、新疆、西藏、云南、河北和四川省。就性別比的高低變化而言，呈現(xiàn)出東高西低的格局，即東部的人口出生性別比較高而西部較低。這種空間分布驗(yàn)證了人口出生性別比較高的縣域之間趨于相鄰，人口性別比較低的縣域之間也趨于相鄰。由此我國人口出生性別比存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)性，因而在計(jì)量影響分析時(shí)需考慮空間自相關(guān)性的影響。

3.分層效應(yīng)分析

為確定我國人口出生性別比是否存在多層效應(yīng)，利用單因素方差分析進(jìn)行組間效應(yīng)分析。由表1可知，拒絕原假設(shè)，不同區(qū)域人口出生性別比存在顯著性差異，組間效果顯著。實(shí)際上，由方差分解結(jié)果可知，μ00/（μ00+ σ2）=6.323/（6.323+22.305）=0.22，表示組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（intraclass correlation coefficient，簡稱ICC）為0.22，即人口出生性別比差異大約有22%可解釋為區(qū)域之間的差異。一般情況下，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)大于臨界值0.059，即可認(rèn)為分層效應(yīng)顯著［12］。

表1　單因素方差模型分析結(jié)果

4.空間效應(yīng)分析

利用MoranI系數(shù)對(duì)排除分層效應(yīng)的人口出生性別比進(jìn)行空間自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，I=0.0838，p=0.001，說明在排除分層效應(yīng)后仍存在空間自相關(guān)性，因而理論上通過多層線性模型建模后還需對(duì)殘差進(jìn)行空間計(jì)量分析。因此，許多學(xué)者在構(gòu)建分層線性模型時(shí)，需考慮可能存在的空間自相關(guān)性，以免出現(xiàn)錯(cuò)誤的建模。

分別利用空間滯后模型和空間誤差模型對(duì)人口出生性別比的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。表2和表3分別給出空間滯后模型和空間誤差模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。由表2可知，系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均通過，說明男性教育年限與女性教育年限的比例越大，人口出生性別比越高；城鎮(zhèn)人口比例越大，人口出生性別比越高；女性離婚率越高，人口出生性別比越低；人口出生率越大，人口出生性別比越高；三代及以上人口家庭戶比例越高，人口出生性別比越高。比較空間滯后模型和空間誤差模型的擬合優(yōu)度，空間誤差模型略優(yōu)于空間滯后模型。

對(duì)空間滯后模型的殘差進(jìn)行分層效應(yīng)和空間自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。分層檢驗(yàn)表明，殘差的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.034，小于臨界值0.59，說明不存在分層效應(yīng)。空間自相關(guān)的MoranI系數(shù)I=0.0333，p=0.007，說明殘差還存在空間自相關(guān)性。同樣，對(duì)空間誤差模型的殘差進(jìn)行分層效應(yīng)和空間自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。分層檢驗(yàn)表明，殘差的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.031，小于臨界值0.59，說明不存在分層效應(yīng)。殘差的空間自相關(guān)的MoranI系數(shù)I= -0.008838，p=0.249，說明不存在空間自相關(guān)性?？梢?，空間誤差模型優(yōu)于空間滯后模型。

表2　空間滯后模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表3 空間誤差模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

三、結(jié) 論

本文從分層效應(yīng)和空間計(jì)量學(xué)對(duì)我國人口出生性別比進(jìn)行分析，并審視了經(jīng)濟(jì)、教育、傳統(tǒng)文化等因素對(duì)人口出生性別比的影響，給出了新的證據(jù)，不僅傳統(tǒng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化因素會(huì)影響人口出生性別比，而且空間地理因素也會(huì)顯著地影響人口出生性別比。由計(jì)量分析過程可得出以下幾點(diǎn)重要結(jié)論：一是人口出生性別比存在分層效應(yīng)，但在剔除分層效應(yīng)后，還存在空間聚集現(xiàn)象。二是人口出生性別比在地理上存在聚集現(xiàn)象，呈現(xiàn)出東高西低的格局，在剔除空間自相關(guān)因素后，分層效應(yīng)消失。三是空間計(jì)量模型實(shí)證結(jié)果表明，女性教育程度、城鎮(zhèn)人口比例和人口出生率越高，人口性別比越高；離婚率越高，人口出生性別比越低。因此，需要重視女性的教育文化程度及女性的自主權(quán)，以提高女性地位，同時(shí)保持經(jīng)濟(jì)區(qū)域性與地域性的穩(wěn)定平衡發(fā)展，控制人口增長，從而控制人口出生性別比在地理空間上的失衡。由于本文選取的是2010年第六次全國人口普查縣級(jí)單位數(shù)據(jù)，因而研究結(jié)果比基于非普查年份抽樣數(shù)據(jù)更加全面和可靠，研究結(jié)論具有較強(qiáng)的預(yù)測價(jià)值。

［1］劉爽.世界各國的人口出生性別比及其啟示［J］.人口學(xué)刊，2005（6）：33-37.

［2］中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.中華人民共和國2008年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)［J］.中國統(tǒng)計(jì)，2009（3）：4-10.

［3］中華人民共和國國務(wù)院第六次全國人口普查辦公室，中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)司.2010年第六次全國人口普查主要數(shù)據(jù)［M］.北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2011.

［4］聶堅(jiān)，孫克.中國人口出生性別比的空間計(jì)量分析［J］.人口與發(fā)展，2008（6）：21-26.

［5］胡耀嶺，原新.基于空間數(shù)據(jù)的出生性別比偏高影響因素研究［J］.人口學(xué)刊，2012（5）：12-21.

［6］王菲，劉爽.我國出生性別比失衡區(qū)域的識(shí)別、特點(diǎn)及成因—基于縣（市）級(jí)層面的分析［J］.人口與經(jīng)濟(jì)，2011（5）：9-16.

［7］郭志剛，李劍釗.農(nóng)村二孩生育間隔的分層模型研究［J］.人口研究，2006（4）：2-11.

［8］郭志剛.對(duì)2000年人口普查出生性別比的分層模型分析［J］.人口研究，2007（3）：20-31.

［9］楊雪燕，李樹茁，龔怡.經(jīng)濟(jì)增長、社會(huì)發(fā)展與男孩偏好：基于治理的視角［J］.婦女研究論叢，2010（6）：27-33.

［10］Wong D W S，Lee J.Statistical analysis of geographic information with ArcView GIS and ArcGIS［M］.New York：Hoboken John Wiley & Sons，Inc.，2005.

［11］中國經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫［DB/OL］.［2015-01-05］.http：//tongji.cnki.net.

［12］溫福星.階層線性模型的原理與應(yīng)用［M］.北京：中國輕工業(yè)出版社，2009.

［責(zé)任編輯：王瑋明］

Spatial and Hierarchical Effects of Birth Sex Ratio of China's Population

MAO Yaying， WANG Shujia， ZHANG Xixi， CAI Fengjing
（School of Mathematics and Information Science， Wenzhou University， Wenzhou，325035， China）

According to the data of the sixth county level national census in2010， a quantitative analysis was made on the influence factors of the birth sex ratio. The result shows that the birth sex ratio of our country has obvious spatial autocorrelation and hierarchical effect. If the effect of the spatial autocorrelation is eliminated， the hierarchical effect disappears. The measurement of spatial error regression model shows that the birth sex ration of China's population is influenced by female divorce rate， birth rate， rate of three generations and over three generations families， and the proportion of male and female education.

Birth sex ratio of population； Spatial autocorrelation； Hierarchical effect

C924.21

A

1671-4326（2015）03-0036-04

2015-01-19

浙江省新苗人才計(jì)劃項(xiàng)目（2014R424013）；溫州大學(xué)實(shí)驗(yàn)室開放項(xiàng)目（14SK18A）

毛雅瑛（1993—），女，浙江龍泉人，溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院本科生；王淑鎵（1994—），女，浙江余姚人，溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院本科生；章茜茜（1992—），女，浙江蒼南人，溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院本科生；蔡風(fēng)景（1977—），男，浙江瑞安人，溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院副教授，博士.