“招娣_弟”命名偏好的省际差异及宗族文化的影响.pdf

Psychology：Techniques and Applications心理技术与应用2024，Vol.12，No.3，129-1361291 引言最近一则叫“招娣”的女性想改掉自己名字的新闻引起了广泛关注，不同领域的专家对此现象进行了解读（朱轩,宋铭涛,2022）。中国人的名字往往都有涵义，但是大多数比较个性化，除非本人告诉，否则其他人很难知道其具体涵义。不过“招娣”的涵义非常明确，应该是指父母期望下一个孩子是男孩，其在个体层面上可能反映了父母亲偏好男孩，在群体层面上，其比例的高低则可能反映了偏好男孩的社会价值取向，比例越高，则某个群体偏好男孩的社会价值取向越高。宗族文化作为影响偏好男孩的因素之一（张川川,马光荣,2017），是否能够解释“招娣”比例的省际差异？目前还没有实证研究探讨这个问题。1.1 名字的心理效应名字作为个人的社会标签，会影响人的心理和行为（苏红,任孝鹏,2015）。比如名字作为种族标签，会激发人们对种族的刻板印象，从而对某些种族的人的择业造成负面影响（Bertrand&Mullainathan,2004）。人们对使用本地文化名字的移民或者旅居者更友好（Zhao&Biernat,2019），不过对于移民或者旅居者来说，这是有代价的，他们可能会体会到低自尊，同时幸福感和身体健康状况更差（Zhao&Biernat,2017）。人们对与自己名字相关的信息更敏感，越喜欢自己的名字，自尊就越高（Gebauer et al.,2008），幸福感也越强（兰塔等,2023;马欣“招娣/弟”命名偏好的省际差异及宗族文化的影响任孝鹏1，2 余俊霏3 万路明3 李江玥3 张子言3 李婵娟3（1 中国科学院心理研究所，北京 100101）（2 中国科学院大学心理学系，北京 100049）（3 中关村中学，北京 100086）摘 要“招娣/弟”是个有明确涵义的名字，它在群体层面上能够反映命名者的男孩偏好社会价值取向。通过档案资料建构了省级层面的宗族文化及“招娣/弟”比例等数据，卡方检验证实“招娣/弟”比例存在省际差异。同时探讨了宗族文化对这种差异的影响，相关分析和回归分析支持宗族文化正向预测“招娣/弟”比例的差异，宗族文化越强的省“招娣/弟”比例越高。关键词“招娣/弟”比例；宗族文化；男孩偏好；家谱；名字分类号 B849DOI：10.16842/ki.issn2095-5588.2024.03.001基金项目：国家社会科学基金项目“新冠肺炎疫情对内群体偏好和外群体排斥的影响及机制的研究”（20BSH142）。通讯作者：任孝鹏，E-mail： 13012 卷心 理 技 术 与 应 用然等,2017）。把最常见名字的百分比当作个体主义的指标，可以用来分析不同文化或者亚文化群体的个体主义差异或者变化趋势（苏红等,2016;Stojcic et al.,2020;Twenge et al.,2010;Varnum&Kitayama,2011）。中国人的名字中存在文化特异性及其带来的心理影响。比如，它能够反映性别定向，有些男性拥有女性化的名字。当个体的性别与名字的性别定向不一致时，可能会影响其择偶、择业。有研究发现女性拥有男性化的名字时，其在择偶初期的机会会减少（杨婷,任孝鹏,2016），不过其获得面试的机会会增加（郭凤等,2020）。“招娣/弟”是一个中国文化特异性的名字，其涵义非常确定，是父母亲在给女儿起名字时，表达希望下个孩子是男孩的愿望。从生育意愿的性别偏好来说，“招娣/弟”是个非常强的反映父母亲男孩偏好的行为指标。尽管没有这方面的实证研究，但是从理论上推断，给女儿起名为“招娣/弟”比回答“我希望下一个孩子是男孩”“是”在程度上更强烈。从群体层面上看，如果某个群体中女性的名字中含有“招娣/弟”的比例越高，则这个群体中在生育意愿上越偏重男性。中国人在很多心理指标上存在省际差异，比如人格（Wei et al.,2017），集体主义（Ren et al.,2021）。在生育意愿偏好上，可能也存在省际差异。人口学的研究表明，无论是在性别比等客观指标还是生育的主观意愿上偏好男孩的调查中，都发现中国存在地区差异（李树茁,毕雅丽,2015;张川川,马光荣,2017）。而且这种差异可以用群体层面的变量解释，比如现代化程度和文化传统。根据对中国家庭动态调查（CFPS）2010年的基线调查数据分析，出生性别比存在地域差异，在县的层面上，性别比平均值为114，而最大值为161（张川川,马光荣,2017）。因此我们假定中国存在“招娣/弟”比例的省际差异。1.2 宗族文化宗族文化可能解释“招娣/弟”比例的省际差异。宗族文化在中国有很长的历史。宗族文化强调由男性延续家族血脉，只有儿子才可以传递家族姓氏，主持家族祭祀仪式等（Hsu,1963）。尽管维系宗族文化的很多规范在新中国成立以后被削弱，但是还有很多被保留，而有一些如家谱编纂等在经济发展以后有强化的趋势。即使是在现代的调查，传宗接代的观念仍然普遍存在。比如CFPS2010年的调查中，有68.7%的受访者对“传宗接代对您而言重要程度如何”问题的回答中认为“重要”和“非常重要”（张川川,马光荣,2017）。宗族文化也存在地域差异。现在用来表示宗族文化最常见的指标就是家谱的比例（张川川,马光荣,2017;Greif&Tabellini,2017），根据上海图书馆中家谱资料库的统计，家谱的比例存在明显的地域差异，湖南、江西、浙江、福建、广东等地百万人中拥有家谱的比例偏高。从理论上推测，宗族文化能够解释“招娣/弟”比例的地区差异，宗族文化较强的地区，“招娣/弟”的比例偏高。尽管没有直接证据，但是有一些相关研究能够提供间接证据。比如张川川和马光荣（2017）等用CFPS2010年的调查数据，发现在县的层面上，宗族祠堂的比例能够正向预测性别比，也就是说，宗族文化越强的地方，性别比越高。不过性别比作为一个客观结果，还会受到其他因素的影响，和“招娣”这种能够反映父母亲期望的心理指标并不完全一致。1.3 研究目的和假设本研究旨在探索“招娣/弟”比例的省际差异以及宗族文化的影响。我们假设：“招娣/弟”比例存在省际差异，宗族文化越强的省，“招娣/弟”的比例越高。研究采用档案资料，并根任孝鹏 余俊霏 万路明 李江玥玥 张子言 李婵娟：“招娣/弟”命名偏好的省际差异及宗族文化的影响 1313 期据中国政务信息网和上海图书馆的家谱网得到“招娣/弟”和宗族文化的数据来检验假设。2 研究方法本研究采用档案资料进行分析，下文说明所用变量或指标及其来源。“招娣/弟”比例：我们通过国家政务平台官网中重名查询，以中国最常见的十个姓（王、李、张、刘、陈、杨、黄、赵、吴、周）加上（“招娣/弟”）的组合获得了每个名字的全国总频数和各个省的频数，然后将它们相加，就得到了全国和每个省的“招娣/弟”的总频数。通过国家统计局官网中2020年人口普查数据中女性的人数，计算了百万人中“招娣/弟”的比例，见表1。宗族文化：我们采用两个指标计算宗族文化。一是家谱比例：按照Grief等（2017）的做法，采用上海图书馆中国家谱知识平台官网中家谱的数据库，我们得到了不同省家谱的数量。通过国家统计局官网中2020年的人口普查数据中的人数计算百万人中家谱的比例，见表1。二是祠堂比例：我们利用中国家庭追踪调查（CFPS）2010的基准调查计算了祠堂比例。CFPS1是由北京大学和国家自然科学基金资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的全国代表性的大型微观入户调查。在基准调查中包括25个省635个村庄的调查中，其中A3题“您村居地界内有无以下设施？”的第7个设施为“家族祠堂”，我们用这个指标计算了25个省的祠堂比例，见表1。现代性：参照刘琳琳等（2020）的做法，分别统计了人均GDP、城市化率和大专生及以上受教育程度的比例，将其作为现代性的指标。计算人均GDP的两个指标GDP和人口数来自国家统计局官网中2020年的人口普查数据的人口数和2020年各省国民生产总值。城市化率的两个指标城市和镇的人口数，以及人口总数来自国家统计局官网中2020年的人口普查数据的人口数。计算大专生及以上受教育程度的比例的两个数据，大专生及以上受教育程度的人数和人口总数都来自国家统计局官网中2020年的人口普查数据的人口数，见表1。其他控制变量：我们把影响中国人心理行为地区差异的几个生态变量也作了控制。包括不同省份的水稻种植面积、气候需求、文化松紧度、纬度和传染性疾病发病率。其中气候需求来自Van de Vliert（2003）的文章，水稻种植面积和传染性疾病发病率来自Talhelm和English（2020）的文章，文化松紧度来自Chua（2019）的文章，纬度来自百度地图中各省会城市的纬度值，见表1。3 研究结果在全国范围内，以中国最常见的十个姓（王、李、张、刘、陈、杨、黄、赵、吴、周）加上（“招娣/弟”）得到了32659个女性的名字叫“招娣”或“招弟”，而最常见的十个姓占全国总人口的41.5%，说明这个数字是有比较好的代表性的。根据人口普查得到2020年全国女性人口的数量为688362330人，全国的“招娣/弟”比例为47.4PPM。不是所有的省都有重名查询功能，我们最终得到了18个省的“招娣/弟”比例，结果见表 1。其中“招娣/弟”比例最低的省是重庆，为2PPM，最高的省为江西，为537PPM。最高省的比例是最低省的268.5倍，所以不同省际“招娣/弟”比例差异是比较大的。卡方检验结果表示不同省际“招娣/弟”比例差异显著（2（473236764,17）=99874,p0.001）。我们在表 2中报告了“招娣/弟”的正态化转换（lg）和原始值两种分数与其他变量的相关，我们有两个宗族文化指标，家谱比例和祠1 更多关于CFPS的介绍请参见其官方网站：http:/ 卷心 理 技 术 与 应 用表 1 各个省的招娣/弟比例、宗族文化强度和其他变量的值省份招娣/弟比例家谱比例祠堂比例人均GDP受过高等教育人数比例城市化率文化松紧度纬度气候需求传染性疾病发病率水稻种植面积安徽20.488.80.256.20.130.532.5432.250.57.160.43北京17.84.00.0016.40.420.754.4839.959.512.550.06重庆2.047.70.007.80.150.622.2130.241.811.610.51福建235.3120.70.7510.50.140.623.4426.036.28.540.81甘肃76.910.80.063.60.150.472.0137.665.116.740.00广东101.636.40.458.80.160.645.0022.929.76.860.73广西19.618.00.174.40.110.483.3323.731.410.370.59贵州29.610.30.004.60.110.47.8526.940.114.180.42海南23.35.50.140.521.8419.222.29.620.58河北13.00.064.80.120.543.6039.357.26.470.02黑龙江1.40.054.30.150.572.8148.592.56.970.10河南12.425.30.085.50.120.483.0433.953.27.890.07湖北6.8112.60.007.40.160.553.2431.249.66.870.53湖南207.30.086.30.120.512.0127.448.75.400.79江苏70.8113.40.0012.10.190.664.1933.050.67.030.60江西537.0163.80.505.70.120.532.6127.347.88.660.84吉林4.42.80.005.10.170.563.5043.681.88.140.11辽宁16.30.165.90.180.663.9941.273.48.060.14内蒙32.92.57.20.190.612.2345.477.98.050.02宁夏5.65.50.170.601.8337.370.413.880.21青海4.87.95.10.150.542.0635.469.314.910.00陕西20.10.006.60.180.552.6235.655.510.180.05山东5.341.60.007.20.140.574.2536.464.95.060.02上海27.50.0015.70.340.804.8731.253.215.260.88山西28.60.005.10.170.561.9537.747.64.890.00四川2.023.50.005.80.130.503.1130.239.49.420.51天津7.20.0010.10.270.702.7039.459.49.890.11西藏0.35.20.110.273.2031.758.016.990.00新疆0.25.30.170.502.7741.879.915.100.02云南18.214.10.195.20.120.441.8525.233.48.230.33浙江276.00.25100.170.644.3629.248.414.280.83注：“招娣/弟”比例和家谱比例则是采用了百万分之一单位；祠堂比例来自CFPS2010调查；人均GDP单位是万元，气候需求来自van de vliert（2013）文章；文化松紧度来自Chua（2019）文章；传染性疾病发病率和水稻播种面积来自Talhelm和English（2020）的文章。表示没有数据。任孝鹏 余俊霏 万路明 李江玥玥 张子言 李婵娟：“招娣/弟”命名偏好的省际差异及宗族文化的影响 1333 期堂比例，结果发现祠堂比例与家谱比例相关显著（r(16)=0.52,p=0.041），说明两者的省际差异具有一致性，能够反映宗族文化强度。即家谱比例和祠堂比例越高的省，其宗族文化的强度越高。相关分析结果表明“招娣/弟”与家谱比例相关分别为r转换（18）=0.51，p=0.03；r原始（18）=0.70，p=0.001；与祠 堂 比 例 的 相 关 为r转换（16）=0.74，p=0.001；r原始（16）=0.70，p=0.001；与水稻种植比例的相关为 r转换（18）=0.46，p=0.057，r原始（18）=0.56，p=0.015；与其他变量的相关均不显著。“招娣/弟”比例的两种处理方法与其他变量的相关结果表明“招娣/弟”的原始值与其他变量的关系更强，所以我们在后面的回归分析中采用了“招娣/弟”的原始值。纬度与气候需求的相关r（18）=0.93，p0.001；纬度与水稻种植比例的相关r（18）=-0.74，p0.001；气候需求与水稻种植比例的相关r（18）=-0.64，p0.001。因为省级层面的样本量比较小，将所有控制变量同时纳入做回归分析的结果也不稳定，我们参照Talhelm（2014）和Ren（2023）的方法，用宗族文化与现代化理论、气候需求和水稻种植比例单独预测“招娣/弟”比例。结果发现，采用家谱比例作为宗族文化的指标时，家谱比例能够正向预测“招娣/弟”比例（18）=0.51,p=0.046）；水稻种植比例也能够边缘显著地预测“招 娣/弟”比 例（18）=0.46,p=0.077）。而把水稻种植比例和家谱同时纳入分析，发现只有家谱比例能够正向预测“招娣/弟”比例（18）=0.60,p=0.037）;而水稻种植面积则不能。把家谱比例与其他变量，如现代性和气候需求、纬度等单独比较时，家谱比例也能够正向预测“招娣/弟”比例，（18）在0.670.72之间。当我们采用祠堂比例作为宗族文化的指标时，祠堂比例能够正向预测“招娣/弟”比例（16）=0.70,p=0.002）;而水稻种植比例也能够边缘显著地预测“招娣/弟”比例（16）=0.46,p=0.077）。而我们把水稻种植比例和家谱同时纳入分析，发现表2“招娣/弟”与其他变量的相关表变量1234567891011121 招娣/弟（lg）a2 招娣/弟a0.77*3 人均GDP-0.03-0.064 大专及以上比例-0.02-0.100.89*5 城市化率-0.02-0.110.86*0.94*6 文化松紧度0.080.010.350.370.55*7 纬度-0.30-0.310.56*0.350.400.038 气候需求-0.23-0.180.460.210.25-0.040.95*9 传染病发病率-0.03-0.080.130.270.05-0.53*0.090.1110 水稻种植面积0.460.56*-0.37-0.28-0.240.16-0.79*-0.77*-0.3011 人口密度0.05-0.050.240.390.58*0.66*0.02-0.09-0.440.0712 家谱比例0.51*0.70*-0.28-0.21-0.080.18-0.36-0.29-0.420.71*0.3113 祠堂比例0.74*0.70*-0.17-0.18-0.270.11-0.57*-0.46-0.220.64*-0.190.52*注：a“招娣/弟”的N=18；*表示p0.05，*表示p0.01.。13412 卷心 理 技 术 与 应 用只有家谱比例仍能够正向预测“招娣/弟”比例（16）=0.58,p=0.04），而水稻种植面积则不能。把祠堂比例与其他变量，比如现代性、气候需求和纬度等单独比较时，家谱比例也能够正向预测“招娣/弟”比例，（16）在0.730.81之间。4 讨论我们利用档案资料，探索了“招娣/弟”比例的省际差异，以及宗族文化能否解释这种省际差异。结果支持了我们的假设，“招娣/弟”比例存在省际差异，最高的省是最低的省的268.5倍，其中江西、福建和广东比例高，四川和重庆比例低。同时宗族文化的强度能够解释“招娣/弟”比例的省际差异，宗族文化强度大的省份有更高比例的女性叫“招娣/弟”。宗族文化是中国文化的重要成分，它强调父系家族特征，并通过一系列的社会规范和制度安排来保证宗族文化的约束力，比如孩子随父姓等。虽然在新中国成立后，很多社会规范被取消，但还是有很多得以保留，影响着人们的心理和行为，比如对男孩的偏好。因为这些规范认为只有男性才能够延续家族，才能参加某些活动，并被记录在家谱里面，使得与宗族文化较弱的省相比，宗族文化强的省男孩偏好更强烈。我们的研究得到了和以往采用性别比一致的结果（Gu&Li,1995），但更接近男性偏好，因为性别比作为客观指标，会受到更多其他变量的影响，“招娣/弟”这种命名行为直接，更能反映男孩偏好的态度。本研究以“招娣/弟”这个特殊涵义的名字为切入点，发现其在省的层面上可以作为反映男孩偏好的社会价值取向的指标，探讨了影响男孩偏好的省际差异，回应了有学者建议利用中国人名字的涵义拓展名字心理影响的建议（苏红,任孝鹏,2015）。本研究也丰富了中国人文化心理的范围。以往有关中国人文化心理的研究往往聚焦在集体主义、文化松紧度的地区差异及其生态机制，是在用西方成熟的文化心理指标在中国这个特殊的样本上去探索或者检验其理论的有效性。本研究借鉴了人类学和经济学领域的研究发现（张川川,马光荣,2017;Greif&Tabellini,2017;Hsu,1963），探讨了宗族文化这一具有中国人特色的文化心理，利用家谱编纂构建可以量化的评估宗族文化程度的指标，发现其可以解释“招娣/弟”的省际差异。以往宗族文化的研究往往聚焦在社会学和经济学领域，除了上面提到的研究外，宗族力量能够调节灾害和农民抗争的关系，宗族力量强的县，在灾害发生时，由于不同地区宗族间的互助比较强，能够帮助农民渡过灾害，从而弱化了该县发生农民抗争的次数（Kung&Ma,2014）。在经济学领域，如陈志武等发现在宗族文化比较强的地方，清末时期现代银行的数量更少（Chen et al.,2021）。有作者从文化演化的视角认为宗族文化可能影响了欧洲和亚洲在经济发展中的分化，宗族文化强的亚洲更不容易发展出基于普遍信任的经济发展制度（Greif&Tabellini,2017）。宗族文化强的地区，特别是小城市或者经济相对不发达的地区女性更难就业（Li&Huang,2022）。但是用宗族文化解释社会心理和行为的研究还不多，我们的研究是尝试用它解释女性“招娣/弟”命名偏好的差异，未来可以将它用来探讨宗族文化对其他心理变量的影响，比如人格。我们的研究还发现宗族文化与水稻种植比例、纬度、气候需求等生态因素呈现中高度相关。这提示现在解释中国人的文化心理的地区差异上宗族文化可能也发挥了一定的作用。比如水稻种植比例高的地区也是宗族文化比较强的地区，而我们的研究发现在解释“招娣/弟”的省际差异上，宗族文化比水稻种植更有解释力。那么在已经发现的中国人的文化心理的解释上，并没有人控制宗族文化，如果增加了宗族文化的影响，这些生态因素的影响是否会消任孝鹏 余俊霏 万路明 李江玥玥 张子言 李婵娟：“招娣/弟”命名偏好的省际差异及宗族文化的影响 1353 期失或者减弱并不清楚，未来值得进一步探讨。本研究在研究方法上也有贡献，我们采用真实世界的档案数据，并有明确的心理学定义，结果有生态效度，也是对文化心理学呼吁使用真实世界资料的回应（Morling,2016）。本研究也有不足。一是只用了前十个姓加上“招娣”和“招弟”作为“招娣/弟”总数的近似值，未来如果能够得到所有“招娣/弟”的名字，结果会更稳健。不过不同的姓在人群中的比例是不同的，前十个姓的人口数量已经超过总人数的40%，而且没有证据表明不同姓的人在使用“招娣/弟”上存在差异。所以尽管没有拿到全部的“招娣/弟”数据，但是从反映省际差异的趋势上来看，这个方式还是可以接受的。另外，可能还有其他相似的名字，比如“来弟”“盼弟”等，我们并没有纳入分析。如果能够穷尽所有这类名字当然是最理想的，但是中国人名字组合具有的复杂性，要达到这一点也是有困难的。二是我们只有18个省的“招娣/弟”数据，未来如果能够得到全部的31个省的数据，结果会更有说服力。不过，我们的18个省在全国的分布也比较广，中国的七个大区都有省份纳入，这在一定程度上保证了结果的稳健性。三是我们没有很好地控制时间跨度。在分析省际差异的时候，无论是“招娣/弟”还是家谱，我们都没有控制时间跨度。而有研究表明无论是名字的使用频率，还是其反映的社会价值取向在几十年的时间内同时还存在着代际变化。四是没有将所有的影响因素放在一起分析，这也降低了结果的稳健性。这是心理指标省际差异分析的一个通病，考虑到中国的省的数量偏少，在不包括港澳台的情况下，只有31个省级单位，低于日本的县和美国的州，如果包括太多变量，会因为样本量不足而降低结果的稳健性（Ren et al.,2021）。现在一种常见的补救方法是忽略其他因素，只把竞争变量和核心变量放在一起在省层面上分析变量间的关系（Ren&He,2023;Talhelm et al.,2014）。未来可以考虑在地级市一个层面上展开分析，从而得到更稳健的结果。五是本研究只使用了档案资料，未来可以考虑结合实验和大规模调查等多种方法进一步检验宗族文化和“招娣/弟”的关系。5 结论本研究利用“招娣/弟”和家谱等档案资料，考察了“招娣/弟”比例的省际差异以及宗族文化的影响，发现“招娣/弟”比例存在省间差异，福建、江西和广东“招娣/弟”比例高，四川和重庆“招娣/弟”比例低。宗族文化能够解释“招娣/弟”比例的省际差异，宗族文化程度高的省份“招娣/弟”比例也高。参考文献郭凤,任孝鹏,苏红(2020).不同性别定向的名字对女性获得面试机会的影响.中国人力资源开发,37(5),46-58.兰塔,任孝鹏,王亚静(2023).名字喜爱度对主观幸福感影响的印度证据.中国临床心理学杂志,31(2),451-454.李树茁,毕雅丽(2015).IAD框架下的男孩偏好心理机制研究基于陕西省71个县区的调查发现.人口与发展,21(6),57-67.刘琳琳,朱廷劭,任孝鹏(2020).个体主义/集体主义的代际变迁1949-2010:来自人民日报 的证据.中国临床心理学杂志(3),542-549.马欣然,任孝鹏,董夏薇,朱廷劭(2017).名字喜爱度对主观幸福感的影响:自尊的中介作用.中国临床心理学杂志,25(2),374-377.苏红,任孝鹏(2015).名字的心理效应:来自个体层面和群体层面的证据.心理科学进展,23(5),879-887.苏红,任孝鹏,陆柯雯,张慧(2016).人名演变与时代变迁.青年研究(3),31-38.杨婷,任孝鹏(2016).不同性别定向的名字对女性择偶偏好的影响.心理科学,39(5),1190-1196.张川川,马光荣(2017).宗族文化、男孩偏好与女性发展.世界经济,40(3),122-143.13612 卷心 理 技 术 与 应 用朱轩,宋铭涛(2022).当“招弟”决定改名.澎湃新闻.2022-10-25取自https:/ 20446833Bertrand,M.,&Mullainathan,S.(2004).Are emily and greg more employable than lakisha and jamal?A field experiment on labor market discrimination.American Economic Review,94(4),991-1013.Chen,Z.,Ma,C.,&Sinclair,A.J.(2021).Banking on the confucian 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Junfei3;Wan Luming3;Li Jiangyue3;Zhang Ziyan3;Li Chanjuan3(1 Institute of Psychology,Chinese Academy of Sciences,Beijing 100101,China)(2 Department of Psychology,University of Chinese Academy of Sciences,Beijing 100039,China)(3 Zhongguancun Middle School,Beijing 100086,China)AbstractThis study aims to investigate the provincial variations of the PPM of Zhaodi and its roots of clan culture.We hypothesize that therere provincial variations of PPM of“Zhaodi”and clan culture predicts the PPM of“Zhaodi”positively,as a stronger clan culture leads to a high PPM of“Zhaodi”.Data on the PPM of Zhaodi and clan culture of provinces were from public government databases and CFPS.Chi-square tests showed therere province variations of PPM of“zhaodi”.Regression analysis showed that clan culture predicted positively the PPM of“Zhaodi”.Further analysis also showed the similar results while controlling other competing factors such as the percentage of paddy rice.In the end we discuss its contribution to clan culture and psychology of naming.Key words:PPM of“Zhaodi”;clan culture;son preference;genealogy;first nameThe Influence of Different Types of Prosocial Lies on Childrens Interpersonal TrustLI Zhuqiao;WANG Yu;YUAN Bo;LI Weiqiang(Department and Institute of Psychology,Ningbo University,Ningbo 315211,China)AbstractEmploying the scenario approach,this study attempts to investigate the trust of primary school children aged from 7 to 12 for different types of lies made by different lying subjec