房?jī)r(jià)與生育偏好
——來自CGSS的證據(jù)

●蒲艷萍 黃 容 李福莉

一、引言

性別失衡是中國(guó)進(jìn)入20世紀(jì)后面臨的嚴(yán)峻人口問題。1982—2017年，中國(guó)新生兒性別比由107上升到115，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于聯(lián)合國(guó)確定的102～107的正常值域范圍。男女性別比嚴(yán)重失衡，會(huì)導(dǎo)致數(shù)千萬男性尤其是農(nóng)村地區(qū)男性陷入娶妻難的困境，形成龐大的失婚群體，引發(fā)婚姻擠壓、婚配失當(dāng)，甚至買婚、騙婚、拐賣婦女、暴力強(qiáng)奸等系列社會(huì)問題，對(duì)社會(huì)良性穩(wěn)定運(yùn)行、社會(huì)倫理道德和社會(huì)和諧產(chǎn)生巨大沖擊。深入考察影響中國(guó)育齡人群男孩偏好的因素，對(duì)于綜合治理出生人口性別比過高，有效改善人口性別結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)家庭穩(wěn)定與社會(huì)和諧具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)學(xué)者大多從社會(huì)制度和傳統(tǒng)文化視角，考察中國(guó)育齡夫婦男孩偏好的原因，認(rèn)為父權(quán)制家庭的制度安排是產(chǎn)生男孩偏好的根源（李慧英，2012），中國(guó)夫婦生育孩子的行為需符合“家族取向”“關(guān)系取向”和“權(quán)威取向”，以適應(yīng)當(dāng)時(shí)的社會(huì)環(huán)境（劉爽，2006）?；诶硇匀思僭O(shè)，父母希望通過資源分配實(shí)現(xiàn)效用最大化，女兒和兒子是兩種不同的投資品，父母通過對(duì)兒子和女兒進(jìn)行成本與收益比較，確認(rèn)生育計(jì)劃。在傳統(tǒng)觀念中，兒子具有高經(jīng)濟(jì)價(jià)值和傳宗接代的屬性，更受父母青睞，因此生育兒子的效用高于生育女兒?，F(xiàn)實(shí)社會(huì)，一方面，隨著女性社會(huì)地位和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升，男性在父母養(yǎng)老上的工具性作用開始下降，女兒不僅能負(fù)擔(dān)為父母養(yǎng)老的責(zé)任，而且更貼心。另一方面，按照中國(guó)傳統(tǒng)的婚姻習(xí)俗，當(dāng)子女成婚時(shí)，婚房由男方提供，生育兒子的父母面臨更大的婚配成本，特別是在住宅價(jià)格持續(xù)攀升的現(xiàn)實(shí)背景下，生育男孩的父母面臨巨大的購(gòu)房經(jīng)濟(jì)壓力。那么，在中國(guó)這樣一個(gè)傳統(tǒng)的“重男輕女”社會(huì)中，房?jī)r(jià)的迅速飆升是否會(huì)影響育齡人群的男孩偏好呢？

隨著社會(huì)觀念的演變和科技水平的迅猛發(fā)展，中國(guó)傳統(tǒng)的三世同堂甚至四世同堂的大家族聚居的社會(huì)結(jié)構(gòu)逐步向小家庭散居的形式過渡，修建或者購(gòu)買新住房成為兒子婚配的必需品，尤其是計(jì)劃生育政策實(shí)施后，中國(guó)男女性別比出現(xiàn)嚴(yán)重失衡，男性更需要住房來增加其在婚配市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。然而，1998年住宅市場(chǎng)化后，中國(guó)房?jī)r(jià)進(jìn)入飛速增長(zhǎng)期，特別是2008年金融危機(jī)后，為刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，政府出臺(tái)的系列刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)的政策，進(jìn)一步加快了房?jī)r(jià)上漲的速度，使生育男孩的父母面臨的購(gòu)房壓力劇增。2008—2017年，中國(guó)住宅平均價(jià)格從2999元/平米上漲至5236元/平米，上漲了174%；與此同時(shí)，0～4歲幼童性別比從123.26逐漸下降至114.52。幼童性別比下降說明中國(guó)育齡人群生育男孩的欲望減弱，那么，中國(guó)房?jī)r(jià)的快速上漲與育齡人群的男孩偏好減弱之間是否存在某種關(guān)聯(lián)關(guān)系？目前，研究房?jī)r(jià)對(duì)中國(guó)育齡人群生育偏好影響的文獻(xiàn)付之闕如?；诖?，本文利用2012—2013年CGSS數(shù)據(jù)，實(shí)證考察房?jī)r(jià)與育齡人群生育偏好之間的關(guān)系。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是模型、變量和數(shù)據(jù)描述；第四部分匯報(bào)主要實(shí)證結(jié)果與分析；最后匯報(bào)主要結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同角度對(duì)中國(guó)育齡人群的生育偏好進(jìn)行了研究，得出的結(jié)論基本一致，中國(guó)育齡夫婦生育時(shí)存在強(qiáng)烈的男孩偏好。在農(nóng)耕社會(huì)，男性的勞動(dòng)生產(chǎn)率高于女性，男性的高經(jīng)濟(jì)價(jià)值使其在性別競(jìng)爭(zhēng)中處于優(yōu)勢(shì)地位，也為父系社會(huì)的形成奠定了重要基礎(chǔ)。在中國(guó)的文化傳統(tǒng)中，家族通過父系氏族進(jìn)行延續(xù)，并承擔(dān)給父母養(yǎng)老的責(zé)任。相對(duì)于兒子而言，女兒的歸屬具有不確定性，女兒的一生被分割為從父時(shí)期和從夫時(shí)期兩個(gè)階段，傳統(tǒng)觀念認(rèn)為，女兒是“替別人養(yǎng)的”，其出嫁前的身份是暫時(shí)性的（費(fèi)孝通，1998）。女兒出嫁后加入丈夫家庭，婚后生產(chǎn)所得計(jì)入夫家收入，這是產(chǎn)生生育偏好的根本原因（Monicaet al.，2010）。

中國(guó)式傳統(tǒng)家庭對(duì)男孩通常寄予厚望，希望男孩既能夠傳宗接代、光耀門楣，又能給老年父母提供足夠的養(yǎng)老資源。為此，許多父母在撫養(yǎng)子女時(shí)存在明顯的資源傾斜，這種資源傾斜在子女成婚時(shí)表現(xiàn)得尤為明顯。與女兒出嫁時(shí)提供的少許嫁妝不同，男孩結(jié)婚時(shí)，其父母除提供彩禮和婚嫁花銷外，還會(huì)傾力為兒子購(gòu)買一套婚后居住的新房。不斷攀升的性別比和飆升的房?jī)r(jià)，加劇了父母購(gòu)買婚房的經(jīng)濟(jì)困難程度，導(dǎo)致育齡夫婦生育男孩的撫養(yǎng)成本急劇上升。理論上，如果父母將子女視為正常消費(fèi)品，那么，男孩養(yǎng)育成本的上升會(huì)降低父母生育男孩的意愿。但是，孩子對(duì)父母效用的影響頗為復(fù)雜，加之中國(guó)“重男輕女”的傳統(tǒng)由來已久，房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲是否會(huì)動(dòng)搖育齡父母的生育偏好，目前尚無定論?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)房?jī)r(jià)與居民生育偏好關(guān)系的研究較少，但從相關(guān)研究中仍可窺見房?jī)r(jià)對(duì)男性以及育齡父母的影響。Wei&Zhang（2011）發(fā)現(xiàn)性別失衡后男性婚配壓力增大，為增強(qiáng)兒子在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，父母可能通過節(jié)衣縮食、增加儲(chǔ)蓄等方式助兒買房。陸方文等（2017）認(rèn)為子女幼年時(shí)帶給父母的幸福感是一致的，但成年后，兒子養(yǎng)老功能的減弱與房?jī)r(jià)上漲，使養(yǎng)育兒子帶給父母的幸福感顯著低于女兒。上述文獻(xiàn)傳達(dá)了一個(gè)事實(shí)，房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致男孩養(yǎng)育成本上升，造成父母延期消費(fèi)，生活幸福感降低。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)描述

（一）模型設(shè)定

為驗(yàn)證房?jī)r(jià)對(duì)育齡人群生育偏好的影響，本文設(shè)定如下模型：

其中，boy_preij代表j地區(qū)被訪問對(duì)象i的生育偏好，取值范圍為[0，1]，取值越大，生育男孩的偏好越強(qiáng)；hou sing_pricejt表示j地區(qū)t時(shí)期的住宅平均價(jià)格；Xit代表t時(shí)期可能影響被訪者i生育偏好的其他因素，包括個(gè)體層面、家庭層面以及地區(qū)層面因素；μi和εt分別表示地區(qū)效應(yīng)和年份效應(yīng)；ωit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文關(guān)注的焦點(diǎn)是住宅平均價(jià)格的估計(jì)系數(shù)β1，若β1的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且通過統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，則表明高房?jī)r(jià)地區(qū)的育齡人群生育男孩的偏好更低，房?jī)r(jià)對(duì)育齡人群生育男孩偏好有抑制作用。

（二）變量與數(shù)據(jù)描述

本文采用的個(gè)體數(shù)據(jù)來自中國(guó)綜合社會(huì)統(tǒng)計(jì)調(diào)查（CGSS2012、CGSS2013）。CGSS調(diào)查區(qū)域覆蓋中國(guó)內(nèi)地除海南、西藏外的29個(gè)省（市、區(qū)），調(diào)查內(nèi)容包括個(gè)體、家庭、社區(qū)和社會(huì)四個(gè)層面的信息，數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，是研究中國(guó)社會(huì)現(xiàn)象最主要的數(shù)據(jù)來源。

根據(jù)研究的需要，本文對(duì)CGSS數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：（1）本文重點(diǎn)關(guān)注房?jī)r(jià)對(duì)育齡人群生育偏好的影響，故剔除意愿生育子女?dāng)?shù)量為0的樣本。（2）被解釋變量來源于調(diào)查問卷中的“如果沒有政策限制，您想要幾個(gè)孩子？幾個(gè)男孩？幾個(gè)女孩？”。參考董志強(qiáng)和潘粵?。?016），用“意愿生育男孩數(shù)量/意愿生育孩子數(shù)量”構(gòu)建“生育偏好”指標(biāo)，以此作為被解釋變量。此外，將意愿生育男孩數(shù)量大于0的樣本賦值為1，否則為0，通過替換生育偏好指標(biāo)對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（3）參考董志強(qiáng)和潘粵?。?016），選擇被訪者個(gè)體特征和家庭特征作為控制變量。個(gè)體特征包括性別、年齡、戶口、教育水平、生育意愿、健康狀況等；家庭特征包括母親教育水平、家庭收入等，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中進(jìn)一步考慮家庭房產(chǎn)數(shù)量和房產(chǎn)價(jià)值等家庭特征。（4）控制人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）對(duì)數(shù)和貿(mào)易開放度等地區(qū)因素。其中，貿(mào)易開放度采用進(jìn)出口總額與地區(qū)GDP的比值衡量，數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。（5）考慮調(diào)研周期較長(zhǎng)，本文選用滯后一期的地區(qū)住宅平均價(jià)格匹配個(gè)體數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為確保數(shù)據(jù)具有可比性，參考張莉（2017），本文的住宅平均價(jià)格、人均GDP和貿(mào)易開放度等時(shí)序數(shù)據(jù)均以2011年為基期的CPI指數(shù)進(jìn)行平減處理。經(jīng)過數(shù)據(jù)整理和數(shù)據(jù)匹配后，總樣本4553個(gè)，其中CGSS2012和CGSS2013的樣本數(shù)分別為2387個(gè)和2166個(gè)。

生育偏好的平均值為0.513，總體上存在輕微的“男孩偏好”，但當(dāng)生育意愿數(shù)量為1時(shí)，男孩偏好的均值高達(dá)0.563，男孩偏好明顯；但是否想生男孩的樣本均值高達(dá)0.908，即90.8%的被訪者都希望育有至少一個(gè)男孩。意愿生育子女?dāng)?shù)量最大值為4，平均意愿生育1.937個(gè)子女；73.03%的受訪者希望生育兩個(gè)子女，17.86%的受訪者希望生育一個(gè)子女，只有9.11%的受訪者意愿子女?dāng)?shù)超過兩個(gè)。實(shí)際育齡女性的年齡范圍是15歲～49歲，本文樣本經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗后，年齡的最小值是19歲，最大值為49歲，樣本平均年齡37.487歲。樣本中女性樣本占比51.7%， 城市人口占44.9%，14歲時(shí)家庭平均等級(jí)為3.322，前一年的平均家庭收入是6.642萬元，平均擁有1.135套房子，每平米均價(jià)0.556萬元，價(jià)格相當(dāng)于1.305個(gè)月的工資，人均擁有的單位房產(chǎn)價(jià)值為0.638萬元/平米。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述

四、房?jī)r(jià)影響生育偏好的實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了房?jī)r(jià)對(duì)育齡人口生育偏好的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(1)列僅以房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好進(jìn)行回歸，估計(jì)系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，房?jī)r(jià)上漲顯著抑制育齡人群的生育偏好；第(2)列加入性別、年齡等個(gè)體特征變量，仍支持房?jī)r(jià)上漲對(duì)生育偏好的抑制作用；第(3)列添加家庭特征和地區(qū)層面變量，房?jī)r(jià)上漲對(duì)生育偏好的估計(jì)系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上仍顯著為負(fù)；第(4)列是對(duì)全樣本的OLS回歸結(jié)果，除房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好影響系數(shù)的大小有差異外，顯著性與影響方向完全一致，表明房?jī)r(jià)高的地區(qū)，育齡人群生男孩欲望相對(duì)更低。

從控制變量看，男性生育男孩的偏好比女性更強(qiáng)，這可能與傳統(tǒng)中國(guó)男性需要兒子來完成傳宗接代的責(zé)任有關(guān)；對(duì)女性存在偏見，認(rèn)為女性能力天生比不上男性的育齡夫婦更愿意生育男孩。居于城市的被訪者生育男孩的欲望更低，一是相對(duì)于城市，農(nóng)村養(yǎng)兒防老的思想更盛行；二是本文樣本平均年齡約38歲，城市被訪者進(jìn)入婚育年齡時(shí)面臨的是嚴(yán)格的一胎政策（大多農(nóng)村地區(qū)實(shí)行“一胎半”政策），兒子女兒的差別有所削弱。意愿子女?dāng)?shù)多的被訪者生育男孩的欲望更低，即被訪者希望生育的孩子數(shù)量越多，越愿意降低單個(gè)子女的養(yǎng)育成本，因?yàn)樽优當(dāng)?shù)量越多，養(yǎng)育總成本越高，養(yǎng)育1個(gè)兒子可能比養(yǎng)育1個(gè)女兒花費(fèi)更高，但大概率不會(huì)高于養(yǎng)多個(gè)女兒的費(fèi)用。生育偏好越強(qiáng)的被訪者，實(shí)際生育男孩數(shù)量越多、實(shí)際生育女孩數(shù)量越少，與董志強(qiáng)和鐘粵?。?016）的結(jié)論一致。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.考慮房產(chǎn)數(shù)量和房產(chǎn)價(jià)值。為進(jìn)一步探討房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好的影響，本文在回歸模型中加入房產(chǎn)數(shù)量和單位房產(chǎn)價(jià)值兩個(gè)變量。理論上，如果房?jī)r(jià)能夠通過經(jīng)濟(jì)壓力影響性別偏好，那么擁有更多房產(chǎn)的個(gè)體，其生育偏好受房?jī)r(jià)的影響應(yīng)當(dāng)較低；房?jī)r(jià)上升的住宅財(cái)富效應(yīng)會(huì)帶來家庭收入增加，生育偏好對(duì)房?jī)r(jià)的敏感度會(huì)進(jìn)一步降低。為驗(yàn)證這一猜測(cè)，本文在表2第(3)列的基礎(chǔ)上加入房產(chǎn)數(shù)量和單位房產(chǎn)價(jià)值兩個(gè)變量（表3第（1）列），結(jié)果表明，房產(chǎn)數(shù)量的估計(jì)系數(shù)為正，且在5%的置信水平上顯著；單位房產(chǎn)價(jià)值估計(jì)系數(shù)不顯著。這意味著，育齡人群生育偏好僅受房產(chǎn)數(shù)量影響，與單位房產(chǎn)價(jià)值無關(guān)。

表2 房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

2.替換解釋變量。為避免單一解釋變量可能造成的偽回歸問題，本文構(gòu)建是否想生男孩指標(biāo)（意愿生育男孩數(shù)量大于0的樣本賦值為1，否則為0），對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表3第(2)列回歸結(jié)果表明，面臨房?jī)r(jià)上漲的育齡人群更不愿意生育男孩，支持本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。此外，表3第(3)列和第(4)列考慮了收入增長(zhǎng)的影響，現(xiàn)實(shí)中，如果收入與房?jī)r(jià)保持相同的增幅，那么房?jī)r(jià)上漲并沒有實(shí)際意義。本文以住宅平均價(jià)格與城鎮(zhèn)月平均工資之比構(gòu)建“房?jī)r(jià)收入比”作為解釋變量，對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，房?jī)r(jià)收入比上漲會(huì)顯著抑制育齡人群的男孩偏好（表3第(3)列），降低育齡人群生育男孩的意愿（表3第(4)列），進(jìn)一步驗(yàn)證了假說1。

3.考慮二孩政策。受宗族制和儒家文化的影響，中國(guó)歷來就有強(qiáng)烈的男孩偏好（Fred&Liu，1986；Monica et al，2003），“生育停止法則”在中國(guó)育齡夫婦身上有明顯的體現(xiàn)，其最大特點(diǎn)是持續(xù)生育到有兒子為止（劉爽，2006）。1979年開始實(shí)施的計(jì)劃生育政策，降低了“生育停止法則”的適用性，在一對(duì)夫婦生育孩子的數(shù)量受到限制的情況下，男孩偏好表現(xiàn)得更加明顯，性別比出現(xiàn)失衡（Avraham，2010）。2013年中國(guó)開始試行“單獨(dú)二孩”政策，2015年“全面二孩”政策開放，育齡夫婦的生育意愿得到釋放。那么，中國(guó)的二孩政策會(huì)不會(huì)通過緩解生育數(shù)量的限制對(duì)育齡人群的生育偏好產(chǎn)生影響呢？本文利用CGSS2015年數(shù)據(jù)對(duì)政策實(shí)施前后進(jìn)行檢驗(yàn)，表3第(5)列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是否實(shí)行二孩政策，房?jī)r(jià)與生育偏好之間均顯著負(fù)相關(guān)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)育齡人群的男孩偏好均具有顯著的抑制作用。

表3 房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.工具變量回歸。在研究住宅價(jià)格對(duì)居民生育偏好的影響時(shí)，可能存在反向因果和遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。本文數(shù)據(jù)是以微觀個(gè)體數(shù)據(jù)匹配地區(qū)住宅均價(jià)，在邏輯上避免了反向因果問題，因此本文主要面臨遺漏變量問題。影響被訪對(duì)象生育偏好的因素復(fù)雜多元，雖然研究中對(duì)個(gè)體、家庭和地區(qū)層面的影響因素以及年份效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)進(jìn)行了控制，但仍可能存在無法觀測(cè)的同時(shí)影響住宅價(jià)格和生育偏好的變量。為解決遺漏變量導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文借鑒陸銘等（2015），選用來自《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》的國(guó)有建設(shè)出讓面積與地區(qū)年末總?cè)丝诘谋戎底鳛樽≌骄鶅r(jià)格的工具變量。選取該指標(biāo)作為工具變量的主要理由：一是中國(guó)的國(guó)土資源受政府管轄，政府嚴(yán)格管控國(guó)土建設(shè)用地指標(biāo)，故人均土地出讓面積是一個(gè)準(zhǔn)政策性變量，滿足工具變量的外生性；二是土地供給是進(jìn)行住宅建設(shè)最重要的基礎(chǔ)投入要素，國(guó)有建設(shè)土地供給量直接影響住房供給，土地供給量與住宅供給量顯著負(fù)相關(guān)（陳斌開和楊汝岱，2013），這一點(diǎn)表4第(1)列一階段回歸結(jié)果也得到驗(yàn)證，滿足工具變量的內(nèi)生性。表4第(2)列—(3)列報(bào)告了工具變量回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)第(2)列的工具變量Tobit回歸和第(3)列的兩階段回歸均不能拒絕住宅均價(jià)估計(jì)系數(shù)異于零的假設(shè)，說明住宅均價(jià)的確對(duì)生育偏好具有抑制作用。

表4 房?jī)r(jià)對(duì)生育偏好的工具變量回歸

五、結(jié)論

中國(guó)素有男方提供婚房的傳統(tǒng)，但房?jī)r(jià)上漲會(huì)加重男方的購(gòu)房經(jīng)濟(jì)壓力。購(gòu)房帶來的巨大經(jīng)濟(jì)壓力，導(dǎo)致男性很難平衡掙錢養(yǎng)家和照料父母，養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)受到?jīng)_擊。本文借助CGSS2012—2013年的微觀個(gè)體數(shù)據(jù)，實(shí)證考察房?jī)r(jià)對(duì)育齡人口生育偏好的影響，Tobit回歸、OLS回歸和工具變量回歸均支持房?jī)r(jià)上漲抑制育齡人口生育偏好的假說，即使在“二孩政策”實(shí)施后，房?jī)r(jià)對(duì)育齡人口生育偏好的抑制作用仍未削弱。

基于以上的實(shí)證結(jié)果，說明房?jī)r(jià)更高地區(qū)的育齡人口生育男孩的欲望會(huì)降低。但本文發(fā)現(xiàn)，迄今為止中國(guó)的幼童（0～4歲）性別比仍居高不下。這可能與房?jī)r(jià)上漲倒逼性別比均衡具有滯后性，以及經(jīng)濟(jì)生活中的個(gè)體并非完全理性有關(guān)。雖然生育男孩會(huì)帶來巨大的購(gòu)房經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，但仍有人寧愿節(jié)衣縮食，也要生育男孩。因此，房?jī)r(jià)雖然對(duì)性別比失衡具有一定的調(diào)節(jié)作用，但緩解性別失衡需要依靠社會(huì)觀念、養(yǎng)老模式、經(jīng)濟(jì)生活等的共同作用。