夏国美,杨秀石：社会性别、人口流动与艾滋病风险*

　　本文使用两个独立调查取得的数据，检测了不同性别的流动人口流动后性行为的改变及导致女性流动人口感染艾滋病的个人和社会因素。结果显示，流动和性别不平等的相互作用导致女性流动人口高度集中于增加其临时或商业性行为暴露的工作行业。女性而非男性流动人口在流动后经历了临时或商业性行为的显著增长。个人认知和社会影响因素对女性流动人口感染艾滋病风险的构成具有重要的相关关系，其中行为能力是与安全性行为最接近的显著因子，而工作场所的支持则可以增强女性流动人口在性关系中的权利。本文提出了一个研究重点的变化，即不仅要研究艾滋病病毒在流动人口中的传播，更要看到其中的社会性别差异。

　　对社会性别的关注其实是和构成艾滋病风险的因素相应的，它同时伴随着以产生结构性干预为目标的研究。

　　关键词：社会性别；
流动人口；
艾滋病风险

　　作者夏国美，1955年生，上海社会科学院社会学研究所研究员（上海200020）；
杨秀石，1958年生，美国欧道明（Old Dominion）大学社会学与犯罪学系教授。

　　*本研究课题获得美国国立卫生院毒品研究所资助（National Institute onDrug Abuse Grant 1R01DA13145）。

　　一、引言

　　艾滋病正以前所未有的速度在全球蔓延。2005年，全球艾滋病病毒感染者总数达到最高水平，从2003年的3750万上升为4030万，其中女性所占比例呈现快速增长的趋势。[1]在中国，自1989年以来，[2]吸毒者共用注射器始终是艾滋病传播的最主要途径。[3]但专家们认为，在21世纪，艾滋病的蔓延将越来越以性传播为主；
[4]经性途径传播将成为中国艾滋病传播的主要方式。[5]不幸的是，上述观点已经开始得到证实。2005年中国新发生艾滋病病毒感染约7万人，其中经性传播者占49.8%，经注射吸毒传播占48.6%.[6]这标志着性传播已经成为中国艾滋病更大规模蔓延的主要潜在威胁。另一方面，商业性交易和无保护的性行为将继续扩大这种威胁。国家监测数据显示，暗娼中的艾滋病病毒感染率10年中上升了将近50倍，从0.02%上升到0.93%，局部地区的感染率已经超过1%.[7]2000年，中国报告的艾滋病病毒感染者中女性的比率为9.4%，但2005年3月已上升至28.1%.[8]和其他国家一样，中国女性正在成为艾滋病新增感染者中增长最快的群体。[9]

　　目前，一些研究者已经开始关注导致无保护的、临时或商业的性行为蔓延的因素，以及这类性关系中女性的易受伤害性。由于商业性交易中的女性基本上由女性流动人口构成，中国近期的研究也趋向重视人口流动与临时或商业的性行为以及艾滋病风险之间可能存在的关系。[10]但是，到目前为止，有关流动人口和艾滋病方面的文献都没有特别注意到特定人群由于流动所导致的性行为改变以及性别不平等对构成艾滋病风险的作用。

　　在本文中，我们关注的是性别不平等尤其是性别权利的作用对女性流动人口艾滋病风险行为的影响。关注的焦点是：1.性别不平等与人口流动的相互作用是否会促成女性流动人口越来越多地进入和暴露于临时或商业的性行为，其作用程度如何；
2.在临时或商业的性行为中，导致女性流动人口不能采取安全性行为的个人因素和社会因素。这项研究的结果将具有重要的公共政策意义。因为女性流动人口不仅在城市中处于感染艾滋病病毒的高风险之中，一旦她们不幸感染了艾滋病病毒并回到家乡，在知情或不知情中将病毒传染给其配偶或性伴侣，则她们就会成为艾滋病病毒传播的重要桥梁人群。[11]这种状况将使感染艾滋病病毒的女性流动人口的生存环境变得更加恶化，甚至造成其家庭瓦解或被迫重新流动，社会也将为此付出更高的代价。

　　二、文献综述

　　在中国，人口流动、临时或商业的性行为与艾滋病病毒传播之间的联系已经充分建立起来。研究发现，相对于非流动人口，流动人口更容易受到艾滋病风险行为的伤害。[12]一般来说，流动人口的选择性（migration selectivity ）、配偶或伴侣的分离以及迁入地新的社会经济环境的影响，都可能造成流动人口风险行为的增多。[13]与配偶或固定性伴的分离以及流动人口的流动后环境，对艾滋病风险行为具有显著的推动作用。[14]

　　当配偶间处于经常或长期的分离状态，流动人口的固定性关系就受到了破坏，再加上流动后的经济边缘化和社会隔离，更会导致他们为了逃避孤独感，摆脱对家庭和工作的焦虑并释放性压力而过上多性伴侣的生活。[15]对未婚的女性流动人口来说，同居可以使其在心理和生活上有依靠感。[16]由于离开家庭也意味着脱离了家庭监督，从而在某种程度上产生了社会控制的真空。

　　当家人和朋友无法知道他（她）们在外面做了什么，他（她）们就会感到社会规范的束缚相对较少，从而增加了行为的自由度。[17]匿名的生活和城市中的商业性交易的存在，更容易促使流动人口摆脱社会道德规范的束缚和对性的忠诚，从而鼓励他（她）们接受临时的性关系。在流动人群聚集的地方，往往也是性问题发生比较多的地方，而非婚性关系的受害者几乎必然是女性。[18]

　　但是，关于流动人口和艾滋病风险关系的文献通常没有涉及性别问题。虽然和其他发展中国家一样，[19]中国的人口流动正在被越来越多地作为一种性别化过程（gendered process）来加以认识和研究，[20]但却很少有文献从性别化过程去研究由于流动而导致的性行为改变，以及这种改变与艾滋病风险的关系；
我们也很少能够了解到，作为人口流动产生的后果，女性和男性经历的性行为改变与感染艾滋病的风险是否相同。由于在中国的人口流动中，女性的活跃程度不亚于男性，[21]而且近年来新增的艾滋病病毒感染者中女性的比例在不断上升，所以这一研究缺失就显得尤为突出。

　　由于女性更容易受到艾滋病病毒的伤害，因此，在艾滋病问题上更需要关注性别不平等，特别是性关系中的权利不对等以及性别和性的文化规范。[22]根据性别和权利理论，[23]妇女对艾滋病病毒的较强的易受伤害性是性别不平等的结果，它来源于工作和权利的性别分配不平等，以及性别化的社会结构和社会规范。

　　工作的性别分配限制造成了男女在经济上的不平等，使女性在经济上更加依附于男性，从而增加了女性对艾滋病病毒的\"经济暴露\"（economic exposure ）；
权利的性别分配导致性别不平等，这种不平等产生于两性关系中的男性控制权，它使女性处于性或生理虐待的易受伤害地位，从而增加了女性对艾滋病病毒的\"生理暴露\"（physical exposure ）；
性别化的社会结构和社会规范则阻碍两性关系中的公开讨论，限制女性获得信息，进而增加了女性对艾滋病病毒的\"社会暴露\"（social exposure ）。

　　两性关系中经济的不平等、权利的不平等和性别文化规范将对女性性行为产生重要影响，并对女性在性关系中坚持安全性行为造成极大障碍；
[24]人口流动的过程可能会进一步扩大性别不平等，并增加女性流动人口对无保护的、临时或商业的性行为的经济暴露和生理暴露。举例来说，由于教育和职业培训的性别不平等，在一个分性别的劳动力市场中，女性流动人口要想得到一定的工作收入，就必须付出比男性更多的辛苦。[25]中国的市场转型会进一步削弱对性别平等的制度支持，并增加流动人口劳动力市场的性别隔离。因此，大多数女性流动人口只能毫无抵抗地进入城市社会中最底层的职业，从而加固了女性的次级和从属地位。[26]在沿海地区和大城市中，年轻的女性流动人口高度集中于\"性别化\"倾向明显的、无规范管理和缺乏基本健康保护的行业，如带有色情性质的娱乐、洗浴、发廊、餐饮、旅馆等服务业，社会经济的边缘化在该群体中表现得尤为显著。她们在商业性交易中通常处于被支配地位，甚至不敢抗拒老板的性掠夺。为了寻求经济和情感的支持，她们往往会与一个或多个男性建立临时的性关系。

　　如果说，从农村向城市的流动是导致女性流动人口进入娱乐服务业并发生临时或商业性行为的重要因素，那么经济困窘、社会支持网络的缺乏以及对于性伴侣的依赖，都会在一定程度上削弱女性流动人口在这种性关系中的控制权利。对娱乐服务业女性性工作者（主要是流动人口）的社会歧视以及商业性交易的非法性，都会使她们处于更加边缘化的状态，妨碍其获得信息和服务，增加了商业性交易中的权利不平等，并且更容易受到客人和老板的性虐待及生理虐待。[27]换言之，女性流动人口独特的经济、社会关系和社会、文化因素的合力使她们在临时或商业的性关系中处于弱势地位，这种弱势地位反过来又破坏了她们坚持安全性行为的能力。[28]

　　我们认为，中国的女性流动人口正面临着来自人口流动和性别不平等所构成的双重风险之中。本文将着重强调人口流动和性别的相互作用是理解女性流动人口艾滋病风险行为增加的关键。除了个人风险因素之外，女性流动人口所生活的极度不稳定的社会经济环境，也会促使她们越来越多地暴露于临时的或商业的性行为，并对她们坚持安全性行为造成极大的障碍。

　　三、数据和方法

　　本文分析所使用的数据有两个来源。一是2003年笔者进行的一项问卷调查。

　　该调查是关于人口流动和海洛因依赖的艾滋病风险研究中的一部分。调查覆盖中国西南部的一个省，既包括流动人口也包括非流动人口。其样本的选择遵循三阶段取样程序。第一，选取了8个县，这8个县都被认为是艾滋病和海洛因依赖流行的地方，并且在省内具有地理分布代表意义。第二，根据对这8个县艾滋病流行状况的估计以及海洛因依赖者人数、流动人口的数量，按照镇和乡进行排序，从每个县的列表中，选择5个镇或乡，优先选择艾滋病病毒感染者、海洛因依赖者和流动人口较为集中的地方，这样就产生了40个镇或乡作为我们的主要样本单元（PSUs）。最后，在每个样本单元中，将所有18-55岁的个体分成四类：艾滋病病毒阳性、海洛因依赖者、流动人口、非流动人口。经过不等比例随机抽样，从每个样本单元抽取大约150个个体组成目标随机样本，[29]从而产生了总数为5687个的初始样本。在5687个被抽取的调查对象中，有5499个人同意参与调查并且完成了面对面的问卷调查。数据的另一个来源是2004年对上海娱乐服务场所中流动人口女性从业者进行的试点调查。我们选取了上海19个行政区中的一个区，在该区确定了18家娱乐服务场所。

　　虽然样本选取不是随机的，但选取的时候充分考虑了地理的覆盖面以及不同规模、不同类型具有代表性的娱乐服务场所。研究者访问了被选取的娱乐服务场所，向管理者说明研究的目的和程序，在知情同意和隐私保密的前提下，请求该场所的流动人口女性从业者参与问卷调查。18家场所中有15家同意参与，其中6家是美发美容店，3家是洗浴按摩中心，6家是KTV 歌舞厅。为了招募被调查对象，研究者对上述15家场所进行了多次访问，包括向被调查对象说明该项研究的目的、研究机构的性质以及研究获得的信息怎样使用等。同时，研究者要告知可能参与调查的人在研究中的作用，对于占用她们时间的经济补偿，并询问她们是否愿意并可能参与基线调查和随后6个月的跟踪调查，这些调查都将以面对面的问卷访谈形式进行。调查员要向参与者保证资料的保密性，并向她们说明保护其隐私的程序；
她们被告知可以拒绝参与调查，拒绝回答问卷中的任何子问题，或者无理由中途退出调查。最后，有297个娱乐服务场所的流动人口女性从业者同意参与并完成了面对面的基线调查，对其中的259个人在6个月后成功地进行了第二次调查。

　　本项研究运用STATA 软件9.0版本进行两部分的统计分析。第一部分使用第一个来源的数据，目的是针对人口流动和性别不平等的相互作用是否并且在多大程度上使女性流动人口成为临时的或商业的性行为的易受伤害者。我们在以下两者间做了双变量比较：1.不同性别的流动人口和非流动人口；
2.男性流动人口和女性流动人口，以突出说明女性流动人口集中就业于娱乐服务业从而增加其陷于临时性关系和商业性行为的风险。

　　为了利用该调查覆盖所有人群的优点，我们使用了STATA软件中的\"svytab\"方法（一种统计修正方法）来修正来自整群抽样和不同比抽样所带来的影响。第二部分分析的数据来源于上海的试点调查，主要目的是分析娱乐服务场所女性流动人口从业者的无保护临时性行为，(点击此处阅读下一页)

　　以及与此相关的个人及社会因素。基线调查和6个月跟踪调查的数据被合二为一用于统计分析。

　　在分析中使用对数比率回归（logistic regression ），重点在于确认个人认知及社会相关因素能否解释、并且能在多大程度上解释基线调查或跟踪调查之前一个月中被调查者无保护的、临时的或商业的性行为的可能性。因变量是调查前30天内无保护性行为的几率，自变量包括社会人口统计学特征以及个人和社会的相关指数。

　　个体的社会人口统计学特征变量无需解释，所有的个人认知和社会相关变量均由综合指数和指标来代表。所有指数和指标都是由调查问卷中的多重问题或陈述构成的，首先用STATA 的\"alpha\"方法获得平均得分，再将该均值乘以用于构成该指标的问题数量而获得。如果使用的原始问题与构成的指标呈负相关，这些子问题的初始得分都将先被倒置，再用于指标的构成。

　　各项指标及其统计特性简述如下。

　　对个人认知方面的变量，我们侧重\"信息-动机-行为能力\"高危行为理论模式[30]中所强调的对艾滋病知识的了解程度、预防艾滋病的动机及采取预防措施的行为能力。艾滋病知识指数由对被访者对26个关于艾滋病传播途径和预防方法的回答得分加总所得（1.正确；
0.错误）。比如，艾滋病不会通过蚊虫叮咬传播；
如果使用正确，安全套可以在很大程度上降低艾滋病的传播风险等。指数值越高，说明被访者知识程度越高。该综合指数的Cronbachps alpha值为0.72.预防艾滋病的动机将通过两个综合指数来衡量：对使用安全套的消极态度和对艾滋病病毒感染的自我评估。该二项指标均基于被访者对多重问题的5分制（1.非常不同意；
5.非常同意）回答。第一个是基于对安全套使用的10个消极描述（比如，用安全套很麻烦；
安全套会破坏做爱的自然感觉）；
第二个是基于对感染艾滋病病毒风险自我评估的4个描述（比如，我确定我不会感染艾滋病毒；
我的一些性伴侣可能已经感染了艾滋病；
我感觉到自己有感染艾滋病的风险）。指数值越高，被访者对安全套使用的态度就越消极，自认感染艾滋病的风险就越高。该二项指数的Cronbachps alpha值分别是0.88和0.73.

　　行为能力是通过对安全套使用能力的自我评估综合指数来衡量。该指数由被访者对21项陈述用5分制回答（1.非常困难或不可能；
5.非常容易或完全可能）加总获得。这21个陈述是与安全套使用有关的预防行为（比如，在性交前讨论使用安全套；
说服伴侣同意只进行安全性行为；
如果伴侣不使用安全套则拒绝性交）。指数值越高，说明被访者在性关系中采取预防措施就越会感到容易和自信。该指数的Cronbachps alpha值为0.85，说明有较高的可信度。

　　对于社会相关因素，我们使用了两个综合指数，分别重点衡量性关系中的性别权利和工作环境。性别权利主要是指性关系中的权利，使用的是加以修改后的性关系权利指数。[31]被访者对11项陈述进行5分制（1.非常不同意；
5.非常同意）的选择。这11项陈述反映了被访者在性关系中的控制力和决定力（比如，我们按我的伴侣想要的方式做爱；
如果我要求使用安全套，我的伴侣会对我施以暴力）。将所有11项回答加总则构成一个代表性关系中权利缺乏的指数。指数值越高，被访者在性关系中的控制力和决定力就越弱。

　　工作环境强调业主及场所管理人员对降低风险行为的支持程度。被访者对6项陈述用5分制（1.非常正确；
5.非常不正确）回答。这些陈述都是有关被访者所在工作场所对于艾滋病预防和安全套使用的政策、态度和支持（比如，如果客人拒绝使用安全套，老板会支持我）。将被访者的回答加总则形成了场所支持指数（Cronbachps alp ha =0.77）。指数值越高，工作场所对降低艾滋病风险行为的支持程度就越高。

　　四、研究发现

　　总的来说，样本人群中女性与男性人口在受教育程度上没有差别，但是流动人口的平均受教育程度明显低于非流动人口：流动人口中仅有12%是高中及以上文化水平，而非流动人口则达到24%（见表1）。表1中最下面两组分性别和流动状况的数据进一步显示，流动人口与非流动人口在受教育程度上的差异，在女性样本中表现得更为突出，证明女性流动人口的教育劣势相对男性流动人口来说更为显著。

　　表2反映了样本的职业分布。总体来说，男性更多地在工厂制造业（男性与女性所占比例分别是9.3%和5.5%）和交通业（8.0%对2.3%）以及政府部门（15.7%对11.9%）工作；
而女性在农业（55.0%对50.1%）和服务业（11.5%对3.4%）占据更大比例。将流动人口和非流动人口进行比较可以发现，前者中非在业人口的比例更高（2.6%对1.2%）。在业人口中，非流动人口更多地在农业和政府、学校、医院及国有企业工作。

　　尽管女性和男性流动人口在流动后都脱离了农业生产，但其流动后从事的行业有着极大差异。女性流动人口绝大多数集中在服务业（63.2%），而男性流动人口较平均地分布在工厂（22.6%）、自营业（22.9%）、建筑和交通（15.9%）等非农业部门。很明显，男性和女性在流动后从事的工作是非常不同的。

　　在接受访问的前一个月内，女性和男性样本人群有临时或商业性行为的可能性没有显著差异（见表3）。但是，流动人口比非流动人口进行临时或商业的性行为的概率显然要高得多。实际上，流动人口中有临时性关系和临时性伴的比例（13.8%）几乎是非流动人口（2.8%）的5倍；
流动人口中有商业性行为的比例是非流动人口的6倍多。

　　能够支持我们研究假设的是，作为流动的后果，男性和女性的性行为改变有着显著差异。

　　在访问前一个月，男性流动人口有临时或商业性行为的可能性与男性非流动人口没有显著区别。

　　但是女性流动人口有临时性行为的比例（24.3%）和商业性行为的比例（23.9%）分别是非流动人口女性的14倍和80倍。此外，我们的数据证实，流动后所进入行业的明显不同，是造成女性和男性流动人口临时或商业性行为比例有显著差异的主要原因。流动人口作为一个整体，其临时或商业性行为比例的加权均值分别是13.8%和13.9%，而分行业统计的临时或商业性行为比例数据（详细数据未在文中一一列出）则显示，在服务行业中工作的人有临时性行为的比例（28.0%）和商业性行为的比例（30.0%）是均值的两倍多。像前面所讨论的那样，女性流动人口绝大多数（63.2%，相对男性流动人口的11.7%）在服务业中工作。

　　失业是女性流动人口高于男性流动人口比例的唯一一项职业分类（见表2）。

　　将这两者相加，结果显示，人口流动和性别的交互作用产生了两个互相关联的结果：一是导致女性流动人口高度集中在服务业并有较高的失业率，二是导致女性流动人口临时或商业性行为的显著增加。

　　尽管女性流动人口在流动后临时或商业性行为显著增加，但她们中却很少有人坚持在这种性行为中一直使用安全套。上海试点研究的数据表明，只有14%的被访者在访前一个月的临时或商业性行为中一直使用安全套。

　　那么，什么是女性流动人口无保护的、临时或商业的性行为的个人及社会相关风险因素？

　　运用上海试点研究的数据，表4显示了娱乐服务场所女性在临时或商业性行为中坚持使用安全套可能性的二元和多元对数比率（logistic regression ）回归分析。在二元分析中，似乎没有一个人口统计学特征变量能够显著预测一直使用安全套的几率。但是，除了艾滋病相关知识以外，所有的个人认知因素都对被访者使用安全套行为的预测具有统计显著性。两个社会相关变量也都是坚持使用安全套可能性的显著预测因子。

　　在多元对数比率回归中对所有个人认知因素的检测（模型1）发现，只有行为能力指数具有统计显著性。被访者行为能力指数得分越高，在访前一个月的临时或商业性行为中一直使用安全套的可能性就越大（用与不用的概率比=1.04）。

　　在多元对数比率回归中对社会相关因素检测（模型2），两者都具有统计显著性。

　　实际上，两个变量的回归参数在二元和多元回归中几乎相等，表明两个变量对被访者坚持使用安全套可能性的影响是独立的。研究结果和我们预期的一样，性关系中控制力的缺乏会显著减少被访者坚持使用安全套的可能性，而工作场所的支持程度则会显著增加这一可能性。

　　最后，我们对坚持使用安全套可能性的个人认知及社会因素同时进行回归分析。结果（模型3）显示，行为能力指数仍保持其高显著性，表明其对安全套使用的影响独立于两个社会因素。而对于独立影响坚持使用安全套的可能性，性关系中控制力的缺乏则不再显著，工作场所的支持也失去了一定程度的统计显著性（从1%到5%）。由此看来，安全套使用的社会相关影响因素可能通过行为能力这一媒介起作用，其他个人认知因素对安全套使用的影响可能也是如此。

　　为了检测行为能力所显示出的重要媒介作用，我们分别用其他3个个人认知和社会相关因素在回归分析中预测行为能力的指数。表5中的结果清晰显示，其他所有的个人认知和社会相关变量都是行为能力的显著预测因子，从而确定了行为能力的重要媒介作用。简单地说，艾滋病知识的掌握能增进行为能力，而对安全套使用的消极态度和缺乏受感染的自我意识则都对行为能力产生消极影响；
性关系中权利的缺乏会显著降低被访者的行为能力，而工作场所的支持则会显著增加在临时性行为中坚持使用安全套的自我能力。

　　五、讨论和总结

　　虽然全球艾滋病领域所遇到的挑战由于涉及各国文化、制度、经济和多样性发展等因素而被放大了许多，但如何找到一种更加公正和公平的政策机制、尤其是针对女性的结构性干预措施来降低艾滋病蔓延的风险确实是至关重要。

　　在中国，尽管人口流动、临时的或商业的性行为与艾滋病的关系已经引起人们的关注，但很少有研究重视性别化过程对性行为改变的影响，以及性别化过程与流动人口感染艾滋病风险的问题。本文论证了在性别不平等的社会中，女性流动人口在进入城市后会处于特别不利的地位，并处于无保护的、临时或商业的性行为与随之而来的艾滋病风险之中。分析使用两个独立调查得到的数据，着眼于测量在性行为改变方面女性流动人口和男性流动人口的差别，以及女性流动人口无保护的、临时或商业的性行为的主要风险因素。

　　研究结果显示，性别与人口流动之间有着清晰的相互作用；
女性流动人口在流动后有着明显增多的临时或商业的性行为；
女性流动人口的较高失业率以及在娱乐服务业工作的高度集中，是导致她们临时或商业性行为显著增多的主要原因。

　　教育和职业培训的性别不平等，促使女性流动人口在城市劳动力市场中被进一步边缘化。中国城市改革后的劳动力市场一般还没有平等地接受女性流动人口。[32]而且，市场转型削弱了对性别平等的制度支持，增加了劳动力市场的性别隔离。因此，大多数女性流动人口只能就业于社会身份低下的娱乐服务场所，从而增加了她们发生临时或商业性行为的可能性。

　　再者，劳动力市场的性别隔离加强了女性流动人口在城市中的从属地位，导致她们在临时或商业的性行为中缺乏控制力，从而无法抵抗无保护性行为的压力；
两性关系中的控制力和工作场所支持力的缺乏会进一步限制她们主动并坚持采取对艾滋病的预防措施。上海试点的研究结果表明，在接受访问的前一个月中，只有14%的娱乐服务场所女性从业者在临时或商业的性行为中一直坚持安全性行为。临时或商业的性行为的高发率与无保护性行为的高发率结合起来，使得女性流动人口很容易成为感染与传播艾滋病病毒的脆弱人群。

　　无保护性行为危险因素的分析结果表明，个人认知和社会因素对于理解女性流动人口在临时或商业的性行为中不能坚持安全性行为都很重要。在所有经过检测的变量中，与坚持使用安全套相关的行为能力指数是与安全性行为最接近的显著因子。作为中间媒介，它把艾滋病知识和预防动机转化为坚持使用安全套来预防艾滋病的实际行为。[33]研究发现，艾滋病知识、预防动机、性关系的控制力和工作场所的社会影响，会共同显著影响坚持安全性行为的个人自信和能力，这种个人自信和能力反过来会增强女性流动人口在临时或商业的性行为中坚持自我保护的行为。(点击此处阅读下一页)

　　除了通过行为能力中介的间接影响外，我们发现工作场所的支持对女性流动人口的安全性行为也有直接的积极影响。分析结果表明，工作场所对使用安全套的支持是影响女性流动人口安全性行为的重要因素。工作场所的支持很可能增强女性流动人口在性关系中的权利，并促使其在临时或商业的性关系中采用保护措施。

　　本文提出了一个研究重点的变化，即不仅要研究艾滋病在流动人口中的传播，更要看到其中的社会性别差异。这一研究重点的改变，其意义是十分重大的。因为对社会性别的关注其实是和构成艾滋病风险的因素相应的，它同时伴随着以产生结构性干预为目标的研究。所谓结构性干预是力图改变环境中的风险，而不是仅仅帮助女性流动人口应对没有改变的风险环境。正像研究结果所清晰显示的那样，知道了\"什么\"（知识）、\"是否\"（动机）和\"怎样做\"（能力），对于降低女性流动人口艾滋病风险的努力是不够充分的。女性流动人口存在于复杂的\"风险环境\"中，[34]其中个人的风险行为由包括资源获得有限性在内的各种因素塑造着。也就是说，在针对女性流动人口的艾滋病干预中，不但要强调降低风险的行为能力和自我意识的训练，更要强调性关系中的权利和工作场所的社会支持，激发干预对象的自尊和自我保护意识，并通过赋予她们在社会及两性关系中的应有权利来实现。最后，还要促进工作场所对安全性行为的支持，促使这些场所把降低艾滋病风险变成一种行业规范。

　　全球艾滋病蔓延难以扭转的严峻态势表明，艾滋病问题是一个十分复杂的问题。复杂的问题必须要用相对复杂的方式来解决。从社会性别的视角来看，一方面，妇女所处的不利的文化和社会地位使其更容易陷入艾滋病风险；
另一方面，艾滋病的难以遏制将制造更为严重的社会性别不平等。因此，中国迫切需要制定促进社会平等的应对艾滋病流行和减少负面影响的政策措施，并将艾滋病传播中的人口流动与社会性别问题置于宏观的文化和政策机制中加以考察。

　　注释：

　　[1]《2005年联合国艾滋病规划署和世界卫生组织艾滋病流行状况最新数据》，http://www.cctv.com/health/topic/health/UNAIDS/20060207/101434.shtml.

　　[2]1989年，在云南省德宏傣族景颇族自治州瑞丽市的吸毒人群中检测出146例艾滋病病毒感染者，标志着中国艾滋病流行的开始。

　　[3]2001年，中国艾滋病的传播途径主要以经注射吸毒感染为主，占累计总数的68.0%，经采血（血浆）途径感染人数占917%.此外，经性接触途径感染人数占7.2%，血液和血制品感染占1.5%，母婴传播为0.2%，尚有13.4%传播途径不详。参见卫生部通报《中国艾滋病防治工作情况》，http://www.cdcp.org.cn/aids/gzqk.htm.

　　[4]邱仁宗：《艾滋病、性和伦理学》，首都师范大学出版社，1999年，前言第1页。

　　[5]夏国美、杨秀石：《艾滋病认知、态度与行为——对不同性别商业性交易者的调查》，《社会》2005年第1期，第168页。

　　[6]卫生部：《2005年中国艾滋病疫情与防治工作进展》，http://www.chinaids.org.cn/zhq/Show Content .asp？lm =04=3640.

　　[7]卫生部：《2005年中国艾滋病疫情与防治工作进展》。

　　[8]国务院新闻办公室白皮书：《中国努力使妇女远离艾滋病威胁》，http://news.xinhuanet.com/health/2005208/24/content _3396578.htm.

　　[9]MOH（China Minist ry of Health ）and UNAIDS，A Joint Assessmentof HIV/AIDS Prevention ，Treat ment and Care in China.Beijing ：ChinaMinist ry of Health and UNAIDS China Office ，2003.

　　[10]A.Anderson ，Z.Qingsi ，X.Hua，and B.J ianfeng，Chinaps FloatingPopulation and the Potential for HIV Transmission ：A Social BehaviouralPerspective.A IDS Care ，vol.15，no.2（2003），pp.177-185.X.Yang，Temporary Migration and the Spread of STDs/HIV in China：Is Therea Link？International Migration Review，vol.38，no.1（2004），pp.212-235.C.J .Smith and X.Yang，Examining the Connection between TemporaryMigration and the Spread of STDs and HIV/AIDS in China.The Chi2na Review，vol.5，no.1（2005），pp.109-137.

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　　来源：《中国社会科学》2006年第6期

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