1990年代中國出生性別比：究竟有多高？-最新年精選文檔

1、1 9 9。年代中國出生性別比：究竟有多高?伴隨著 1990 年代中國生育率的持續(xù)下降，出生性別比的偏高趨勢日益嚴(yán)重。當(dāng) 1990 年代的人口普查和生育率調(diào)查得到的生育率“過低”而難以置信， 并且學(xué)者們使用各種方法和模型來估計(jì)真實(shí)的生育水平時(shí)， 同樣是這些調(diào)查得到的出生性別比水平卻得到了廣泛接受。比如 2000 年人口普查得到的總和生育率為1.22 ，而學(xué)者們的各種估計(jì)大致為 1.61.8（ 于學(xué)軍， 2002） 。但是2000年人口普查的出生性別比116.9（國家XX局，2005）,人們對此沒有過多懷疑。 人口普查中出生人口的漏報(bào)導(dǎo)致了過低的生育率， 而出生人口漏報(bào)存在顯著的性別差異， 因此

2、出生人口漏報(bào)對出生性別比的影響也是顯而易見的。 本文的目的是進(jìn)一步考察 1990 年代中國的出生性別比，通過教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來估計(jì)1990年代出生人口漏報(bào)及其性別差異，從而推算1990 年代的出生性別比。本文還將利用 2000 年人口普查原始數(shù)據(jù)分析出生性別比的影響因素。1 文獻(xiàn)回顧概括起來， 對中國出生性別比偏高的直接原因的解釋包括三個(gè)方面：女嬰漏報(bào)、性別選擇性流產(chǎn)和溺棄女嬰 （Hull ， 1990；Zeng Yi et al. ， 1993；馬瀛通，1994；劉爽， 2005） 。 Coale andBanister（1994） 通過對 1990 年之前的人口普查和生育率調(diào)查數(shù)據(jù)的考察， 認(rèn)

3、為這些調(diào)查的數(shù)據(jù)質(zhì)量都非常高， 出生性別比升高的主要原因是溺棄女嬰和性別選擇性流產(chǎn)。 Hull(1990) 考察了1982 年人口普查和1987 年 1%人口抽樣調(diào)查中的出生性別比，提出了出生性別比升高的這三種解釋，并討論了它們各自的可能性。曾毅等的研究(1993) 對這三種原因進(jìn)行了更為詳細(xì)的考察，認(rèn)為 1980 年代后期中國出生性別比的上升幾乎全部可以由女嬰漏報(bào)和性別選擇性流產(chǎn)解釋， 溺棄女嬰的影響幾乎不存在。 他們通過逆向存活法估計(jì)了 1990 年人口普查中的出生漏報(bào)，女嬰漏報(bào)高達(dá)5.94%，而男嬰漏報(bào)只有2.26%。用這些漏報(bào)率對出生性別比進(jìn)行調(diào)整， 那么 1989 年全年和 1990

4、 年上半年合計(jì)的出生性別比將由 115.4 下降到 111.4 ，降低了 4 個(gè)百分點(diǎn)，占偏高部分的 51.3%。這是他們使用1990 年人口普查10%抽樣數(shù)據(jù)的結(jié)果。如果用1%的抽樣數(shù)據(jù)，那么女嬰漏報(bào)將解釋出生性別比偏高部分的42.6%。如果用1988年2%生育節(jié)育抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，那么女嬰漏報(bào)所解釋的比例將更高。這些研究的共同特點(diǎn)是使用人口系統(tǒng)內(nèi)的數(shù)據(jù)(國家XX局的人口普查和抽樣調(diào)查以及國家計(jì)生委的生育率調(diào)查數(shù)據(jù)) ，通過前后調(diào)查數(shù)據(jù)的一致性檢驗(yàn)或各種分析技術(shù)來校正出生數(shù)據(jù)，從而估計(jì)各種原因的重要性。 本文將利用另一個(gè)獨(dú)立存在的數(shù)據(jù)體系一一教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)和估計(jì)2000年人口普查中低年齡組人

5、口的漏報(bào)及其性別差異，推算1990 年代歷年出生人口及其性別構(gòu)成，從而估計(jì)1990 年代中國的出生性別比。2 1990 年代出生性別比估計(jì)在先前發(fā)表的研究中，我們已經(jīng)對教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的評估、 用教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對人口普查數(shù)據(jù)的調(diào)整、 出生人口及其性別分布的估計(jì)等都作了詳細(xì)的描述和分析（ 翟振武、陳衛(wèi)， 2007） ，本文就不再進(jìn)一步說明。 由于在利用教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對普查數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整和生育水平估計(jì)時(shí)，我們得到了 1990 年代歷年的出生人口及其性別構(gòu)成，因此也就得到了出生性別比。在展示我們估計(jì)的出生性別比之前， 我們利用教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)先對普查低年齡人口性別比進(jìn)行檢驗(yàn)。圖 1 顯示了 2000 年普查時(shí)

6、 610 歲各年齡的性別比和他們在教育統(tǒng)計(jì)中記錄的性別比。假定 610 歲未上學(xué)兒童中， 女童多于男童（ 這一假定是合理的 ） ，那么 610 歲在校生性別比應(yīng)高于普查的性別比。但是如圖 1 所示，教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中 610 歲人口性別比不僅不高于普查的性別比， 反而低了很多， 這就證明了普查的低年齡人口性別比是不正確的。那么， 通過教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)反映和調(diào)整的低年齡人口性別比與普查有多大差異?由于教育統(tǒng)計(jì)的小學(xué)生在校人數(shù)與人口普查在統(tǒng)計(jì)時(shí)點(diǎn)上是不同的， 教育統(tǒng)計(jì)時(shí)點(diǎn)是每年的 9 月 1 日， 而 2000年人口普查時(shí)點(diǎn)是11 月 1 日，因此，為了這二套數(shù)據(jù)在年齡上進(jìn)行匹配，我們將2000 年普查數(shù)

7、據(jù)的時(shí)點(diǎn)調(diào)整到 9 月 1 日，同時(shí)利用生命表存活率將各年教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中 9 歲或 10 歲在校人 口數(shù)匹配到 2000 年普查時(shí)的同隊(duì)列年齡。之所以使用教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中 9 歲或 10 歲在校人口數(shù)，是因?yàn)榻逃y(tǒng)計(jì)的小學(xué)在校生人數(shù)數(shù)據(jù)在9 歲或 10 歲達(dá)到該隊(duì)列的最高紀(jì)錄 （ 圖 2） ，之前和之后年齡的人數(shù)或因尚未入學(xué)或因已經(jīng)升學(xué)等原因而不能充分反映小學(xué)就讀人數(shù)。表 1 對比了通過教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)調(diào)整的和普查得到的 2000 年09 歲人口的性別比。由于我們當(dāng)時(shí)得到的最近的 2003 年教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中9歲對應(yīng)于2000年普查6歲，因此6歲以下（05歲）數(shù)據(jù)就需要外推。我們分別用非線性和線性回歸

8、擬合進(jìn)行外推。進(jìn)行非線性回歸時(shí)使用622歲數(shù)據(jù)，計(jì)算教育數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)的比值， 然后對這些分年齡的比值進(jìn)行非線性回歸擬合進(jìn)而外推；而進(jìn)行線性回歸時(shí)只使用10歲以下的數(shù)據(jù)，即計(jì)算69 歲四個(gè)年齡組教育數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)的比值， 然后對這些分年齡的比值進(jìn)行線性回歸擬合進(jìn)而外推 （ 翟振武、陳衛(wèi)， 2007） 。圖 3顯示了通過教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)匹配的和普查得到的 2000 年 09 歲分性別人口，根據(jù)這些數(shù)據(jù)計(jì)算得到了如表1 所示的 2000 年 09歲分年齡性別比。很明顯，年齡越小，兩者的差異越大。普查的02 歲人口性別比要比教育數(shù)據(jù)的性別比高出 78 個(gè)百分點(diǎn)。由教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)調(diào)整得到的09歲人口，利用生

9、命表存活率， 我們可以將他們倒推至他們出生時(shí)的人數(shù)。 按非線性回歸擬合外推而估計(jì)的是高方案出生人數(shù)， 按線性回歸擬合外推估計(jì)的是低方案出生人數(shù)，而中方案則是高方案與低方案的平均數(shù)。同時(shí)，在估計(jì)出生人數(shù)時(shí)，分別按照95%97%的小學(xué)入學(xué)率進(jìn)行了調(diào)整。由于幾個(gè)不同的入學(xué)率和不同方案組合的結(jié)果過于繁雜，需要明確選擇一套數(shù)據(jù)作為最佳的方案，因此，我們選擇了留有余地的按照入學(xué)率 95 %調(diào)整的數(shù)據(jù)。由于線性回歸外推的低方案存在著一定的風(fēng)險(xiǎn)，因此我們使用高方案和中方案的結(jié)果。 表 2 顯示了高方案和中方案下1990 年代歷年的分性別出生人數(shù)和出生性別比。從表 2 中看出，我國出生性別比偏高是確定的事實(shí)。但

10、是，是否達(dá)到了 2000 年普查所反映的如此之高的水平呢?通過教育數(shù)據(jù)調(diào)整的普查低年齡組的性別比看出， 我國實(shí)際的低年齡組性別比要比普查反映的水平低59 個(gè)百分點(diǎn)。 2000 年普查的出生性別比高達(dá)117，而表2 中 2000 年的出生性別比為 110 左右，實(shí)際的出生性別比顯然要低得多。 據(jù)此粗略估算， 我國出生性別比偏高的部分中，有至少高達(dá)50%是女嬰漏報(bào)所致。1995 年 1%人口抽樣調(diào)查的出生性別比為 115.6 ，對比表 2 中 1995年出生性別比，可以計(jì)算出其偏高部分中有52%63%來自女嬰漏報(bào)；而2000 年人口普查出生性別比 (116.9) 偏高部分中女嬰漏報(bào)所占比例高達(dá)68

11、%73%。3 出生性別比的社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異盡管 2000 年人口普查的出生性別比強(qiáng)烈受到出生漏報(bào)的性別差異的影響， 分析出生性別比偏高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異， 將有助于認(rèn)識(shí)出生性別比偏高的特征和影響因素。 以往的研究已經(jīng)得出了許多一致的、 重要的結(jié)論， 比如出生性別比偏高發(fā)生在二孩及以上出生人口和只有女孩的婦女、 農(nóng)村出生性別比偏高程度比城鎮(zhèn)更為嚴(yán)重、出生性別比與受教育程度呈倒 U 型關(guān)系等 （ 涂平，1993；高凌，1995；張二力，2005 ；原新、石海龍，2005；楊菊華， 2006） 。 2000 年人口普查數(shù)據(jù)也顯示了類似的模式。由于國家XX局出版的2000年人口普查數(shù)據(jù)匯總表中沒有出生性別比的

12、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)，我們將根據(jù)2000 年普查千分之一抽樣數(shù)據(jù)， 根據(jù)婦女的人口學(xué)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征， 來考察中國出生性別比的模式和差異。從該樣本婦女的出生性別比特征看（ 表3 中“雙變量”這一列） ，嚴(yán)重偏高的出生性別比 （120 以上 ） 發(fā)生在年齡超過30 歲、住在鎮(zhèn)、漢族、小學(xué)文化、從事服務(wù)業(yè)或農(nóng)業(yè)這些類別的婦女中。中國的中南地區(qū)和東部地區(qū)比其他地區(qū)的出生性別比高出很多。孩子的人口學(xué)特征對于出生性別比的影響最大。 出生性別比偏高最嚴(yán)重的情況發(fā)生在二孩及以上或者前有孩子全是或多是女孩的婦女。 最高階層的社會(huì)經(jīng)濟(jì)群體， 包括居住在城市、接受過高等教育、是干部和技術(shù)人員的婦女，其出生性別比也偏高。

13、正常的出生性別比僅僅發(fā)生在有限的一些群體中， 包括沒有接受過任何教育、 居住在西部地區(qū)、 生育第一孩子，以及已生育過的孩子都是男孩但仍然繼續(xù)生育的婦女。由于觀察到的雙變量關(guān)系可能會(huì)受到其他因素的影響， 因此我們通過多變量分析在控制其他的變量的情況下來檢驗(yàn)在多大程度上上述所觀察到的模式仍然成立。 表 3 展示了通過logistic回歸調(diào)整的出生性別比（ 模型 1-3 中的出生性別比 ） 。 需要注意的是， 出生性別比的測量和解釋應(yīng)該謹(jǐn)慎， 因?yàn)槌錾詣e比的大小對抽樣方法和樣本規(guī)模較為敏感。納入分析的婦女樣本中僅有11752 個(gè)新生兒，可能僅僅因?yàn)殡S機(jī)波動(dòng)或抽樣誤差就會(huì)導(dǎo)致出生性別比的較大差異。為

14、了能夠在統(tǒng)計(jì)上顯著區(qū)分出生性別比105 和 110(5%的顯著水平) ，樣本規(guī)模必須至少達(dá)到 14000 個(gè)新生兒。 盡管樣本婦女各類的出生性別比的值在統(tǒng)計(jì)上不能完全推斷總體， 但是通過各變量影響的模式與方向體現(xiàn)的出生性別比差異是有重要意義的。從 Logistic 回歸模型的結(jié)果中可以看到一些在以往研究中沒有充分注意到的有趣而重要的結(jié)論。 在年齡、 居住地和受教育水平方面， 它們對出生性別比的影響的方向與雙變量分析的結(jié)果幾乎完全不同。 在其他的社會(huì)經(jīng)濟(jì)和人口學(xué)變量控制后， 年齡與出生性別比呈負(fù)相關(guān)，即婦女年齡越輕，出生性別比越高；城市的出生性別比比農(nóng)村高出許多； 教育水平與出生性別比是正相關(guān)的

15、，即婦女受教育水平越高，出生性別比越高，而且受教育水平的這種正相關(guān)具有統(tǒng)計(jì)的顯著性。 由于年輕的、 城市的以及較高受教育水平的婦女群體更可能有較低的生育意愿和生育率， 同時(shí)她們也更可能獲得先進(jìn)的醫(yī)療設(shè)施和性別選擇的技術(shù)， 因此， 與其他特征的婦女相比， 性別選擇性流產(chǎn)更可能是她們產(chǎn)生異常高的出生性別比的原因。印度(Retherford and Roy 2003) 和越南(Belanger et al. 2003) 也有類似情況：較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)的階層有 著較高的出生性別比。4 結(jié)論降，異常的出生性別比已從東部、中部擴(kuò)散到西部，影響到中國在人們不能接受 2000 年人口普查得到的“過低的”生育水 平

16、時(shí)， 其“過高的”出生性別比數(shù)據(jù)卻被廣泛接受。 本文的主要目的是通過對普查的出生數(shù)據(jù)漏報(bào)的性別差異的分析， 利用教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，重新估計(jì) 2000 年及 1990 年代的出生性別比。同時(shí)，根據(jù) 2000 年普查千分之一抽樣數(shù)據(jù)，考察了出生性別比的社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異。根據(jù)調(diào)整的低年齡組分性別人口和分性別出生人口計(jì)算， 我國實(shí)際的出生性別比并不像2000 年普查數(shù)據(jù)反映的那樣嚴(yán)重偏高。我國實(shí)際的出生性別比至少要比 2000 年普查的出生性別比低 7 個(gè)百分點(diǎn)。其他低年齡組性別比要比普查反映的水平低59個(gè)百分點(diǎn)。 在我國出生性別比偏高的部分中， 女嬰漏報(bào)的作用至少高達(dá)50%；其余的50%才是性別選擇性流產(chǎn)的

17、作用。2000 年普查的出生性別比偏高部分中更有70%左右是女嬰漏報(bào)所導(dǎo)致的。這一事實(shí)對于恰當(dāng)、正確地認(rèn)識(shí)我國出生性別比問題及其后果，以及出生性別比與計(jì)劃生育的關(guān)系，具有十分重要的意義。2000 年人口普查數(shù)據(jù)顯示，社會(huì)各階層?jì)D女的出生性別比廣泛異常；調(diào)整的出生性別比對于多數(shù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)組都在 110 以上。 在統(tǒng)計(jì)控制的條件下， 年輕的、 城市的和教育程度高的婦女，出生性別比越高。 中國東部和中南部的出生性別比明顯高于其他地區(qū)。 前有孩子主要是女孩情況下的出生性別比， 二孩及以上的出生性別比都顯著地高于其他組。 隨著中國生育率大幅度普遍下人口的98%；并也有跡象表明從二孩及以上擴(kuò)散到一孩。出生性別比偏高的這些特征很有可能與女嬰漏報(bào)及性別選擇性流產(chǎn)