1 引言

2015年9月，习近平总书记在联合国全球妇女峰会发表题为《促进妇女全面发展，共建共享美好世界》的重要讲话，明确指出“妇女是物质文明和精神文明的创造者，是推动社会发展和进步的重要力量。”阐释了促进妇女发展的伟大意义^[1]。党的十八大以来，中国政府将男女平等和妇女全面发展放在“五位一体”和“四个全面”的大格局之中；十九大报告进一步明确指出，新时代我国社会主要矛盾已经发生了转化。关注妇女日益增长的美好生活需要，妥善解决发展不平衡不充分问题，推动妇女和经济社会的同步发展^[2]，成为决胜全面建成小康社会的重要内容。

国内外学者从社会学、历史学、经济学和地理学等领域^[3-6]对妇女发展问题进行了广泛探讨。20世纪80年代地理学的社会与文化转向^[7]，女性主义地理学兴起，一些学者开始关注社会性别视角下的人地关系，重构女性身份和生存空间。其中，通过构建单一指标或指标体系研究不同性别之间及女性内部差异性成为热点话题。1991年联合国《世界妇女状况：趋势和统计数据》出版，反映妇女状况的指标和指标体系开始出现。最具权威和代表性的是联合国开发计划署（UNDP）于1995年开发建立的性别平等指数（GDI）和性别赋权指数（GEM），为从性别视角测度妇女发展水平提供了方向^[8]。在联合国倡导及推动下，联合国教科文组织、世界经济论坛、经济合作与发展组织等相继提出一系列性别平等（发展）指数。在指标选取上，包括男女受教育相对机会等单一指标，如性别平等指数（GPI）；也有多指标集成，如全球性别差距指数（GGGI）、社会制度和性别指数（SIGI）、性别不公指数（GII）等。国内学者刘爽^[9]较早提出利用人口统计指标，从健康、文化教育、劳动就业和婚姻家庭等方面构建指标体系，并进行监测和评价；崔凤垣等^[10]根据以男性为参照系、立足于发展和以宏观资料为主等原则，提出构建性别平等发展指数，对妇女发展和两性发展差异进行实证分析；彭希哲等^[11]基于人的全面发展视角，从自然人、社会人和妇女发展环境等三方面建立上海市妇女发展指标体系；单艺斌等^[12]从政治、经济、文化教育、婚姻家庭、健康和发展等六个领域建立了性别平等指数，由18项子指标构成；吴帆^[13]从婚姻关系、家庭责任分担和家庭资源分配等三大维度构建家庭领域的性别平等与妇女发展指标体系；蒋永萍等^[14]从全面建设小康社会的角度，构建了性别平等与妇女发展指标体系，涵盖健康、教育、经济、政治与决策、家庭和社会环境等六个方面，并基于多渠道数据进行了监测评估。

梳理已有研究发现：①不同学科的研究视角和侧重点不同，指标体系涵盖了教育、经济、健康、婚姻家庭、政治决策和社会环境等领域，是导向性的评价标准。但指标获取和量化难度较大，在可操作性方面存在局限性，大多停留在理论探讨阶段；②现有实证研究多为国际组织基于国际数据库对全球大多数国家展开的量化评判与横向比较，中国区域发展差异显著，有必要针对我国各地区妇女发展状况开展定量评价；③现有研究大多采用定性或半定量描述，采用空间分析方法分析妇女发展水平的区域差异和时空变化处于空白，也缺乏对其地域分异机制的定量探讨。

脆弱性（vulnerability）概念来源于自然灾害学^[15]，表示个体或群体暴露于环境和社会变化而遭受损害的可能性，或承受、应付和处理环境胁迫的能力。目前，这一概念框架已被广泛应用于资源环境、公共健康、城市管理等学科领域^[16-18]，成为评估如何适应或加强能力以面对现存威胁的工具。本文借鉴人类发展指数（HDI），从健康、教育和就业三大维度构建多指标脆弱性评价模型。基于地理学视角和方法，探讨中国妇女发展脆弱性的空间分异与演变规律，并揭示其影响机制，以期为实现妇女发展和性别平等提供决策参考。

2 研究方法与数据来源 2.1 妇女发展脆弱性测度

参考已有研究对脆弱性^{[17, 18]}的讨论，本文认为妇女发展脆弱性作为一个状态量，是指在不确定性的风险冲击或扰动下，妇女群体在自我发展中受环境胁迫或陷入生存风险的不稳定属性。自进入父权制社会以来，妇女在社会关系和社会结构中处于“他者”或“边缘化”^{[19, 20]}。长期受不公平社会性别关系的累积，广大妇女在生存发展中将面临更多风险。基于此，本文借鉴人类发展指数（HDI），从健康、教育及就业三大维度构建中国妇女发展脆弱性评估模型，以孕产妇死亡率、女性文盲率和城镇单位女性非农就业比重来表征，计算方法为：

(1)

式中，WRI_i为i省份妇女发展脆弱性指数。α_ij表示原始数据按极差法标准化后的无量纲值，δ_j表示权重。在征求多位专家意见基础上，实际计算中将孕产妇死亡率、女性文盲率及城镇单位女性非农就业比重的权重分别赋值为0.4、0.3和0.3。WRI_i越大，妇女发展脆弱性则越大。

2.2 LISA时间路径

LISA时间路径在ESDA框架基础上考察空间单元属性值与其空间滞后的成对移动，结合时间和空间属性，进而揭示研究对象的时空协同变化和动态性特征^[21]。i省份在Moran's I散点图中的跃迁路径可看作一组向量[(y_{i, 1}，yl_{i, 1}), (y_{i, 2}，yl_{i, 2}), …, (y_{i, t}，yl_{i, t})]。y_{i, t}是i省份在t年份的脆弱性指数，yl_{i, t}是其空间滞后在t年份的脆弱性指数。其计算方法如下^[22]：

相对长度（Γ_i）：

(2)

弯曲度（ε_i）：

(3)

(4)

式中，z_{i, t}是i省份在t年份的z标准化脆弱性指数，L_{i, t}是i省份t年份在Moran's I散点图中的位置，d(L_{i, t}, L_{i, t + 1})是i省份在t和t + 1年间移动距离，N = 31，w_{i, j}为空间权重矩阵。如果i省份在研究期内移动长度超过全国均值，则Γ_i> 1，反之Γ_i < 1。Γ_i越大，表明更加动态的局部空间依赖关系和局部空间结构。如果i省份移动路径并非直线，则ε_i > 1，反之ε_i < 1。ε_i越大，移动路径越弯曲，即i省份具有更加波动的增长和局部空间依赖演化过程，也就是受局部结构的时空依赖效应越大；反之则越小，波动越平稳。

2.3 时空跃迁

借助Rey^[21]的时空跃迁划分方法，从局部视角揭示研究单元间的空间依赖性。时空跃迁分为4种类型，在本文中，类型Ⅰ表示省份自身与邻域均保持稳定，全部位于转移矩阵的主对角线上，包括HH_t→HH_t+1、HL_t→HL_t+1、LL_t→LL_t+1、LH_t→LH_t+1；类型Ⅱ表示仅省份自身发生跃迁，包括HH_t→ LH_t+1、HL_t→LL_t+1、LH_t→HH_t+1、LL_t→HL_t+1；类型Ⅲ表示仅省份邻域发生跃迁，包括HH_t→HL_{t + 1}、HL_t→HH_{t + 1}、LH_t→ LL_t+1、LL_t→LH_t+1；类型Ⅳ表示省份自身及其邻域均发生了跃迁，如果二者的跃迁方向一致则为类型ⅣA，包括HH_t→ LL_{t + 1}、LL_t→HH_{t + 1}；如果相反，则为类型ⅣB，包括HL_t→ LH_t+1、LH_t→HL_t+1。

(5)

(6)

式中，F_Ⅱ、F_Ⅲ和F_ⅣA分别表示类型Ⅱ、类型Ⅲ和类型ⅣA的跃迁数。m=(2016-2006)×31=310。

2.4 数据来源与处理

以中国大陆31个省（自治区、直辖市）（台湾、香港和澳门地区除外）为研究单元，基础数据来源于《中国统计年鉴》、《中国卫生和计划生育统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》等，数据时间为2006—2016年。矢量空间数据来源于1:400万国家基础地理信息数据库。其中，影响因素中的进出口总额采用当年平均汇率进行折算。价格调整以1990年为基期进行处理，以确保可比性。

3 中国妇女发展脆弱性时序变化、空间分布及时空交互特征 3.1 时序变化特征

2006—2016年，中国妇女发展脆弱性呈下降趋势。脆弱性指数由2006年的0.1885降低至2016年的0.0843，年均降幅为5.53%。其中，2006—2013年年均降幅达7.70%。区域差异在波动中呈扩大态势，变异系数值由0.7374提高为0.9504，大致以2013年为拐点，呈倒U型演化特征（图 1）。

（1）2006—2013年：“十一五”规划纲要首次将妇女发展纳入国民经济和社会发展总体规划，国家和地方政府在促进妇女发展和男女平等方面取得了重大进展，妇女生存发展状况得到实质性转变；受地区生产力、人文社会条件等影响与制约，各地区在主要目标和发展成效方面存在显著差异，进而加剧空间非均衡性。

（2）2013—2016年：受2008年全球金融危机以及国际大环境影响，近年来中国经济增速持续放缓，经济环境变化对妇女发展脆弱性产生“胁迫”效应，导致脆弱性指数出现波动。东部地区①受经济冲击最为显著^[23]，东部地区妇女发展脆弱性不降反升，增长至0.0458；而原本高风险的西部和东北地区脆弱性仍持续下降。中国妇女发展脆弱性在总体上趋于收敛，区域差异相对缩小。

此外，中国妇女发展脆弱性呈现东部较低，中部和东北次之，西部最高的梯度分异，与中国经济发展空间格局基本吻合。东部地区呈两极化趋势，内部差异尤为显著，既存在脆弱性水平较低的省市，如天津、上海、北京和广东等，多年均值在0.03以下；也存在福建、海南等显著滞后省份。其中，海南脆弱性指数年均高达0.2471，仅优于新疆（0.3174）和西藏（0.5213）。

3.2 空间分布特征

选取2006年、2011年和2016年三个特征时点，采用Jenks自然断点分级法将中国大陆31个省（市、自治区）划分为高、较高、中等、较低和低等5种脆弱类型区，并进行可视化表达（图 2）。

（1）2006年，低脆弱区数量较少，仅北京、天津、上海和广东4省市，呈鼎足之势。较低脆弱区包含江苏、浙江、陕西和辽宁等12个省区，涵盖大部分东、中部地区。长江中上游以及西北地区脆弱性普遍较高。其中，湖北、四川、重庆以及安徽、江西等属于中等脆弱区，形成东西向延展的集聚带。较高及高脆弱区相互交错，呈“C”字型半包围状，集中在“三北”地区、云贵高原和青藏地区。中国妇女发展脆弱性是经济、社会、文化等诸多因素共同作用造成的，胡焕庸线作为一种国家尺度的高度地理综合^[24]，其刚性约束导致中国妇女生存发展条件在其东西两侧存在显著差异。

（2）2011年，脆弱性空间格局发生较大变化。河北、山西、江苏和浙江等省区妇女发展脆弱性大幅降低，过渡至低脆弱区。相较于2006年，低脆弱区数量增加至9个，占比达29.03%，主要分布在环渤海、长三角及广东、山西、贵州等。沿长江一线和西北地区妇女发展脆弱性也呈现不同程度的下降。首先，较低脆弱区新增安徽、江西、湖北等5地，逐渐向中、西部地区扩展，呈现“线状蔓延”向“面状集聚”转变的特征；其次，中等脆弱区向西北、西南地区跃迁，总体上向胡焕庸线靠拢，呈点（滇）片（青—甘—宁—内蒙古）分布态势；再次，较高及高脆弱区数量骤降，仅包括西藏、新疆、海南和黑龙江4省区，趋于零散分布。这一时期，因沿长江一线以及河北、浙江、江苏等地区跨入低或较低脆弱区，而西北地区，尤其是新疆、西藏两地仍处于较高及以上脆弱区，以胡焕庸线为界，呈东低西高的脆弱性分异格局更为明显。

（3）2016年，脆弱性分布格局变化相对不大，空间分布存在固化趋势。低脆弱区数量减少至6个，呈阶段性收缩。河北、江苏、浙江3地退居至较低脆弱区，如前文分析，这与近年来宏观经济下行相关。贵州则呈跨越式转移，由低脆弱区过渡为中等脆弱区。湖南、海南妇女发展脆弱性水平大幅降低，分别跨入低和中等脆弱区。湖南受中部崛起战略影响，在区域发展、人民生活和社会建设等方面取得了显著成就，促进了妇女生存发展风险的降低。此外，湖南作为中国近现代阶级解放、女性解放的前沿阵地^[25]，社会性别文化和意识觉醒较早，也助推了其在整个研究时段内始终居于较低或低脆弱水平。海南则与深化改革开放直接相关，经济社会发展成效显著，极大改善了妇女生存发展条件。这一时期，由于东、中部地区少数省区妇女发展脆弱性指数有所回升，在一定程度上缓和了胡焕庸线两侧的区域差异。

3.3 时空交互特征

运用ArcGIS自然断裂点方法，将中国妇女发展脆弱性的相对长度和弯曲度进行划分，结果见图 3。

由图 3可知：①从相对长度来看，大于均值的省区仅为7个，占比为22.58%，表明中国妇女发展脆弱性空间格局具有较强的稳定性。空间分布上，相对长度基本呈现由东部沿海向西北内陆及西南地区递增的态势。长江中上游及西北地区相对移动长度较高，局部空间结构演化具有较强烈的动态性；除湖北和黑龙江外，东、中部地区相对移动长度明显偏低，具有更加稳定的局部空间结构。其中云南为移动最长的省区，达到7.4954，而山东最短，仅为0.2028。②从弯曲度来看，其空间格局与相对长度的分异特征相似。弯曲度较大的省区集中在西部地区，如新疆（94.5317）、青海（69.9712）、云南（45.6823）等，反映出省区自身与其邻近省区在空间依赖方向上波动剧烈，具有一定的时间敏感性。原因可能在于，2000年以来西部大开发政策的实施，经济社会快速发展及变化，在很大程度上决定了妇女发展脆弱性具有较强的时空依赖效应。东部沿海、东北、两广地区以及甘肃、宁夏、重庆等弯曲度普遍较低，受时空依赖效应影响较小，波动相对平稳。

采用转移概率矩阵和时空跃迁的方法，进一步揭示Local Moran's I散点图在局部空间关联类型中的转移过程，结果见表 1。

从表 1看，最普遍的跃迁是类型Ⅰ，即该省区及其邻近省份均未发生跃迁行为，占比高达85.16%，直接表明中国妇女发展脆弱性在时空演化中存在一定的锁定特征或路径依赖。研究时段内，共有46次类型迁移。其中Ⅱ型跃迁比例为4.19%；Ⅲ型跃迁比例略高，为10.65%；无Ⅳ型跃迁。具体来说，时空迁移类型包括LH_t→HH_{t + 1}、LL_t→ LH_{t + 1}、HL_t→LL_{t + 1}等8种。其中LH_t→LL_{t + 1}型转移概率最大，为35.90%，表明低值俱乐部集聚特征呈现增强态势。从地理分布来看，这一类型也主要分布在胡焕庸线的东南半壁，包括广东和广西（各4次）以及河南、安徽、江西、湖南、陕西和重庆（各1次）。可见，中国妇女发展脆弱性的局部空间关联结构较为稳定，类型间切换具有惰性。这也再次表明了受弱势累积效应，短期内经济、社会和文化等环境条件改善并不能实现中国妇女发展脆弱性的根本转变。

4 影响机制分析 4.1 变量选择与模型估计

妇女发展脆弱性是人地关系的反映，其时空动态变化受制于多因素的交互作用。借鉴已有研究^[26-29]，本文将其解释变量归结为经济发展水平、城镇化、全球化、教育条件和政府行为等5个方面，分别用人均GDP（X₁）、城镇化率（X₂）、进出口贸易额（X₃）、普通高中学校生师比（X₄）和人均财政支出（X₅）来表征。

为确定模型选择，依据F检验和Hausman检验进行判断。对基准模型进行检验，F=240.99，p=0.0000，拒绝原假设；采用Hausman检验进一步确定使用固定效应模型或者随机效应模型，其统计值chi2(5)=26.74，p=0.0001，拒绝原假设，故最终选择固定效应模型进行估计。

为减小异方差，对X₂和X₄以外的其他变量作对数变换。根据选定的模型形式，基于Stata 15进行处理。从估计结果来看，模型整体拟合效果较好，rho为90.21%，所选变量具有较好解释力，见表 2。

4.2 回归结果解释 4.2.1 经济发展水平

理论上，国家或区域的生产力水平和层次直接影响着人的全面发展^[26]，经济社会持续发展对妇女发展脆弱性产生抑制作用。模型中，人均GDP的回归系数为-0.5007，通过1%显著性检验，表明经济发展水平越高的省区，妇女发展脆弱性越低。改革开放近40年来，中国经济快速发展，经济总量和规模已位居世界前列，加之人本价值理念回归，让广大人民群众共享经济发展成果已纳入中国国民经济发展战略，在根本上为妇女全面发展奠定了物质保障。作为最大的发展中国家，社会主义初级阶段的基本国情决定了中国妇女发展的相对弱势状态，与发达国家和地区存在较大差距。同时，中国经济发展水平地区差异显著，也直接导致了中国妇女发展脆弱性存在相似的地域分异特征。此外，其“马太效应”进一步强化这种社会分化与差异，这也是妇女发展脆弱性空间格局演化具有依赖特征、难以突破“胡焕庸线”的重要原因。

4.2.2 城镇化

城镇化本质上是一场社会变革，给社会结构、家庭观念、生活方式等带来重大变化^[30]。改革开放以来，中国经历了世界上最大规模的城镇化过程，为包括女性在内的农村剩余劳动力提供了市民化路径。模型中，城镇化率的回归系数为-0.0119，p=0.039，随着城镇化进程的加速推进，中国妇女发展脆弱性持续降低。2006—2016年，中国城镇化率从44.34%提升到57.35%，东部地区大多数省市已超过65%，上海、北京和天津更是超过80%，在就业空间、社会保障和公共服务等方面比较优势突出，有助于实现妇女自由和全面发展。相比之下，西藏、贵州、甘肃不及45%，新疆、四川、云南等也低于50%。同时，城乡二元结构存在，致使农村留守妇女、女童和老人等在社会转型中处于边缘化，在身心健康、家庭情感和社会支持等方面面临脆弱风险，这一现象在四川、广西、云南等欠发达地区较为显著^[31]。可见，中国城镇化的快速发展在总体上降低了妇女发展脆弱性，但区域发展失衡特征的显著存在，转而又拉大了妇女发展脆弱性的地区差异。

4.2.3 全球化

长期以来，“男尊女卑”的封建礼教观深植于中国传统性别文化之中。社会秩序以父权（夫权）制为基础，女性在社会和家庭中处于依附地位^[19]。20世纪80年代以来，尤其是加入WTO以后，西方文明对中国传统性别文化产生较大冲击，客观上加快了中国性别文化的现代转型。模型中，全球化的回归系数为-0.0939，通过5%显著性检验，表明全球化对于改善女性政治、经济、社会和家庭地位，降低生存发展风险具有积极作用，这与理论预期相符且支持了既有研究^[32]。有学者研究指出，中国不同区域在全球化的空间过程和区域响应中存在差异^[33]。整体来看，全球化带来的文化冲击更多地集中于东部沿海地区。而广大中西部地区深居内陆，男权文化和意识积淀较深，“三从四德”、“三纲五常”和“重男轻女”等性别偏见仍客观存在，从而塑造中国妇女发展脆弱性的空间分异。中国妇女发展脆弱性大致以“胡焕庸线”为界，在东南—西北方向上存在显著区域差异，这一格局的形成和发展与中国对外开放格局和全球化进程密切相关。

4.2.4 教育条件

随着现代教育发展以及“春蕾计划”、“巾帼扫盲行动”等的开展，大力提高了女性自身素质和文化水平，增强了广大妇女的自我发展能力。模型中，生师比的估计系数显著为正，表明伴随着中国教育事业的发展，女性教育文化及科技素质持续优化，在权利、机会、资源等方面竞争力随之增加，进而其脆弱性降低。但实际中，受发展阶段、传统性别文化和制度等影响，现阶段中国女性教育资本存量仍显著偏低^[28]，女性中文盲、半文盲比例高且教育层次较为低下。广大中、西部地区，尤其是沿边地区、民族地区和贫困山区等教育事业发展显著滞后，女性受教育机会明显不足，未能在根本上降低妇女发展脆弱性。截止2016年底，西藏地区女性文盲率接近50%，初中及以下文化程度的人口比重高达88.87%；青海、贵州、云南、甘肃和四川等女性文盲率超过10%，初中及以下文化程度的人口比重也在75%以上。这直接限制了中国妇女自我发展，在资源获取和社会参与中处于弱势地位。从这一角度来看，继续深化教育改革，实现更高质量、更加公平、更可持续的教育事业发展将是降低妇女发展脆弱性的重要途径。

4.2.5 政府行为

科学的宏观调控、有效的政府治理是降低妇女发展脆弱性，推动性别和谐与社会可持续发展的保障性力量。1954年，我国宪法明确规定了男女在政治、经济、文化、家庭以及社会生活等方面享有平等的权利；1992年，我国第一部关于妇女权益的基本法正式颁布；1995年，明确提出将男女平等纳入基本国策；“十一五”规划纲要首次将妇女发展纳入国家经济社会发展规划的基本目标；十八大、十九大先后将“坚持男女平等基本国策，保障妇女儿童合法权益”写入报告；“十三五”纲要更是以专章形式阐述保障妇女基本权益，列专节对促进妇女全面发展作出规划。中国政府历来关心和重视妇女发展，一系列法律条例或政策目标的制定和提出，为促进妇女与经济社会同步发展奠定了基础。模型中，人均财政支出的回归系数为-0.0038，p=0.949，未通过显著性检验。近年来中国财政收支规模持续扩大，政府财政支出结构优化，职能重心向民生福祉转向。其中，东部地区民生性财政支出总量远大于中西部地区^[34]。相比之下，财政支出的民生倾向性对于人类福祉变化至关重要，其贡献度远大于经济性支出^[35]，从而塑造中国妇女发展脆弱性的东西分异格局。中国政策驱动效应在总体上不显著，意味着以民生改善为导向，完善公共财政制度，建设服务型政府仍需进一步强化。

5 结论与讨论

本文借鉴人类发展指数（HDI），从健康、教育和就业三大维度构建了中国妇女发展脆弱性评估模型，对2006— 2016年中国妇女发展脆弱性的时空演化及驱动机制进行研究，得到如下结论：

（1）2006—2016年，中国妇女发展脆弱性显著下降，地域差异在波动中扩大，呈倒U型演化特征。表现为东部地区较低，中部和东北地区次之，西部地区最高的梯度分化。在研究后期，四大区域均伴有小幅波动，区域间差异相对缩小。东部地区呈两极化趋势，内部差异显著。

（2）从脆弱类型来看，以低脆弱和较低脆弱为主，合计比例接近或超过半数。空间上，大致以“胡焕庸线”为界，呈现东低西高的空间分异。东南半壁形成规模显著的稳定性低值集聚，西北半壁形成稳定性高值集聚。低和较低脆弱区空间范围大幅向西北地区迁移，较高和高脆弱区趋于零散分布，仅包括新疆、西藏和黑龙江，中等脆弱区位于二者过渡地带，集中在胡焕庸线邻近地区。

（3）中国妇女发展脆弱性空间格局演化具有较强稳定性。相对长度由东部沿海向西北内陆及西南地区递增，弯曲度表现出类似的空间分异特征。西部地区在局部空间结构和空间依赖方向上存在较强波动性。不同空间类型之间的转移具有惰性，局部空间关联结构相对稳定。

（4）中国妇女发展脆弱性的空间分布格局是多因素共同作用的结果。经济发展、城镇化、全球化和教育事业发展对于降低妇女发展脆弱性具有积极作用。政府行为的正向驱动效应不显著，以民生改善为导向，完善公共财政体制，优化财政支出结构将是降低妇女发展脆弱性的重要突破口。

本文较为客观地评价了中国妇女发展脆弱性区域差异，分析其演变特征及形成机制，丰富和拓展了女性主义地理学理论和方法体系。研究中还存在以下不足：一是，鉴于妇女脆弱性的内生复杂性和动态性，选取指标尚不够全面，诸如家庭关系、组织结构和决策管理等，受数据获取限制和量化难度而未予以考虑；二是，忽视了不同空间尺度、不同社会群体的比较研究。针对中微观尺度以及农村、老龄和少数民族等异质性风险研究亟待进一步深化；三是，在机制探讨部分，受性别统计数据限制，本文隐含的假定条件是社会经济及文化环境的变化对于改善生存发展条件的强度和方向等不存在性别差异，可能会对分析结果产生一定影响，今后可基于微观研究进行针对性改进。

注释：

① 东部地区包括京、津、冀、沪、苏、浙、闽、鲁、粤和琼；中部地区包括晋、皖、赣、豫、鄂和湘；西部地区包括内蒙古、渝、川、贵、云、藏、陕、甘、青、宁、新和桂；东北地区包括黑、吉和辽。