大龄未婚男性的男男性行为及其对公共安全的意义：
基于中国农村性别失衡背景的研究发现
杨雪燕1，伊莎贝拉·阿塔尼2，李树茁
1
（1.西安交通大学公管学院人口与发展研究所，陕西西安710049；2.法国国立人口研究中心，法国巴黎75020）
摘要：基于2008年安徽省CH 市JC 区的调查数据，通过与同年龄段已婚男性的对比，对性别失衡背景下中国
农村大龄未婚男性的男男性行为发生率及其影响因素进行了分析。结果发现，中国的性别失衡确实会使得农村地区的男男性行为发生率增加；而发生男男性行为的人中，其无保护性行为也达到了一个较高的比例；同时与已婚男性相比，
未婚男性在艾滋病和性病知识方面的掌握情况较差，从而为公共卫生安全带来潜在威胁。论文结尾指出了研究结论的政策启示、研究的局限性和未来改进方向。关键词：大龄未婚男性；男男性行为；性取向；无保护性行为；公共安全中图分类号：C92－3
文献标识码：A
文章编号：1002－9753（2012）05－0058－10
The Homosexual Behaviors of Forced Male Bachelors and Its Implications on
Public Security ：Findings from Sex Imbalance in Rural China
YANG Xue －yan 1，ATTANE Isabelle 2，LI Shuzhuo 1
（1.Institute for Population and Development Studies ，School of Public Policy and Administration ，Xi'an Jiaotong University ，
Xi'an 710049；2，French National Demographic Researches ，Paris 75020，France ）
Abstract ：Using the data from the survey conducted in JC district ，CH City in Anhui Province ，this study analyzed the homosexual behaviors of forced male bachelors and the influential factors in comparison to married men with same a-ges.It was found that ，the sex imbalance in China does lead to the higher homosexual behaviors occurrence ；among the groups who reported homosexual experiences ，there is a high occurrence of unprotected sex ；compared with married men ，the kno
wledge about AIDS and STDs of bachelors are much poorer ，which will exert profound negative impacts on public security.The paper ends with the policy implications for conclusions ，limitations of this study and future direc-tions for improvement.
Key words ：forced male bachelors ；homosexual behaviors ；sexual orientation ；unprotected sex ；public security
收稿日期：2011－10－19
修回日期：2012－01－16
基金项目：本研究获得教育部
“长江学者和创新团队发展计划”（IRT0855）和法国国立人口研究中心（INED ）“性别失衡与人口社会后果研究”
（项目号：2009－CV －0017）的共同资助。作者简介：杨雪燕（1970－），女，安徽安庆人，副教授，博士，研究方向为人口与公共政策。
一、背景
伴随着经济增长、社会发展和由生育控制政策带来的低生育率水平，中国也经历了长达近30年的出生人口性别比不断升高，
2005年达到120.56的峰值，且居高不下。中国出生人口性别比的长期失衡已经并正在累积大量的男性过剩人口。据估计，整个20世纪中国女性缺失数量达到3000万以上；自2000年开始，中国将面临严重的
男性婚姻挤压，每年将有10%以上的适婚男性不到配偶，并出现不断递增的趋势［1－4］。在中国这样一个“普婚制”国家，无法结婚通常也意味着难以获得正常稳定的性生活和性满足。作为社会地位相对较低、社会资源相对匮乏的农村大龄未婚男性（年龄一般在30岁以上），其性行为状况令人担忧，其对于公共安全和社会稳定的潜在影响也越来越受到关注［5］。
有研究发现，由于结婚困难，难以获取正常稳定的性生活，这些大龄未婚男性中可能会发生更多的不安全性行为，包括买性、在发生性行为时较少使用安全套等，从而扩大性病、艾滋病的传播风险［6－8］。已有研究还指出，环境因素会影响到同性性行为发生率，例如军队、男校或女校等单一性别体中的同性性行为发生率可能高于其他体［9－10］。尽管对于男性同性性行为发生率的准确数字存在较大争议，但大多数研究和学者们都比较认同“总人口中10%是同性恋”这一估计；其中，大约3%到4%的成年男子是纯粹的同性恋者［9，11－18］。男男性行为发生率从已有研究看也基本接近这一估计。男男性行为中无保护性行为发生率远远高于有保护性行为，但这一比率在不同研究中并不稳定［19－22］。
那么，在性别失衡背景下，对于受到婚姻挤压的农村大龄未婚男性而言，他们当中的同性性行为发生率是否也高于已婚人呢？由于稳定性行为的缺乏，是否意味着他们更易采取未受保护的不安全性行为呢？由于性别失衡所带来的大龄未婚男性男男性行为的增加，特别是无保护男男性行为的增加是否会对公共安全会带来威胁呢？
因此，本研究的目的是通过与农村同年龄段已婚男性的对比，对性别失衡背景下受到婚姻挤压的中国农村大龄未婚男性的男男性行为进行分析，揭示性别失衡对于公共卫生安全的影响。
二、研究设计
基于本研究的目标及相关背景，本研究拟采用以下研究策略：
为了回答“性别失衡是否会导致男男性行为发生率增加？”这一问题，本研究首先采取交叉表分析，通过与相同年龄阶段、教育程度及收入水平已婚男性的比较，估计大龄未婚男性的男男性行为发生率；其次仍然采用交叉表分析方法，对比已婚和未婚男性中不同性行为取向者对于同性恋和婚姻的态度，揭示其心理特征；并以“性行为取向”为因变量分别建立3个模型，模型1是以“对同性恋的态度”和“对婚姻的态度”为自变量；模型2是在模型1的基础上纳入“婚姻”控制变量；模型3是在模型2的基础上纳入“年龄”、“教育程度”、“收入”等其他控制变量，以分层次验证态度对同性性行为取向的影响，判断大龄未婚男性中的同性性行为是否由于婚姻挤压所带来的“境遇性”同性性行为。
为了回答“性别失衡背景下，大龄未婚男性的男男性行为具备什么样的公共安全特征？”这一问题，本研究首先采取交叉表分析方法，通过与已婚男性比较，描述大龄未婚男性中不同性行为取向者的无保护性行为发生率；其次采取独立样本的t检验方法和方差检验方法，对比已婚和未婚男性中不同性行为取向者的艾滋病和性病知识掌握情况；并以“第一次无保护性行为”为因变量构建3个模型，模型4是以“艾滋病知识”和“性病知识”为自变量，模型5在模型4的基础上纳入性性行为取向和婚姻等控制变量，模型6是在模型5的基础上纳入年龄、教育、收入等控制变量；以“最近一次无保护性行为”为因变量构建3个模型，模型7是以“艾滋病知识”和“性病知识”为自变量，模型8在模型7的基础上纳入性行为取向和婚姻等控制变量，模型9是在模型8的基础上纳入年龄、教育、收入等控制变量，以分层次验证知识对于第一次和最近一次性行为中无保护性行为的影响，揭示大龄未婚男性的同性性行为中影响公共安全的潜在因素。
三、数据和方法
（一）数据来源、调查方法和过程
本研究数据来源于2008年8月在安徽省CH 市JC区进行的“中国农村大龄男性生殖健康和家庭生活调查”。安徽是全国出生人口性别比最高的14个省之一。JC位于中国中部，经济发展程度中等，是中国最早开展“关爱女孩行动”、治理出生人口性别比的地区。根据JC区人口计生委提供的
数据，JC区的出生人口性别比在经过治理后从2000年的114.3下降的2009年的113.3，但仍然高于正常
水平。
为了确保性问题调查的信度和效度，采用了计算机辅助调查技术（Computer Assistant Personal Interview）。调查在JC区下辖6个乡镇进行，包括经济发展水平较高、中等及较差各2个。前期的质性研究显示，在农村，28－35岁之间的大龄未婚男性仍然有结婚的机会，但是机会已经明显较28岁以前小；而35以上的大龄未婚男性已经基本上丧失了结婚的可能性。因此，将调查样本界定为27岁以上的已婚和未婚男性。根据各乡镇提供的27岁以上的已婚和未婚男性名单进行了简单随机抽样。需要说明的是，中国的性别失衡始于1980年代，因此样本中绝大部分均非与性别失衡直接相关。但由于性别失衡后果的累积效应，未来不断增加的年轻过剩男性逐渐加入到“被婚姻挤压”的队伍中，势必对现存的大龄未婚男性造成更严重的挤压，扩大和加剧这部分体所面临的社会和公共安全风险。因此，对这部分人进行研究，可以间接体现性别失衡对于过剩男性带来的影响。
调查时，所有参加调查的男性都被安排在一个相对封闭的空间（如乡镇计生办公室或人口学校）。在回答一些不涉及隐私的个人信息部分时，由调查员协助调查对象作答，并教会调查对象使用电脑答题；当回答到性方面的问题时，由调查对象独自作答，调查员坐在调查对象对面，视调查对象的需要随时提供帮助。最终获取621个有效样本。
（二）变量测量
性行为取向。定序变量。为了简化问题，我们对上述金西量表中的尺度进行合并，将原有的6级测量合并为3级，即“0=异型性行为，1=双性性行为，3=同性性行为”。通过问“与您有过性关系的人的性别”，以“0=只有男人；1=有男人有女人；2=只有女人”三个级别来测量。为了提高问题的操作化程度，本研究中并未区分男男性行为的不同表现形式，而是由调查对象自行判断作答。
30岁单身男性对同性性行为的态度。定序变量。通过问“您是否能认同同性恋性行为”，以“0=不认同；1=无所谓；1=认同”三个级别来测量。
对婚姻的态度。定序变量。通过问“您是否能接受一辈子不结婚”，以“0=不接受，1=无所谓，3=接受”来测量。
第一次无保护性行为发生率。定序变量。通过问“您在发生第一次性行为时是否使用过安全套”，以“0=未使用安全套，1=使用安全套”两个级别来测量。
最近一次无保护性行为发生率。定序变量。通过问“您在发生最近一次性行为时是否使用过安全套”，以“0=未使用安全套，1=使用安全套”两个级别来测量。
艾滋病知识。定序变量。通过问“您听说过艾滋病吗？仅与一个并且没有感染HIV的性伙伴发生性行为，可以降低HIV传播危险吗？使用安全套可以降低HIV传播危险吗？一个看起来健康的人会携带HIV吗？蚊
子叮咬会传播HIV吗？与HIV感染者共餐会感染HIV吗？”以“0=未听说过艾滋病；1=听说过艾滋病但回答均不正确；2=听说过艾滋病且回答2－3题正确；3=听说过艾滋病且回答4题正确；4=听说过艾滋病且回答5题都正确”六个级别来测量。
性病知识。定序变量。通过问“您听说过性传播疾病（性病）吗？您认为淋病、梅毒、尖锐湿疣、生殖器疱疹、软下疳、艾滋病、性病性淋巴肉芽肿中哪些是性病？您是否同意性病病人比一般人更容易感染上艾滋病这种说法？有人认为：在过性生活之前，只要仔细查看对方的生殖器的外表，就可以知道对方有没有性病。您觉得这样做，真的能够发现对方有性病吗？”，以“0=未听说过；1 =听说过但回答都不正确；2=听说过且回答1题以上正确”三个级别来测量。
婚姻。分类变量。通过问“您现在的婚姻状况”，以“0=从来没有结过婚，而且没有同居，1=同居，但还没有领结婚证；2=已婚且夫妻俩住在一起；3=已婚但夫妻分居；4=离婚；5=丧偶”六个级别来测量。为了简化问题，且考虑到婚姻状况、稳定性伴侣与性行为的关系，将上述六级测量合并为两类，以“0=未婚、丧偶或离异；1=已婚或
同居”两个级别来测量。
年龄。定序变量。如前所述，35岁对于农村大龄未婚男性来说是区分有无结婚可能性的非常重要的门槛值。因此，通过问“您的出生年月”，将年龄划分为“0=35岁及以下；1=35岁以上”两个级别来测量。
教育程度。定序变量。通过问“您目前的教育程度”，以“0=小学及以下，1=初中及以上”两个级别来测量。
收入。定序变量。通过问“您目前的年收入”，以“0=1000元及以下；1=1000元以上”两个级别来测量。
样本中的未婚男性和已婚男性在年龄上并无显著差异，因此二者具有可比性；但未婚男性在教育程度和收入上都明显弱于已婚男性，说明样本中的大龄未婚男性确实具有社会经济地位较低等被“挤压”特征，符合本研究中对于“农村大龄未婚男性”的界定。但在涉及到同性性行为的逐项问题回答中，总体样本的缺失值高达229。为了能真实体现数据特征，在稍后的分析中并未采取缺失值替代，而是采取了删去缺失值的办法进行处理。
四、结果和讨论
（一）性别失衡与男男性行为发生率
从表1中可以看出，未婚人中的男男性行为（包括同性性行为和双性性行为）发生率达到17.2%，显著高于已婚人中8.9%的发生率，与Chiang（2009）“未婚高于已婚”的研究结果相似［24］，与刘达临（2005）“已婚高于未婚”的研究结论相反；初步证明了性别失衡、婚姻挤压有可能导致男男性行为发生率的提高［18］。
从年龄、教育程度和收入上看，35岁以上的已婚和未婚人中的同性性行为发生率明显高于35岁及以下人，小学以下程度人的男男同性性行为明显高于初中以上教育程度的人，与已有研究结论并不一致［18］。可能的解释是，刘达临的研究是在城市人中，而本研究是在农村人。农村地区中教育程度较低者可能没有意识到对于“同性性行为”的文化禁忌，因此反而勇于表达其同性倾向。已有研究证明确实存在类似的现象。如在调查婚前性行为和态度时发现，城市地区的妇女随着教育程度的提高，其婚前性行为发生率也较高，且教育程度较高者对于婚前性行为持有更为肯定的态度；而农村地区的妇女中，其婚前性行为发生率却随着教育程度的提高而降低，且教育程度较低者对于婚前性行为却持有更为肯定的态度［25－26］。年收入1000元以下人中男男性行为发生率与1000元以上者无明显差异，与推论并不完全一致。
表1同性性行为发生率
与何种性别的人发生过性行为？
未婚（频数+百分比%）已婚（频数+百分比%）
异性性行为双性性行为同性性行为异性性行为双性性行为同性性行为111（82.8%）10（7.5%）13（9.7%）235（91.1%）14（5.4%）9（3.5%）
卡方检验（已婚和未婚）＊＊
年龄：35岁及以下54（90.0%）3（5.0%）3（5.0%）92（94.8%）4（4.1%）1（1.0%）35岁以上57（77.0%）7（9.5%）10（13.5%）143（88.8%）10（6.2%）8（5.0%）卡方检验（年龄）N/S N/S
教育：小学及以下37（66.1%）9（16.1%）10（17.9%）24（80.0%）3（10.0%）3（10.0%）初中及以上74（94.9%）3（1.3%）1（3.8%）211（92.5%）11（4.8%）6（2.6%）卡方检验（教育）＊＊＊+
收入：1000元及以下63（77.8%）7（8.6%）11（13.6%）111（88.8%）8（6.4%）6（4.8%）1000元以上48（90.6%）3（5.7%）2（3.8%）124（93.2%）6（4.5%）3（2.3%）卡方检验（收入）N/S N/S
注：+p＜0.1，*p＜0.05，＊＊p＜0.01，＊＊＊p＜0.001，N/S不显著
表2对同性性行为和婚姻的态度
对同性性行为的态度（是否能认同同性性行为？）
未婚（频数+百分比%）已婚（频数+百分比%）不认同无所谓认同不认同无所谓认同152（44.2%）134（39.0%）58（16.8%）147（53.1%）87（31.4%）43（15.5%）
卡方检验（已婚和未婚）+
性行为取向：异性性行为63（56.8%）33（29.7%）15（13.5%）132（56.2%）74（31.5%）29（12.3%）双性性行为1（10.0%）6（60.0%）3（30.0%）7（50.0%）2（14.3%）5（35.7%）同性性行为1（7.7%）3（23.1%）9（69.2%）1（11.1%）3（33.3%）5（55.6%）卡方检验（性行为取向）＊＊＊＊＊
对婚姻的态度
（是否能接受一辈子不结婚？）
未婚
已婚（百分比%）
不接受说不清接受不接受说不清接受146（42.4%）76（22.1%）122（35.5%）203（73.3%）40（14.4%）34（12.3%）
卡方检验（已婚和未婚）＊＊＊
性行为取向：异性性行为54（48.6%）24（21.6%）33（29.7%）179（76.2%）35（14.9%）21（8.9%）双性性行为5（50.0%）2（20.0%）3（30.0%）8（57.1%）1（7.1%）5（35.7%）
同性性行为4（30.8%）2（15.4%）7（53.8%）7（77.8%）2（22.2%）0（0%）卡方检验（性行为取向）N/S*
注：+p＜0.1，*p＜0.05，＊＊p＜0.01，＊＊＊p＜0.001，N/S不显著
表3态度对性行为取向的影响
因变量（异型性行为为基准）模型1模型2模型3
双性性行为同性性行为双性性行为同性性行为双性性行为同性性行为自变量：
对同性性行为态度  5.49＊＊＊  2.09＊＊  5.47＊＊＊  2.08＊＊＊  5.86＊＊＊  2.08＊＊对婚姻的态度  1.60+  1.57+  1.39  1.53  1.10  1.29
控制变量：
婚姻：已婚或同居0.41+0.850.62  1.29年龄：35岁以上  3.18+  1.65教育：初中及以上0.25*0.24＊＊收入：1000元以上0.23  1.04 LR52.10＊＊＊86.64＊＊＊192.83＊＊＊
df4616
注：+p＜0.1，*p＜0.05，＊＊p＜0.01，＊＊＊p＜0.001，N/S不显著
表2中进一步给出了已婚和未婚体的心理特征。从表中可以看出，未婚和已婚体在对同性性行为的态度上有些微差异，在对待婚姻的态度上却有着非常显著的差异。未婚体中，不同性行为取向者对同性性行为的认同态度有着显著差异，双性和同性性行为取向者比异性性行为取向者对同性性行为持更加认同的态度；这一差异在已婚体中亦如是。但在未婚体内部，对“不婚”的接受态度并不存在较大差异；在已婚体内部，绝对的同性性行为者却对“不婚”持更加坚决的“不接受”态度。
这说明在中国农村地区，对同性恋和同性性行为的接受和认可程度仍然较低。同性恋者可能更加需要婚姻以掩饰自己的性倾向。因此，大龄未婚男性对于同性性行为具有较高的认可态度不仅与他们同性性行为发生率较高相联系，也与他们目前的不婚状态相联系；而大龄未婚男性对于“终身不婚”的接受程度较高可能更多地来源于他们对于结婚可能性的绝望态度，而并非来自于主动的选择。这一结果也与其他同类研究具有相似性［26］。
表3通过3个模型呈现了态度对性行为取向的影响。表中的结果显示，对同性性行为的态度决定了人们是否会采取同性性行为；但对于婚姻的态
度对同性性行为的影响却并不显著。除此之外，教育变量对同性性行为发生率具有显著的负向影响，小学教育程度以下比初中及以上的人更易发生同性性行为，与表2中的结果一致。根据态度和行为关系
的相关研究，态度不仅可以有效地预测行为，同时态度的变化也取决于行为的发生［27］。因此，模型中对于同性性行为的认可态度有可能是导致同性性行为发生的前因变量，也有可能是在同性性行为发生之后所带来的态度变化。
（二）不同性行为取向者的公共安全特征
表4中给出了未婚和已婚体中不同性行为取向者的无保护性行为发生率。从表中看，未婚体的第一次性行为中无保护性行为发生率显著高于已婚人；最近一次性行为中，两类人并无显著差异。而未婚体中，不同性行为取向者的无保护性行为发生率无显著差异；已婚体中，双性和同性性行为取向者的无保护性行为发生率却显著高于异性性行为取向者。
表4无保护男男性行为发生率
第一次性行为（是否使用安全套？）
未婚（百分比%）已婚（百分比%）
未使用安全套使用安全套未使用安全套使用安全套
317（92.2%）27（7.8%）240（86.6%）37（13.4%）
卡方检验（已婚和未婚）*
性行为取向：异性性行为89（80.2%）22（19.8%）205（87.2%）30（12.8%）双性性行为7（70.0%）3（30.0%）11（78.6%）3（21.4%）同性性行为11（84.6%）2（15.4%）6（66.7%）3（33.3%）卡方检验（性行为取向）N/S N/S
最近一次性行为（是否使用安全套？）
未婚（百分比%）已婚（百分比%）
未使用安全套使用安全套未使用安全套使用安全套300（87.2%）44（12.8%）232（83.8%）45（16.2%）
卡方检验（已婚和未婚）N/S
性行为取向：异性性行为72（64.9%）39（35.1%）193（82.1%）42（17.9%）双性性行为9（90.0%）1（10.0%）14（100%）0（0%）
同性性行为9（69.2%）4（30.8%）7（77.8%）2（22.2%）卡方检验（性行为取向）N/S N/S
注：+p＜0.1，*p＜0.05，＊＊p＜0.01，＊＊＊p＜0.001，N/S不显著
表5男男性行为者艾滋病、性病知识掌握情况
艾滋病知识平均得分
未婚已婚
平均值（方差）平均值（方差）2.85（1.15）  3.45（0.95）
t检验（已婚和未婚）＊＊＊
性行为取向：异性性行为  3.29（1.16）  3.55（0.87）双性性行为  2.40（1.34）  3.29（1.20）
同性性行为  1.92（1.16）  3.00（1.23）F检验（性行为取向）＊＊＊不显著
性病知识平均得分
未婚已婚
平均值（方差）平均值（方差）2.38（0.86）  2.79（0.59）
t检验（已婚和未婚）＊＊＊
性行为取向：异性性行为  2.65（0.71）  2.85（0.51）双性性行为  2.50（0.85）  2.57（0.85）
同性性行为  1.92（0.86）  2.67（0.71）F检验（性行为取向）＊＊不显著注：+p＜0.1，*p＜0.05，＊＊p＜0.01，＊＊＊p＜0.001，N/S不显著
表5进一步给出了已婚和未婚体中不同性行为取向者的艾滋病和性病知识掌握情况。从表中可以看出，已婚体在艾滋病和性别知识上的得分情况显著高于未婚人。而未婚人中，双性和同性性行为取向者的艾滋病和性病知识得分却显著低于异性性行为取向者；已婚人中，这一差异却并不显著。
表6呈现了艾滋病和性病知识对于无保护性行为的影响。模型1中，性病知识对于第一次和最近一次性行为中使用安全套具有显著的正向影响。
当加入性行为取向和婚姻变量后，这一正向影响也并没有发生显著变化；同时婚姻变量对第一次和最近一次性行为中使用安全套也具有显著

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