农村二孩家庭男孩偏好对长姐体质健康的影响研究①

高旭瑶

（南开大学 社会学院，天津 300350）

1 引言

儿童福利是社会总体福利制度框架的重点和核心，随着三孩时代来临，妇幼保健、托育机构、健康照顾等儿童福利成为公共政策的热点议题。儿童不是父母的私有财产，以国家为主体，全社会应遵循“儿童优先”的原则，并负有保障儿童基本权利、促进其健康发展的责任。自中共十九大以来，习近平同志提出“健康中国”政策，将人们的健康放在优先发展的战略地位，2019 年在国家层面成立了健康中国行动推进委员会，制定了《健康中国行动（2019-2030 年）》，将妇幼健康和中小学健康列为两大重点促进行动，儿童健康政策的引导作用不断强化。然而，现实中儿童健康照顾普遍缺乏儿童福利的理念与价值基础，少年儿童的健康问题仍然严峻。《中国儿童发展报告（2021）》指出，2010-2019 年间中小学生的超重肥胖率上升了8.7 个百分点，贫血率和近视率上升至11.1%和67.9%，心理健康问题也十分突出。

长久以来，受到以父权制为主的家庭制度影响，重男轻女观念早已植根于我国的社会发展进程中。家庭是儿童早期的主要生活环境和社会化场所，也是健康资源的主要提供方。从家庭资源分配角度讲，如果头胎是女孩，偏爱男孩的父母很可能会为了生第二胎而减少对女儿母乳喂养和照料的时间以缩短生育间隔，甚至不少家庭生育多胎次只为了得到一个男孩。农村经济发展较为落后，男孩偏好更严重，并存在一定比例的低收入家庭，基于有限的资源，农村父母为了在未来获得更多收益和回报，更可能牺牲女儿的利益将更多资源分配给儿子。男孩偏好威胁着女孩的生存和发展，农村家庭内部资源分配的性别差异更容易造成子女间的健康不平等，不利于女孩的健康状况改善。

儿童早期的健康状况将对成年后个人的发展产生长期持续影响。缩小儿童早期的健康性别差异不仅有助于贯彻男女平等的思想观念，对个人和社会的健康发展也大有裨益。以中国“家本位”文化下的男孩偏好观念为支点，本文聚焦于儿童健康，从家庭内部资源分配的角度出发，探讨农村二孩家庭中男孩偏好对儿童健康不平等的影响及内在机制，试图减少家庭在资源分配上的性别差异性投资，为我国儿童健康和福利事业的可持续性发展提供经验借鉴。

2 性别观念与儿童健康状况

2.1 儿童健康状况的性别差异

儿童健康状况在客观上存在性别差异。从生物学角度讲，女性不易发生先天性疾病、感染和围产期疾病，因此在5 岁以下（尤其是1 岁时）具有生存优势，随着一个国家总死亡率水平的下降，其优势往往会增加。然而，现实中女孩面临着远高于男孩的死亡风险，存在女孩生存劣势。在一项针对女性从出生到5 岁之间死亡率性别比的研究中，有10 个国家的女性死亡率高于预期[1]。除了死亡风险，性别差异还体现在健康的很多方面。吴卫等（2016）利用重庆市幼儿体质监测测试数据，分析了530 名6 岁幼儿的体质健康状况，发现男性幼儿的体质健康和身体素质为优秀和良好的人数多于女性幼儿，但后者的合格率更高[2]。在家庭性别构成上，无论兄弟姐妹数量或出生次序如何，女孩都难以接受全面的免疫接种和治疗，医疗护理和营养状况也较差。在巴基斯坦，家庭中女孩完全免疫接种和接受疾病治疗的可能性分别比男孩低6.25 个百分点和4.9 个百分点[3]。

2.2 性别观念对儿童健康状况的影响

“重男轻女”观念在中国社会根深蒂固，并与生育、养老的意愿和行为相互交织在一起。有学者认为，一些生育政策本身带有性别倾向[4]，可能对生育行为或家庭决策产生误导，因此在不同的生育政策下，性别观念对儿童健康的影响存在差异。1970 年，我国计划生育政策开始形成，规定每个家庭只能生育一个孩子，并逐渐发展为“晚婚、晚育、少生、优生”的人口政策[5]。在政策宽松的农村地区，父母可能会采取瞒报、不报的方式继续生育二胎；在严格实行计划生育的地区，父母虽然有继续生育的意愿，却没有机会再生第二胎。在第二种情况下，男孩偏好对儿童健康的影响难以衡量，不过这并不代表男孩偏好不发挥作用，它可能以更极端的形式表现出来，如增加人为堕胎和遗弃女婴的几率，这直接损害了女婴的健康，增加了死亡率。

多年来，我国居民生男偏好呈下降趋势，逐渐向无偏好转变，但农村居民仍存在明显的生男偏好，损害着女孩的生存健康[6]。不过，随着工业化和现代化发展，农村内部出现了一些变化。农村流动人口面临城乡社会文化差异的巨大冲击，并受到户籍制度等一系列制度性因素的差别对待，导致这一群体在就业、社会保障等多方面处于劣势，这种经济和社交上的相对剥夺感越强，其子女性别偏好也越强，将固化原有的生男偏好[7]。此外，得益于改革开放和新农村建设，广大农村女性参与村庄公共事务和公共生活，既提高了妇女的经济地位，又促进了她们主体意识的觉醒。作为生育的主要承担方，农村女性逐渐摆脱了生育文化的束缚，在生育性别偏好上从被动追随转变为主动选择，这也许会给女孩带来更大的生存发展空间[8]。

宋月萍等通过比较农村不同生育政策下儿童的健康状况，发现生育政策与儿童间健康状况差异并没有直接联系，家庭层面的性别观念才是导致儿童健康不平等的根本原因[9]。在面临资源约束的条件下，偏爱男孩的父母对不同性别孩子的投入、产出持差异化态度，对孩子的健康采取性别差异化的投资策略，从而整体上恶化女孩的生存环境，甚至带来婚姻挤压等社会问题。尤其在头胎为女孩的二孩农村家庭中，男孩偏好损害了女孩的健康状况，对儿童的健康差异产生显著影响[10-11]。该结论与国外的研究相似，来自印度等多个国家的实证研究均表明，父母在家庭内部分配育儿时间、母乳、蛋白质和维生素等方面更偏爱男孩，由于得到了多于女孩的平均福利，他们的身高更高，患病更少[12-14]。在男孩偏好的家庭中，父母将减少对女孩的健康投入，女孩的母乳喂养和照料时间明显短于男孩，成长过程中女孩的身高、身体质量也更差[15-16]。

2.3 研究述评

已有研究为本文提供了丰富的研究经验，但是，还存在一些不足：一是现有文献多从客观角度研究影响儿童健康的因素，如父母经济地位、受教育程度、政策实施等，但鲜有文献关注到家庭主观的男孩偏好对儿童健康产生的影响；二是在变量选取上，男孩偏好作为一种观念，本身受到经济、文化等多种复杂因素的影响，并且与家庭中子女的数量、出生次序、性别等混杂在一起，具有一定的内生性，识别难度较大。由于识别策略的差异，现有文献得到的有关男孩偏好对儿童健康影响的结论可能存在误差和矛盾；三是多数文献仅研究男孩偏好与儿童健康的因果关系，未更深入地探讨作用机制，对男孩偏好如何影响儿童体质健康的机理仍不明确。

3 理论框架与研究假设

在家庭内部的资源分配理论中，影响较为长远的是资源稀释理论，又被称为“效率假说”，Becker（1998）在《家庭论》中提出，在没有资源约束的情况下，家庭中资源的分配与同胞结构无关，但现实中资源是既定的，父母会理性地分配有限的资源，以实现效用最大化。1981 年Blake 提出了“稀释模型”，他将家庭资源分为三类：环境资源，包括房子、生活必需品、文化物品（书籍、图片、音乐等）；机会资源，指融入外部世界的特定机会；照料资源，父母的关注、干预和教育。通过研究孩子数量与质量间的关系，发现家庭中孩子数量越多，这些资源被分配的越多，产出的质量也越低，这里的质量更多指可以衡量的人力资本，比如教育或职业成就等。也就是说，在一定时空条件下家庭的资源总量有限，增加新同胞将减少原有孩子分配的资源，且孩子数量越多，“同胞竞争效应”表现得越强烈，每个孩子的得到的资源在减少，家庭资源稀释更明显。

之后，不少学者拓展了资源稀释理论，认为孩子数量只是同胞结构影响家庭资源分配的一部分，孩子的出生次序、性别等也会通过资源稀释发挥作用，影响孩子的生存和幸福[17-18]。对于孩子出生次序，可能存在首孩/末孩优势。Behrman 和Taubman 认为首孩在家庭资源中拥有“先占”的优势，随着孩子出生次序增加，后出生的孩子可能面临资源不足的困境[19]。也有研究证明家庭中可能存在末孩优势，在家庭资源分配中，虽然后出生的孩子要被迫地与首孩及其他兄弟姐妹争夺资源，但实际上只有中间出生的孩子处于这种不利地位。当末孩处在童年期时，他的哥哥姐姐可能已经成年离开家庭或者可以自立，他们更可能获得父母的慷慨投入，甚至还会受到哥哥姐姐的照料而得到更多家庭资源[20]。对于孩子性别来说，父母希望通过合理配置资源达到投资的效用最优，而把更多资源分配给未来收益和回报更高的性别上。首先，劳动力市场上存在性别歧视，无论在职位获得还是报酬、晋升上，男性比女性更具竞争力；其次，中国传统的“养儿防老”观念认为女儿最终会出嫁到男方，不再属于原家庭，儿子才能照顾、赡养年老的父母，因此在家庭同时拥有儿子和女儿时，父母更倾向于将资源分配给儿子。

中国以父权制为基础的家庭制度长期存在，形成了“男尊女卑”的文化观念和习俗，使男孩偏好更具合理性。由于男孩偏好，父母在家庭内部资源分配时会出现性别差异，甚至最早在生育阶段就有所体现。在没有一个儿子的家庭中，母亲会为了增加再次怀孕的机会而减少喂养已生育的女儿，或在明知继续生育将增加儿童和孕产妇死亡率的情况下，仍然进行危险生育行为[21]。最极端的情况下，父母可能采取选择性堕胎或选择性杀婴来消除“不想要的”女孩。如果父母在第一胎或第二胎得到了“令人满意”的儿子，妇女的后续生育间隔将明显延长，而一旦达到理想的男孩数量，父母更可能停止生育，与没有儿子的女性相比，有一个或多个儿子的女性追求额外生育能力的可能性大幅降低[22]。然而，就算女孩们顺利存活，男孩偏好的家庭在其成长过程中仍会采取性别歧视[23-24]。在医疗分配上，男孩通常在看病、住院过程中消耗更多的医疗费用，疫苗接种次数也多于女孩，他们在生病后更可能受到父母重视并得到及时治疗。在不改变性别歧视的条件下，即便经济发展提升了医疗保健资源的总量和可及性，医疗资源投入仍然集中于男孩[25]。在食物分配上，虽然父母分配给每个孩子食物的总热量并没有显著的性别差距，但男孩的食物结构更加多样，他们不仅能在幼儿期得到更长时间的母乳喂养，在后续成长阶段也更容易获得牛奶，而女孩却经常表现出营养不良[12-14]。

研究假设1：农村二孩家庭中，男孩偏好对长姐的体质健康有显著负向影响。

我国在出生人口性别比治理工作上卓有成效，但现实中出生人口性别比并未回归正常水平，仍存在多年龄段的人口性别失衡，需要进一步缓解重男轻女的性别偏好[9]。实质上，人口性别比失衡反映了社会层面上的性别不平等，其具有长期普遍的影响。一方面，性别不平等引发的风险逐渐从人口领域扩散至健康、文化、经济等领域；另一方面，性别不平等从社会层面渗透到社区、家庭层面，最终影响个人的发展和福祉[26]。家庭的各项决策不可避免地受到社会层面的文化观念影响，如果孤立地分析家庭内部的经济权衡对儿童健康的影响，会忽视父母决策带来的外部性。实际上，所有家庭的集体决策会形成整个社会的性别观念，继而直接或间接地对家庭内部决策产生反馈效应，影响儿童体质健康。性别平等感知可以衡量社会性别观念对家庭的影响，如果社会上存在性别失衡，家庭对性别平等的感知较弱，父母将在孩子出生后的资源分配上向男孩倾斜，以迎合社会的性别偏好，获得更高的投资回报率，这将损害女孩的体质健康。相反，如果社会性别较为均衡，家庭对性别平等感知则更强，这时父母会认为性别身份并非是影响孩子社会地位、能力等的关键因素，反映到行为上就是倾向于公平地分配食物、财富、机会等资源，因此孩子将获得更均衡的健康发展和福利供给。

研究假设2：性别平等感知在男孩偏好对长姐体质健康的影响中发挥调节效应。

父母只生育一个孩子时，独生子女可以享受全部的家庭资源，而家庭中一旦迎来第二个孩子，同胞竞争效应就会发挥作用，每个孩子获得的资源将受到兄弟姐妹的影响，如果孩子数量继续增加，这种竞争会更加激烈。在二孩家庭中，两个孩子之间年龄分布的差异可能会影响同胞竞争效应的大小，并导致父母对孩子健康的差异化投资。当两个孩子同处学龄前或学龄期时，他们属于同一成长阶段，且在每个阶段对健康、营养摄取的需求和目标较为相似，在不考虑性别的情况下，父母更可能一视同仁，并公平地在两个孩子间分配资源。当一孩优先进入学龄期，而二孩仍处于学龄前时，年幼的孩子更可能对年长的孩子构成威胁。这是因为两个孩子处于不同的成长阶段，年长的孩子优先进入了下一个阶段，在面临资源约束的条件下，父母会将重心放到年龄小的孩子身上，以牺牲年长孩子为代价，年幼的孩子将获得父母更多的陪伴和照料，健康状况也更好[27]。男孩偏好造成的健康不平等在不同的孩子年龄分布中可能存在差异，尤其当两个孩子不在同一成长阶段时，女孩更容易被当作牺牲品，父母在家庭资源分配中显现的性别差异更加明显。

研究假设3：男孩偏好对长姐体质健康的影响存在显著的年龄分布差异。

孩子的价值可以描述为工具价值和情感价值，前者指孩子作为实现各种功利主义目的的手段，包括他们对家庭收入和老年赡养的潜在贡献[28]，而后者指父母在情感上与生孩子和抚养孩子相关的满足感[29]，人们偏爱儿子是因为他们能够给家庭带来高于女儿的收益和回报。然而，在过去的半个多世纪，我国经济和社会保障事业快速发展，极大地提高了人们的生活福利水平，分散了个体在生命周期内可能发生的疾病、年老等风险，对子女的经济依赖也有所降低，加上养育成本越来越高，父母对子女的投资和回报并不平衡，孩子的工具价值不断减弱。与此同时，由于现代化的冲击，人口流动和迁移更加频繁，子女常常去别的城市求学、工作，陪伴父母的时间变少，父母的需求重心逐渐从经济转向情感，孩子的内在价值就变得更重要。在这样的转变过程中，男孩和女孩的工具价值均降低而内在价值均上升，原本男孩在工具价值上的优势不复存在，女儿在情感支持方面将越来越受到重视[30]。孩子父母的出生队列对应着不同的经济发展和性别偏好转变阶段，因此出生年份越靠近当下的父母将越重视子女的内在价值，对男孩的偏好越弱，更可能公平地对孩子进行健康投资。

研究假设4：男孩偏好对长姐体质健康的影响存在显著的队列差异。

4 研究设计

4.1 数据来源

本文数据来源于中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS 以2010 年为基线正式开始访问，后分别于2012、2014、2016、2018 年开展了四轮全样本的追踪调查，受访者来自于25 个省/ 市/自治区，调查对象包括了样本家庭中的所有成员，能够代表中国95%的人口。CFPS 共有社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种主体问卷类型，其中涵盖的家庭结构和特征、健康状况、医疗保险、收入和支出等丰富的个人和家户信息能够满足研究需要。为了较好地识别男孩偏好，需要排除出生次序、子女数量对孩子体质健康产生的影响，本研究对象界定为第一胎为女孩，且年龄范围在0-18 岁的农村二孩家庭。在每个访问年度内准确识别父母、配偶、子女等基本家庭信息，横向合并家庭关系库、家庭经济库、成人库和少儿库，再将单年数据组合形成2010-2018 年五轮调查的混合截面数据。混合截面数据可能会引发同一个体在不同时期扰动项的自相关，但这并不会影响研究结论：其一，回归使用了聚类稳健的标准误，即允许同一聚类（个体）的观测值存在相关性，但不同聚类（个体）的观测值是相互独立的[35-36]。其二，在五次调查中有1226 个样本被观察到1 次，重复测量2 到4 次的样本分别为1240 个、906 个和328 个，没有样本被重复测量5 次，虽然多轮次的追踪调查能够形成一定规模的面板数据，但本文的研究重点并不在分析时间上的变化或动态关系，且数据不规律的缺失也可能影响分析的准确性。如果使用截面数据回归，其样本量较少，难以充分利用多年的可比较数据，而对于每一年的截面数据，本文单独检验了其实证结果，表明与混合截面数据结果具有一致性。因此，为了最大程度上提高研究准确性和数据可用性，选择混合截面数据进行分析。剔除缺失值后，剩余有效样本数量为3700 个，样本在五轮调查中的分布情况分别为524、831、600、953、792。

4.2 变量选取与测量

4.2.1 被解释变量

被解释变量为长姐的体质健康。一般来说测量健康状况的方式有自评健康、临床指标和人体测量指标。相较而言，用人体测量指标来评价儿童的健康状况更为客观。一方面，孩子的身高、体重属于基本信息，父母或孩子通常不会出于主观因素回答虚假的数值，且不容易出现测量误差，应答率和准确率相对较高；另一方面，0-16 岁儿童正处于个体的成长发育阶段，人体测量指标可以更好地反映儿童的营养和发育状况。

世界卫生组织（WHO）在2006 年提出儿童身高体重参考值及评价标准，包括年龄别身高、年龄别体重、年龄别BMI 等，对不同年龄的长姐样本，本文利用CFPS 问卷中“（您的孩子）现在的身高是多少厘米？”“（您的孩子）现在的体重是多少斤？”得到的身高、体重数值，根据WHO 的方法进行标准化，形成可以比较的Z 评分（Z score）②Z评分是指实测值与参照人群中位数之间的差值和参照人群标准差的比值，可以解释为样本与参照组之间的偏差，包括身长/ 身高Z评分、体重Z评分、BMI Z评分。。通常来说，身长/ 身高Z 评分越高表示儿童发育状况越好，而体重Z 评分、BMI Z 评分则是需要在一定范围内才表示健康。为了更直观地评价儿童的营养和发育情况，本文根据WHO 的标准构造发育情况和营养状况两个变量，如果身长/ 身高Z 评分小于-2 则认为儿童为发育不良，营养状况中，体重Z 评分和BMI Z 评分小于-2为消瘦，大于2 则为肥胖，否则为正常。其中，消瘦意味着儿童的体重相对于他们的身高来说过轻，即营养不良，而肥胖则意味着体重相对于身高过重，即营养过剩。由于本文的样本年龄范围在0-16岁范围内，而WHO 给出的体重标准只涉及了5-10 岁的儿童，因此可以剔除与体重相关的体型指标。综上，将身高Z 评分、发育情况、营养状况共同概括为体质健康。

4.2.2 解释变量

家庭层面男孩偏好大致包括三种识别策略：一是直接通过问卷询问，如“您认为传宗接代的重要程度”“怀孕时孩子想要的性别是什么”“如果只有一个孩子，你更喜欢男孩还是女孩”来衡量父母的性别偏好。二是利用一胎孩子性别的随机性和外生性，将因变量的性别差异作为男孩偏好效应[23][33-34]。三是将二孩家庭中长姐有弟弟/ 有妹妹对因变量的不同影响作为男孩偏好效应[24]。

本文认为，男孩偏好的形成需要两个条件：第一要生出男孩，第二是父母在家庭资源分配过程中对男孩表现出过多的关爱，从而剥夺了长姐的家庭地位，损害其营养和健康发展。因此，男孩偏好要想发挥作用，必须在生出男孩前有女孩的存在，为了模型简便和同时排除子女数量的干扰，本文将这种情况设置在二孩家庭且第一胎就为女孩的样本中。此外，为了尽可能得到男孩偏好的净效应，还必须剔除出生次序带来的影响，父母可能仅仅出于对弱小的保护和偏爱而降低了长姐的健康水平，也就是说，这种健康损害来自于“首孩劣势”而非男孩偏好。为了排除其干扰，策略是将“女-男”结构的二孩家庭与“女-女”结构进行对比，此时如果只是“首孩劣势”的影响，父母将无论性别都偏爱年龄较小的孩子，两种家庭结构中的长姐健康不会有显著差异，否则，如果存在男孩偏好，父母将仅偏爱第二胎为男性的孩子，并损害“女-男”结构中长姐的健康，这就是男孩偏好产生的效应。具体的操作如下：首先对CFPS 数据根据家庭、年份进行合并，保留二孩家庭样本，之后由两个孩子的出生年份计算年龄，区分第一胎次和第二胎次及对应的性别，此时样本家庭中孩子的性别结构只有“女-男”和“女-女”两种情况，可以生成“长姐有弟弟”变量，如果有弟弟赋值为1，表明孩子的性别结构为“女-男”，相反长姐有妹妹赋值为0，性别结构为“女-女”，此为本文的关键解释变量，并将其对因变量的差异影响作为男孩偏好效应③“男孩偏好效应”指家庭在进行资源分配时由于男孩偏好而产生的子女体质健康差异，并不涉及生育前、生育时等阶段。。

4.2.3 控制变量

长姐的体质健康不可避免地受到自身素质、遗传因素及家庭、社会特征的影响，因此需要控制个人、家庭、社会层面的相关变量，以提高研究的准确性，包括长姐的年龄、生病、医保、父母受教育水平、父母身高、父母体重、家庭收入（取自然对数）、家庭生活水平、性别平等感知。其中，生病变量由“过去一个月孩子是否生病？”得到，生过病则赋值为1，否则为0。家庭生活水平参考田霖的做法，通过上一年家庭食品支出占总支出的比重来衡量，取值范围为0-1，数值越小说明家庭的生活水平越高[35]。实际上，家庭生活水平可以看作恩格尔系数的改良，后者指食物支出在整个家庭或个人消费支出总额中所占的比重，系数越小，生活越富裕，反之则越贫困。性别平等感知是家庭对社会环境中男女平等的感知，用《中国统计年鉴》不同时期、地区的出生性别比赋值，值越大表明对性别平等的感知越弱。在分析男孩偏好对长姐体质健康的影响机制时，本文还引入了性别平等感知变量及与核心自变量的交互项。

4.3 模型构建

4.3.1 Ols 模型

共有两类指标衡量长姐的体质健康：一类是连续变量，为身高Z 评分；一类是离散变量，包括发育情况和营养状况。对于连续变量，构建 Ols 回归模型如下：

式中，i 表示第i 个家庭中长姐，Yi是长姐的身高Z 评分，X1i为0-1 虚拟变量，取值为1 表示长姐有弟弟，取值为0 表示长姐有妹妹，α1表示长姐有弟弟对其身高Z 评分影响的系数值。X2i表示个人、家庭层面的一系列控制变量，τi和ρi分别是样本所在地区的固定效应和年份固定效应，εi是随机误差项。

4.3.2 分位数回归模型

分位数回归拓展了传统Ols 仅能对均值回归的局限，可以更全面地得到各分位数下的变量分布特征，建立模型如下：

Y 仍表示长姐的身高Z 评分，X 是二元虚拟变量，等于1 为长姐有弟弟，否则有妹妹，τ 和ρ为地区和年份的虚拟变量，θα1、θα2和θα3分别表示对自变量、地区、年份进行参数估计后第α 分位数的回归参数。

4.3.3 二元Probit 模型和多元Probit 模型

对于表示体质健康的离散变量，构建二元 Probit 和多元 Probit 回归模型如下：

二元离散变量Yi为第i 个家庭中长姐的发育情况，发育迟缓为1，正常为0。X1i为长姐有弟弟，待估系数β1为长姐有弟弟对其营养状况的影响效应。τi、ρi、 εi含义同（1）。

分类变量Yi为第i 个家庭中长姐的营养状况，消瘦取值为1，正常取值为2，肥胖取值为3。X1i为长姐有弟弟，待估系数β1为长姐有弟弟对其营养状况的影响效应。τi、ρi、 εi含义同（1）。

4.3.4 倾向得分匹配模型

由于二胎或更高胎次可能存在“性别选择”，导致估计结果有偏，为了得到男孩偏好对长姐体质健康影响的净效应，本文通过倾向得分匹配法构建“反事实框架”，以缓解“样本选择偏误”及其造成的内生性问题，建立模型如下：

表1 变量描述性统计

其中，D 为虚拟变量，处理组为1，对照组为0；f(xi)表示第i 个样本协变量的线性函数。首先，计算倾向得分时要把影响第二胎性别的因素加入模型，运用Logit 回归估计体质健康的倾向得分，并剔除不符合条件的样本。

5 实证检验

5.1 二孩家庭中长姐的基本特征分析

5.1.1 有弟弟/ 有妹妹与长姐体质健康差异分析

根据有弟弟或有妹妹对长姐进行分组，描述两组间的长姐体质健康差异。由表2 可知，有弟弟的长姐样本为2536 个，有妹妹的长姐样本为1164 个，其比例约为2.18：1，即二孩家庭中“女- 男”结构是“女- 女”结构的两倍多。在体质健康的各项指标中，首先对长姐有弟弟和有妹妹两类群体的身高Z 评分和发育情况进行T 检验，发现二者均在1%的置信区间内存在显著差异。具体来说，有弟弟的长姐身高Z 评分的均值为-0.958，标准差为2.406，有妹妹的长姐身高Z 评分均值为-0.477，标准差为2.083，即无论有弟弟还是有妹妹，长姐的身高Z 评分均低于WHO 公布的身高标准，而有弟弟的长姐平均身高显著更低。有弟弟的长姐出现发育迟缓的概率高于有妹妹的长姐，均值差为0.079，说明前者更可能出现发育迟缓的状况。接着，将这两类群体和营养状况分组进行卡方检验，得到Pearson 卡方检验值为6.8944（p=0.032＜0.05），说明长姐的营养状况在有弟弟/ 有妹妹组中存在显著性差异。观察详细检验结果，发现在有妹妹组中，长姐营养状况正常的样本频次为974，占该组总样本的83.7%，消瘦和肥胖的比例分别为3.6%和12.7%；而长姐在有弟弟组中营养状况正常的样本频次为2046，占该组总样本的80.7%，明显低于前者，相应的消瘦和肥胖的比例为5.4%和14.0%，均高于有妹妹组。这表明，有弟弟和有妹妹对长姐健康状况的影响存在显著差异，也为我们后续实证分析男孩偏好对长姐体质健康的影响和作用机制提供了基础。

表2 有弟弟/ 妹妹与长姐体质健康差异

5.1.2.长姐体质健康不佳的年龄分布

个体的成长发育是一段连续的过程，各个阶段之间有密切的联系。一般来说，儿童成长可以分为婴儿期（0-1 岁）、幼儿期（2-3 岁）、学龄期（4-10 岁）和青春期（11-18 岁），其中，婴儿期和青春期个体的发育速度较快，幼儿期和学龄期生长发育较为缓慢。为了考察个体在不同成长阶段体质健康的差异，本文绘制了长姐体质健康不佳时的年龄概率密度图。图1 显示，身高Z 评分和消瘦的概率密度最高点在0.09 左右，分别出现在长姐年龄为14 岁和5 岁时，发育迟缓和肥胖的概率密度最高超过了0.1，分别出现在长姐年龄的9 岁和5 岁。总体来讲，长姐健康状况不佳时的年龄分布近似于正态分布，四个健康指标中，密度高值均开始于4 岁左右，其中肥胖的高值大约在10岁开始下降，而身高Z 评分、发育迟缓和消瘦一直持续到接近14 岁才下降。4 至14 岁对应着个体成长的学龄期和青春期，说明长姐更可能在此阶段表现出较差的健康状况，并显现出持续性。原因可能是在二孩家庭中，长姐进入学龄期意味着她比弟弟/ 妹妹提前过渡到了下一成长阶段，而婴幼儿期向学龄期转变的特殊之处在于其生活环境从家庭转向学校，这一变化从客观上减少了父母照料、陪伴长姐的时间，同时父母的重心也可能发生转变，将原本属于长姐的物质、精神资源让渡给二孩，因此长姐的健康状况在刚进入学龄期的一段时间内会快速变差。随着年龄不断增长，在二孩进入学龄期后，家庭内部资源分配的差异可能会逐渐降低，使长姐的体质健康逐渐好转。

图1 长姐体质健康不佳时的年龄概率密度图

5.2 男孩偏好与长姐体质健康的实证分析

男孩偏好对长姐体质健康的影响如表3 所示。首先观察男孩偏好对长姐身高Z 评分的影响，长姐有弟弟的系数为-0.254，并在1%的置信水平显著，表明男孩偏好不利于长姐的身高发展。在劳动市场歧视的环境下，父母能够意识到性别的薪酬差距，如果同时拥有男孩和女孩，父母受到经济激励时更希望从儿子那里获得经济回报，在日常照料等行为上将更偏爱儿子。同时，在以父权制为主的家庭制度框架内，中国社会的重男轻女思想根深蒂固，传统观念认为儿子能够发挥传宗接代、光耀门楣的作用，因此父母对孩子进行资源分配时将更偏爱儿子，造成了性别间的健康不平等，损害了长姐的体质健康。控制变量中，在个体自然生长规律下，长姐年龄每增加一岁，身高Z 评分显著增加0.104（p＜0.01）个单位，父母的身高、体重与长姐身高Z 评分也呈正相关，体现了遗传因素的作用。父母的受教育水平与长姐的身高Z 评分呈正相关说明，高受教育程度的父母更重视儿童的健康、营养、教育等，也更有经济实力将其付诸行动。当家庭中感受到的社会性别平等更弱时，长姐的身高Z 评分将降低0.049（p＜0.01）个单位，这是因为家庭决策在很大程度上受到社会环境的影响，当社会重男轻女思想严重时，父母也会做出更利于男孩的决策，从而损害长姐体质健康。最后，模型控制了年份固定效应和地区固定效应，可以缓解由年份、城市等控制变量遗漏而导致的内生性问题，尽可能得到男孩偏好对长姐身高Z 评分影响的净效应。

只考虑男孩偏好对长姐身高的影响可能较为片面，营养吸收和成长发育也是体质健康的重要指标，且仍会受到个人和家庭特征的影响。因此，继续将相关变量放入模型并控制年份和地区的固定效应。表3 的2、4、6 列为各解释变量的系数值，可以发现，与发育状况和营养状况正常的长姐相比，有弟弟的长姐将显著提高其发育迟缓（b=0.213，p＜0.01）和消瘦（b=0.313，p＜0.01）的概率，但不会影响肥胖（b=0.076，p＞0.1）的概率。此外，由于模型的回归系数无法直接解释，只能观察影响的正负向，因此在表3 的3、5、7 列中进一步报告了各解释变量的边际效应值。具体来说，与正常组相比，有弟弟的长姐发育迟缓的概率将提高5%（p＜0.01），消瘦的概率将提高2%（p＜0.05），即男孩偏好不利于长姐的营养摄入和发育，且当前阶段主要表现为营养不良而非营养过剩。总体来说，有弟弟的长姐无论是身高Z 评分还是发育和营养状况，都比有妹妹的长姐表现得更差，这证明了男孩偏好不利于长姐的体质健康，假设1 得到验证。控制变量中，除去长姐自身年龄以及父母身高、体重等遗传因素与长姐身体发育间的相关关系，母亲的受教育程度对长姐的发育情况和营养状况有显著影响，父亲的受教育程度不再显著，而与正常组相比，母亲的受教育年限每增加一年，长姐发育迟缓和肥胖的概率将分别下降1.5%（p＜0.01）和0.9%（p＜0.01），说明女性受教育程度提高有利于孩子健康发展。对社会中性别平等的感知越弱的家庭，长姐发育迟缓的概率将比感知强的增加0.9%（p＜0.01）。

为了检验男孩偏好显著降低长姐身高Z 评分的结论，本文还采用了分位数回归模型，以说明结果的稳健性。根据长姐身高Z评分的分布，选取了15%、35%、50%、65%、90%五个分位点进行回归（见表4）。可以发现所有分位点上长姐有弟弟的系数值均为负，且除了90% 分位点外其余系数均显著，也就是说相比有妹妹，有弟弟的长姐身高Z 评分将更低，男孩偏好不利于长姐的体质健康且造成了子女间的健康不平等，这也说明基准回归的结果较为稳健。此外，从整体系数值来看，男孩偏好对长姐身高Z 评分的影响经历了先降后升再降的倒“N”型变化趋势，且在10%分位处的影响最大。可能的原因是，女孩的身高发育呈先快后慢的趋势，在男孩偏好的影响下，长姐的身高发育最容易在早期阶段受阻，在后期受到的不利影响则较小。

5.3 男孩偏好对长姐体质健康的影响机制

在资源分配理论框架内，本文构造性别平等感知与长姐有弟弟的交互项，检验性别平等感知在男孩偏好和长姐体质健康关系中的调节效应（见表5）。可以发现，长姐有弟弟和性别平等感知的交互项对长姐体质健康的四项指标均存在显著影响，家庭对社会性别平等的感知越弱，男孩偏好对长姐体质健康的不利影响越强，即社会性别歧视加剧了子女间健康不平等，性别平等感知在男孩偏好与长姐体质健康关系中发挥了调节作用，假设2 得到验证。从外部因素来看，家庭集体决策会形成社会整体的性别观念，并反过来影响家庭资源分配，强化原有性别偏好，如果社会中性别歧视较强，男性将在劳动力市场和家族传承中占据优势，为了迎合社会的性别“期望”，父母会将有限的资源分配给男孩，最终损害长姐健康。需要说明的是，加入自变量与性别平等感知的交互项后，调节效应显著，而长姐有弟弟对肥胖的影响由不显著变得显著：其一，在调节方向上，基准回归中长姐有弟弟对肥胖的影响系数为正，而调节效应模型中的交互项系数也为正，因此性别平等感知为正向调节，即加剧了长姐有弟弟对营养状况的不利影响；其二，调节变量作为一种情景变量，其加入会改变残差而使主效应显著，预示了更深层次的社会文化对家庭的影响。

表5 性别平等感知在男孩偏好对长姐体质健康影响中的调节作用

5.4 男孩偏好对长姐体质健康影响的异质性

5.4.1 男孩偏好对长姐体质健康影响的年龄分布差异

男孩偏好对长姐的体质健康存在不利影响，但由于个体间存在异质性，不同群体的健康状况可能存在差异，因此本文将从二孩的年龄分布和父母出生队列两方面进行分析。首先构造长姐和弟弟/ 妹妹的年龄分布虚拟变量。通常来说，孩子的年龄小于7 岁为学龄前，大于等于7 岁为学龄期，将长姐和二孩均处于学龄前赋值为1，长姐处于学龄期、二孩处于学龄前赋值为2，长姐和二孩均处于学龄期赋值为3，加入控制变量后进行分组回归（见表6）。首先观察男孩偏好对长姐身高Z 评分的影响，在长姐和二孩均处于学龄前/ 学龄期组中，相比有妹妹，有弟弟的长姐身高Z 评分并没有显著下降（b=0.279，p＞0.1；b=-0.107，p＞0.1）；而在长姐学龄期、二孩学龄前组别中，有弟弟的长姐的身高Z 评分显著降低了0.524（p＜0.01）个单位。之后考察男孩偏好对长姐发育情况和营养状况的影响，长姐有弟弟在长姐和二孩均处于学龄前组中仅对发育情况有显著负向影响（b=-0.259，p＜0.1），边际效应为-6.6%；当长姐处于学龄期、二孩处于学龄前时，有弟弟的长姐表现出发育迟缓和消瘦的概率将分别提高8.8%（b=0.389，p＜0.01）和4.2%（b=0.696，p＜0.01）；而在长姐和二孩均处于学龄期组中，男孩偏好对长姐发育情况和消瘦仍产生影响，但程度减弱，长姐发育迟缓和消瘦的概率将提高4.6%（b=0.219，p＜0.1）和2.4%（b=0.504，p＜0.1）。此外，男孩偏好对长姐肥胖的影响在三个组别中均不显著。

表6 男孩偏好对长姐体质健康影响的年龄分布差异

总体来看，当两个孩子均处在学龄前时，男孩偏好对长姐的体质健康几乎没有影响，不仅不会增加其发育迟缓的概率，反而有所降低；当长姐处于学龄期、二孩处于学龄前时，相比有妹妹，有弟弟的长姐在各项体质健康指标上表现得更差；随着二孩也进入学龄期，这种影响逐渐降低，男孩偏好对长姐体质健康的影响存在显著的年龄分布差异，假设3 成立。究其原因，可能与孩子的成长阶段相关。当两个孩子都处于学龄前时，他们在同一成长阶段所需的健康投资基本相同，父母最经济的方式就是无差别地分配资源，而非根据性别设置两套不同的投资方案，这时男孩偏好可能不会发挥作用，而对长姐的体质健康基本没有影响。当年长的姐姐优先进入学龄期时，家庭的焦点通常集中在较为年幼的孩子上并给予其更多物质投入和情感投入，而忽视了对长子的健康投资。这时年幼的孩子稀释了年长孩子的资源，尤其当一孩是长姐时，这种基于性别偏好的健康不平等十分显著。直到两个孩子都进入学龄期，他们再次处于同一成长阶段，父母将转变观念，在资源分配上更加一视同仁。

5.4.2 男孩偏好对长姐体质健康影响的队列差异

队列效应能够反映生命历程和社会变迁的交互影响，每一时代的父母经历了不同的经济发展阶段和生育政策，将在后续的生命历程中表现出差异化的生活观念，因此父母出生年代会影响男孩偏好与儿童体质健康间的相关关系。由于样本中父母的出生年份相近，本文根据孩子父亲的出生年份将其分为“1975 年以前”“1975-1984 年”“1985 年以后”三个出生同期群分别进行基准回归，检验是否存在队列效应。由于考察不同出生队列下男孩偏好对长姐体质健康影响，已经包含了年份信息，因此模型中不再控制年份固定效应，以避免可能出现的共线性。表7 汇报了回归结果，可以发现，父亲出生于1975 年以前时，有弟弟的长姐比有妹妹的长姐身高减少了0.368（p＜0.05）个单位，1975-1984 年队列组和1985 年以后队列组中，男孩偏好对长姐身高的不利影响呈减弱趋势，且显著性有所降低（b=-0.187，p＜0.1），而在1990-2000 年队列组中，男孩偏好对长姐身高Z 评分的影响不再显著（b=-0.201，p＞0.1）。男孩偏好对长姐发育情况的不利影响逐渐减弱，1975年以前队列组中有弟弟的长姐发育迟缓的概率将增加8.6%（b=0.382，p＜0.05），到1975-1984 年 队 列组此概率已降为3.6%（b=0.153，p＜0.1），1985 年以后不再显著。对于消瘦指标，男孩偏好在1975-1984 年队列组显著增加了长姐3.8%（b=0.440，p＜0.01）的消瘦概率，在另外两个队列组则不显著。此外，男孩偏好在每个队列组对肥胖都不具有显著影响。

表7 男孩偏好对长姐健康影响的队列差异

综合来看，男孩偏好对长姐身高Z 评分、发育迟缓和消瘦的不利影响随着队列增加逐渐减弱，而对肥胖的影响则不显著，即男孩偏好对长姐的健康状况影响存在显著的队列差异，假设5 成立。这可能是因为长达30 多年的社会变迁中，我国经济得到快速发展，改革开放和现代化冲击了人们传统的重男轻女观念，使父母更在乎孩子的内在价值而非工具价值，其重心从经济需求转向情感需求，因此逐渐减少了差异化的健康投资。此外，新时代的父母更持有更强的性别平等观念，在子女教养中也更注重个人的全面发展和社会融入，所以在进行资源分配时，出生时代越晚的父母受到“效率假说”的影响越小，越可能公平地对孩子进行投资。

5.5 男孩偏好对长姐体质健康影响的稳健性检验

本文将采取反事实估计的方法检验前述结论的稳健性。在“女-男”“女-女”两种性别结构的二孩家庭中，本文考察了男孩偏好对儿童健康不平等的影响，结论表明有弟弟的长姐体质健康更差。然而，这一结论无法排除出生次序的影响，长姐的体质健康差可以解释为与男孩偏好无关的“首孩劣势”，即无论男女，只要处于首孩的位置其健康状况都更差。为了排除这种可能性，本文将第一胎为女孩替换为男孩再次进行基准回归，此时二孩家庭中的性别结构为“男-男”和“男- 女”，关键自变量为“长兄有弟弟”。如果长兄有弟弟对长兄体质健康同样具有显著影响就表明前文结论应归因于“首孩劣势”，如果不显著则表明长姐健康水平的降低是受到男孩偏好而非出生次序的影响。表8 报告了回归结果，发现有弟弟的长兄在各项体质健康指标中并不会表现得更差，因此反向排除了出生次序干扰本文结论的可能性，说明男孩偏好确实对长姐体质健康产生了不利影响，证实了结论的稳健性。

表8 男孩偏好对长兄体质健康的影响

为了克服遗漏变量的影响，本文已在回归模型中加入了时间和地区的固定效应，但该研究问题中仍可能存在其他内生因素。筛选后的样本中第二胎为男孩的家庭有2536 户，第二胎为女孩的家庭有1164 户，性别比达到了2.18：1，远远超出了正常范围，说明可能存在“样本选择偏误”的问题。通常来说，一孩的性别是外生的，在第一胎是女孩的情况下，父母再次生育的意愿并不强烈，且很有可能停止生育，而存在男孩偏好的农村夫妇往往会借助“一孩半”政策继续生育二胎，如果二胎仍非男孩，不少父母仍会想尽办法躲过严苛的生育政策再生一个儿子。因此，父母在第二或更高胎次的孩子上可能存在“性别选择”，具有男孩偏好的父母更倾向于生二胎，这就使农村二孩家庭中第二胎为男孩的样本大幅增加。本文试图通过倾向得分匹配（PSM）的方法缓解样本选择偏误和由此导致的内生性问题，以验证结果的稳健性。

根据第二胎为男孩/ 女孩将样本分成处理组和对照组，把影响二胎孩子性别的长姐年龄、父母受教育程度、家庭年收入、家庭生活水平、性别平等感知等变量纳入模型并计算倾向得分，经过匹配的两组样本在协变量上没有显著差异，可以得到男孩偏好对长姐体质健康影响的净效应。表9 报告了倾向得分匹配结果，通过核匹配、近邻匹配、卡尺匹配三种匹配方法得到的回归结果较为一致，说明经过倾向得分匹配处理“样本选择偏差”后，男孩偏好对长姐体质健康影响的净效应仍然为负向且较为稳健。

表9 男孩偏好对长姐体质健康影响的倾向得分匹配结果

6 结论与讨论

基于儿童健康问题频发、重男轻女思想依然严重的背景，缩小子女间健康差异能够从整体上提高儿童的福利水平，并有助于实现在教育、健康等人力资本发展中的性别平等。本文对男孩偏好与长姐体质健康间的关系进行了理论和实证分析，分析了男孩偏好对长姐体质健康的影响，探讨其内在机制和群体异质性，最终得到了较为稳健的结论。第一，男孩偏好与长姐体质健康显著负向相关，相比有妹妹，有弟弟的长姐身高Z 评分将降低0.254 个单位，发育迟缓和消瘦的概率将比正常组分别提高5%和2%，但与肥胖不存在显著关联。第二，性别平等感知在男孩偏好对长姐体质健康的影响中发挥调节作用，家庭对性别平等感知弱使身高Z 评分的下降幅度、发育迟缓、消瘦和肥胖的概率增加幅度明显变大，总体上加剧了男孩偏好对长姐体质健康的不利影响。第三，男孩偏好对长姐健康的影响存在年龄分布差异和队列差异。当长姐处于学龄期、二孩处于学龄前时，有弟弟的长姐在各项体质健康指标上表现得最差；随着队列增加，男孩偏好对长姐身高Z 评分、发育迟缓和消瘦的不利影响逐渐减弱，而对肥胖的影响则不显著。本研究的不足在于重复样本可能带来的标准误估计偏差，但研究结论在促进儿童福利改善等方面的价值仍是值得肯定的。进一步优化数据并分析男孩偏好对长姐健康的影响，是本研究未来需要努力的方向。

儿童健康是儿童福利的重中之重，也是其他各项福利实现的先决条件。基于“效率优先，兼顾公平”的原则，我国不断缩小儿童间健康不平等，以应对随社会经济环境发展而不断变化的健康风险[36]。为改善农村儿童尤其是贫困地区和家庭经济困难儿童的营养健康状况，国务院于2011年启动实施农村义务教育学生营养改善计划，具体措施包括提供营养膳食补助、加强学生食堂管理、提高学生生活费补助标准等。2014 年，国家卫计委和全国妇联在集中连片特殊困难地区实施贫困地区儿童营养改善项目，为6-24 月龄婴幼儿补充辅食营养补充品，普及婴幼儿科学喂养知识与技能，进一步改善了贫困地区儿童营养和健康状况。20 世纪末开展的“关爱女孩行动”经过自主探索、国家试点、拓展深化三个阶段，在很大程度上改善了女孩的生存环境，提升了福利水平。从1996年到1999 年，国家计生委宣教司、安徽省人口计生委、西安交通大学人口与发展研究所共同开展了“改善女孩生存环境”课题研究，对中国儿童生存性别差异的现状、原因、产生机制、政策意义等进行了为期三年的深入研究，建立“改善女孩生活环境实验区”，取得了显著成果。2000 年至2005 年，国家人口计生委在出生人口性别比超过110 的24 省（区、市）选择了24 个县（市、区）开展国家层面的“关爱女孩行动”试点工作，初步形成了综合治理出生人口性别比偏高问题的局面。2005 年底，国务院办公厅转发了国家人口计生委等部门《关于广泛开展关爱女孩行动综合治理出生人口性别比偏高问题的行动计划》，制定了有利于女孩健康成长和妇女发展的社会经济政策，把关爱女孩行动推向全国。在此基础上，对农村计划生育女儿户给予奖励，在扶贫济困、慈善救助、贴息贷款、就业安排、项目扶持中对计划生育女儿户予以倾斜，推动“幸福工程”“春蕾计划”等社会公益活动，保障了女孩的生存权、发展权、受保护权、参与权等基本权利。

面对农村家庭中男孩偏好对儿童健康的不利影响，我国各项政策做出了积极回应，能够在一定程度上应对儿童资源投资不足，抵御基本生存风险。然而，在保障儿童生活质量、提高儿童社会福利方面仍有进一步改善和提升空间，应结合我国农村地区重男轻女的社会环境，在保证儿童福利有效供给的基础上，发展以家庭为核心的福利政策，全面构建普惠型儿童福利支持体系。

第一，支持农村发展，保证儿童福利有效供给。首先，政府应明确儿童福利经费的供给责任，资金支持上加大对儿童福利事业投入的力度，提高其在公共财政支出中的占比。通过财政补贴、税收优惠、费用减免等政策，鼓励社会力量进入儿童福利领域，充分调动民间资本，以创新合作方式提供或购买儿童照料、寄养领养、教育、卫生保健等儿童福利服务，提升福利供给水平。其次，重点关注低收入家庭等困境家庭，关注无人抚养、伤残、留守儿童的基本福利需求。具体实施过程中，一方面可以增加学校公共投入和农村地区经济、教育投资等来弥补家庭投入的不足，促进儿童的人力资本发展，另一方面可依托社会保障体系，建立省、市、县、乡、村多级儿童福利制度，设立儿童基层福利主任和督导员，打通儿童福利服务供给的“最后一公里”，不断缩小福利差距，阻断代际间的劣势传递。最后，发展专业的儿童社会工作队伍，对儿童工作者进行系统培训，全面提升其服务能力，针对性地解决家庭在儿童养育中遇到的问题，及时满足不同阶段儿童健康发展的多样化需求。

第二，宣传男女平等，发展家庭福利支持政策。社会媒体应积极广泛宣传，落实男女平等的基本国策，建立起社会范围内的男女平等意识，在家庭层面引导和鼓励父母关注女孩的健康投资及资源获得情况，避免儿童期的不平等在未来继续扩大，以全面改善儿童在成长过程中可能面临的健康、教育、就业的性别歧视。作为儿童福利的主要供给者，家庭影响着个体早期的意识形成和生存发展，应充分重视家庭保障的功能，发展家庭福利支持政策，逐步提高其福利供给的能力，弥补现有社会保障政策回应的不足。一方面，通过育儿津贴、儿童基础教育费用减免、免费接种疫苗等政策安排降低父母养育孩子的成本和经济负担，加大对儿童的福利投入，在家庭福利政策设计上还要注重长期效应，以家庭为核心大力发展托育托幼、家庭医生、少儿医保事业，减轻家庭的儿童照顾压力，提高抵御外部风险的能力；另一方面，基于我国独特的家庭文化传统，充分发挥政府、社区、家庭等多级网络的支持效应，将家庭嵌入社区、地方或更大的互联网关系中，形成国家援助、社会支持与家庭功能的有机结合，构建多元共担、多层互助的家庭福利支持体系。

第三，重视国家责任，树立普惠型儿童福利观。2018 年民政部单独设立儿童福利司，体现了国家对儿童群体的关注和重视，也意味着民政部将承担更大的责任，包括拟定儿童福利、孤弃儿童保障、儿童收养、儿童救助保护政策和标准，健全农村留守儿童关爱服务体系和困境儿童保障制度，并指导儿童福利、收养登记和救助保护机构管理工作。实施过程中，应建立部门间的合作渠道，如卫健委负责儿童的疫苗接种、疾病预防和健康管理，教育部主管学前、义务和特殊儿童在各阶段的教育，在划分明确各部门的职责的基础上不断优化治理效能。我国儿童保障措施长期停留在维持生存和帮扶救助的最低层次，应树立更为现代、广义、普惠的儿童福利观，实现由传统补缺型向更为广义的普惠型儿童福利过渡。在保障对象上，普惠意味着全民性，要求将全体儿童纳入保障范围，积极关怀、主动投资普通儿童，重点关注伤残、困境、留守等特殊儿童；在保障内容上，将涉及教育、健康等促进儿童人力资本“发展”的政策内容正名为儿童“福利”，构建层次分明、范围广泛的儿童福利体系。