人口2014-3期四稿

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1 孩次结构与中国出生性别比失衡关系研究 王 军 1 2, 郭志刚 (1. 中国社会科学院人口与劳动经济研究所, 北京 ; 2. 北京大学社会学系, 北京 ) 摘要 中国出生性别比的升高与生育水平的下降存在着时间上的紧密关联 生育水平下降所导致的孩次结构变化与出生性别比失衡的关系, 是本研究关注的主要问题 研究发现, 第二孩尤其是多孩生育的减少对我国出生性别比的失衡起到了明显抑制作用, 且作用幅度从 1981 年至 1999 年逐年加强, 2000 年至 2010 年又有所减弱 2000 年以前, 中国出生性别比的失衡主要由二孩及多孩出生性别比水平的大幅升高所导致,2000 年以后第一孩出生性别比水平升高的影响也日益显著 关键词 出生性别比; 孩次结构 ; 生育水平 中图分类号 C 文献标识码 A doi: /j.issn x 文章编号 X(2014) 收稿日期 基金项目 教育部人文社会科学重点研究基地重大项目: 中国低生育率研究 (12JJD840005) 作者简介 王军 (1981-), 男, 山东诸城人, 中国社会科学院人口与劳动经济研究所博士后 ; 郭志刚 (1954-), 男, 北京人, 北京大学社会学系教授, 中国社会发展研究中心研究员 一 问题与背景长期以来, 我国出生性别比一直处于正常范围 但从 1984 年开始, 我国出生性别比偏离正常水平, 且升高趋势越来越明显 在不到 30 年的时间里, 中国出生性别比升高了 10 多个百分点, 是全世界绝无仅有的 中国的生育水平也从 20 世纪 70 年代开始出现了大幅下降, 在经过长达 10 年的波动徘徊期后, 总和生育率在 20 世纪 90 年代下降到更替生育水平以下, 这与我国出生性别比的失衡存在时间上的紧密关联 [1] 虽然关于我国当前生育水平到底有多低存在很大争议, [2-4] 但一般认为我国已经迈入低生育率时代 低生育水平的具体原因, 一般认为与男孩偏好 生育政策 性别鉴定技术的普及以及社会经济的发展等因素有关 [5] 20 世纪 80 年代以来, 在国家计划生育政策和社会经济条件的双重制约下, 在子女数量和性别不能两全时, 具有男孩偏好的家庭便会通过胎儿性别鉴定和人工流产等技术手段进行人为干预, 在国家政策要求和自身经济所能承受的生育数量范围内, 以最小的代价实现自己的生育目标 正是由于生育政策和生育子女的经济成本等因素导致了人们生育数量的减少, 这在孩次结构 05

2 上主要表现为第二孩和多孩 ( 即第三孩及以上 ) 生育相对数量的减少 同时, 随着子女数量空间的不 断压缩, 人们的生育性别选择行为也愈加强烈, 这在宏观上就表现为出生性别比失衡程度随生育孩 次的增加呈扩大趋势 通过以往研究可以看出, 我国出生性别比的失衡可以分解为两大影响因素 : 一个是各生育孩次 子女出生性别比水平随时间的变化情况, 另一个是各生育孩次子女数量占比的改变程度, 即孩次结 构的变化 前者在以往得到了较多的研究, [6-8] 但对后者的分析并不太多 ( 一 ) 数据来源 二 数据来源与研究方法 本研究使用 1990 年人口普查 1% 抽样数据 ( 简称 四普 ) 2000 年人口普查 1 抽样数据 ( 简称 五普 ) 2005 年 1% 抽样调查 ( 简称 小普查 ) 和 2010 年人口普查 ( 简称 六普 ) 的汇总数据 其中, 1981 年至 1999 年历年孩次结构和分孩次出生性别比水平信息通过 四普 和 五普 抽样数据回推得 到,2000 年 2005 年和 2010 年孩次结构和分孩次出生性别比水平信息通过 五普 小普查 和 六 普 汇总数据得出 1981 年至 1999 年孩次结构和分孩次出生性别比信息根据 四普 和 五普 抽样数据, 对 0~9 周 岁少儿人口进行户内母子匹配, 从而获得子女案例的母亲个人特征 子女性别和生育孩次等信息 1 为了得到历年子女孩次结构信息, 需要选择能够完全识别出母亲和本人所属生育孩次的子女案例, 并通过 四普 抽样数据回推出 1980 年至 1990 年期间出生的普查时存活男性和女性人数, 并通过 五 普 抽样数据回推出 1991 年至 1999 年期间出生的普查时存活男性和女性人数, 从而得到 1981 年至 1999 年的历年分出生孩次的普查时点存活男性和女性人数 2 ( 二 ) 研究方法 3 出生性别比是指在特定的时期 ( 通常为一年 ) 和空间范围内, 全部活产婴儿中男婴和女婴人数 之比, 通常用每 100 名女婴所对应的男婴数来表示, 即出生性别比 = 当年活产男婴数 / 活产女婴数 100 在出生人口规模足够大的情况下, 正常的出生性别比一般在 102~107 区间范围内 用 N 表示当年出生婴儿人数, 分别用 N 1 N 2 和 N 3 表示第一孩 第二孩和多孩人数, 则第一孩占比 P 1=N 1/N, 第二孩占比 P 2=N 2/N, 多孩占比 P 3=N 3/N 分别用 R 1 R 2 和 R 3 表示第一孩 第二孩和多孩出生 性别比, 则总出生性别比 (R) 的计算方法如下 : R= [N i R i/(100+r i)]/ [N i 100/(100+R i)] 100= [P i R i/(100+r i)]/ [P i 100/(100+P i)] 4 从上式可以看出, 总出生性别比只与两个因素有关, 一个是 P 1 P 2 和 P 3, 即孩次结构变化因素 ( 简 称结构因素 ), 另一个是 R 1 R 2 和 R 3, 即各孩次出生性别比水平因素 ( 简称水平因素 ) 在一个不存在 明显性别偏好, 或者虽然存在性别偏好但缺乏相应技术手段因而无法实现性别选择的国家或地区, 1 户内母子匹配的具体方法和匹配数据的评估请参见郭志刚 (2004) 相关文章 2 数据检查中, 对个别年份出生性别比水平明显偏离周围年份的数据进行了修正, 主要使用前后年份数据的均值对明显偏高指标进行替代, 并注意保持各指标之间的内在一致性 3 所谓活产是指无论母亲在生产前怀孕多长时间, 只要婴儿离开母体后有生命现象就叫活产 4 i 的取值范围均为 1 到 3 06

3 结构因素与水平因素是近似相互独立的, 即孩次结构的变化只是反映了人们生育率水平的变化, 与 性别选择没有关系 如欧洲许多国家生育率水平已经很低, 孩次结构发生了很大变化, 但因为没有 明显的性别偏好, 这些国家的孩次结构与各孩次出生性别比水平相互独立, 孩次结构对出生性别比 几乎没有影响 如果存在性别偏好, 并且拥有性别选择的技术和手段, 那么孩次结构与各孩次出生性别比水平 不仅对总出生性别比有单独影响, 而且这两个因素之间还存在交互效应 从统计学上来说, 出生性 别比的失衡程度 = 孩次结构主效应 + 分孩次出生性别比水平主效应 + 结构因素与水平因素的交互效 应 分孩次的出生性别比水平影响为各孩次实际出生性别比按照参照年份各孩次出生人数占比进 1 行加权计算后的结果与参照年份出生性别比的差异 ; 孩次结构影响为各孩次之间的出生性别比差 异和孩次结构的变化这两个因素共同作用下所得结果与参照年份出生性别比的差异, 即结构因素的 主效应 结构因素与水平因素的交互效应两者之和 下面计算结构因素和水平因素对出生性别比的 影响 首先, 要选定一个比较的参照标准 参照类的选取比较灵活, 可以选取起始年份, 也可以选取总 体或某些年份的均值或任一年份 本研究主要以 1981 年至 1990 年各孩次出生人数占比的平均值和 各孩次出生性别比的平均值作为参照, 来研究孩次结构变化对我国总出生性别比的影响 这一是考 虑到 1981 年至 1999 年的历年数据是两次普查的回推数据, 数据本身存在一定的偏差, 取平均值可以 减少数据的不稳定性 ; 二是我国出生性别比水平在 20 世纪 80 年代失衡程度并不严重, 以其为参照可 以更明显的凸显孩次结构和分孩次出生性别比水平对我国总出生性别比的影响 其次, 计算分孩次出生性别比水平因素的主效应 将 1981 年至 2010 年孩次结构固定为参照类 的各孩次出生人数占比, 由此可以得出孩次结构不变情况下 1981 年至 2010 年的总出生性别比 ( 简称 SRB 1) 由于 SRB 1 完全消除了孩次结构变化因素对总出生性别比的影响, 因此这时 SRB 1 与参照类出 生性别比 (SRB_R) 之间的差值, 即 SRB_L=SRB 1-SRB_R, 便为各孩次出生性别比水平因素对当年 总出生性别比偏离参照类具体程度的主效应, 即水平因素对出生性别比的影响 第三, 计算孩次结构因素的主效应 将 1981 年至 2010 年各孩次的出生性别比固定为参照类的 各孩次出生性别比, 由此可以得出各孩次出生性别比水平不变情况下 1981 年至 2010 年的总出生性 别比 ( 简称 SRB 2) 这时 SRB 2 与参照类实际出生性别比 (SRB_R) 之间的差值, 即 SRB_S=SRB 2- SRB_R, 便为孩次结构对当年总出生性别比偏离参照类具体程度的主效应 最后, 计算结构因素和水平因素的交互效应 交互效应 SRB_C= 总差异 - 水平因素主效应 - 结构因素主效应 =(SRB_Y-SRB_R)-(SRB 1-SRB_R)-(SRB 2-SRB_R)=SRB_Y+ SRB_R-SRB 1- SRB 2 结构因素主效应与结构因素和水平因素交互效应之和便为孩次结构变化因素对出生性别比 失衡的影响 1 此处称为结构影响, 只是为了叙述的方便 严格来说, 中国出生性别比失衡与孩次结构变化存在双向影响关系 一方面, 由于经济社会的快速发展, 人们养育子女的成本不断提高, 多生多育的观念不断淡化, 从而造成生育率水平的持续降低, 而且由于出生性别比随孩次递增的特点, 因此孩次结构的这种变化对出生性别比的失衡起到了一定抑制作用 ; 另一方面, 也正是由于 B 超机等性别鉴定技术和手段的普及, 人们不再需要借助多生的方式就能达到生育理想性别子女的目的, 从而造成了较高孩次子女数量占比的不断下降和出生性别比的持续升高 07

4 三 孩次结构与出生性别比失衡的关系 ( 一 ) 全国层面首先在全国层面分析孩次结构变化与出生性别比失衡的关系 本研究所用 1981 年至 2010 年的出生性别比与全国调查得到的历年出生性别比的变化趋势基本一致 从图 1 中可以看出, 从 20 世纪 80 年代中期开始, 我国出生性别比呈现出逐年升高的趋势 生育子女经济成本的增加, 使得 少生 成为人们理性的选择, 而性别鉴定和性别选择技术的普及, 又为人们既要 少生 又要 男孩 创造了可能性 少生 主要体现在多孩数量占比的减少 如图 2 所示, 与我国 20 世纪 90 年代生育率出现大幅下滑相对应, 多孩出生人数占比从 20 世纪 80 年代初的 20% 左右的水平逐年下降, 尤其进入 20 世纪 90 年代以来更是呈现加速下降趋势, 1994 年下降到 10% 以下,2000 年为 5.88%,2005 年为 5.40%,2010 年又回升到 6.55%; 第二孩人数占比 20 世纪 80 年代基本维持在 30% 左右,1994 年以来基本在 27% 左右的水平,2000 年以后出现了显著回升,2005 年上升到 31.67%,2010 年为 31.28%; 第一孩出生人数占比从 1981 年的 51% 上升到 2000 图 1 中国的出生性别比与总和生育率 年的 68.04%,2000 年以后又出现了显 资料来源 : 出生性别比 :1970~1985 年统计数引自梁济民 陈胜利主编 全国生育节育抽样调查分析数据卷 ( 三 ) 生育节育, 表 3-3-1;1986~2010 年 SRB 引自 人口和计划生育常用数据手册 (2010), 表 3-24 总和生育率:1970~1990 年统计数引自 人口和计划生育常用数据手册 (2010), 表 3-3;1991~2010 年统计数引自全国人口普查及全国 1% 人口抽查结果, 及各年 中国人口 ( 和就业 ) 统计年鉴 数据缺失年份用两端数值内插填补, 曲线上不注符号 著下降,2005 年占比降为 62.94%,2010 年占比进一步下降到 62.17% 如果没有男孩偏好的存在, 则孩次结构的变化只是表现为生育水平的持续下降, 并不会影响分孩次的出生性别比水平 从图 3 看全国分孩次出生性别比的实际变化情况, 第一孩出生性别比 2000 年以前基本处于正常值范围, 图 2 中国不同孩次子女数量占比 2000 年以后的一孩出生性别比出现了显著升高,2005 年为 ,2010 年上升到 , 已经显著偏离正常值范围 ; 除个别年份略有偏高外, 第二孩出生性别比 20 世纪 80 年代比较正常, 进入 90 年代以后迅速攀升,1998 年更是上升到 150 以上 2000 年以后, 二孩出生性别比又出现了小幅下降,2005 年降为 ,2010 年更是下降到 ; 08

5 多孩出生性别比 20 世纪 80 年代中期以来一直高出正常值范围, 呈现逐年升高趋势, 且升高幅度和水平均高于第二孩 2000 年以后多孩出生性别比也出现了小幅下降,2005 年为 ,2010 年为 从我国 1981 年至 2010 年孩次结构和分孩次出生性别比水平的变化趋势可以看出, 我国居民依然存在比较强烈的男孩偏好 随着因生育政策和养育子女成本压力上升等因素对生育子女数量的不断压缩, 妇女只能借助 B 超等性别鉴定和选择技术在有限的生育空间内达到生育男孩的目的, 这就造成了我国生育水平的下降和出生性别比失衡程度的逐年加重 图 3 中国分孩次的出生性别比 孩次结构变化基本对我国出生性别比的失衡起到了抑制作用 从图 4 图 4 孩次结构与中国出生性别比失衡的关系 可以看出, 从 1989 年开始孩次结构变化对我国出生性别比失衡的抑制作用才开始凸显 1988 年及 以前, 孩次结构变化对我国出生性别比失衡的影响并不明显, 这主要是因为 20 世纪 80 年代各孩次出 生人数占比变化不大, 只是多孩出生人数占比出现了一定下降, 第一孩出生人数占比略有上升, 第二 孩出生人数占比则基本保持不变, 从而造成孩次结构的影响并不显著 从 1986 年开始, 我国孩次结 构变化才导致总出生性别比的下降, 但幅度很小,1989 年仅下降了 世纪 90 年代, 孩次结构变化对我国出生性别比的失衡起到了明显抑制作用, 且作用程度逐年 加大 随着中国生育率进一步下降到更替水平以下, 多孩出生人数占比急剧下降, 第一孩出生人数 占比显著升高, 我国孩次结构变化对总出生性别比的影响幅度也不断增加 1991 年孩次结构变化导 致当年出生性别比缩小了 1.33,1993 年达到 3.82,1999 年达到 年以后, 由于一孩占比的小幅下降和二孩及多孩占比的小幅增加, 孩次结构变化对我国出 生性别比失衡的抑制作用出现了显著下降 2000 年孩次结构变化导致出生性别比与参照类之间的 差异缩小了 7.43,2005 年降为 4.57,2010 年为 4.22, 下降趋势非常明显 我国出生性别比的失衡主要是由分孩次出生性别比水平的升高导致 1987 年以前, 各孩次出生 性别比水平因素对我国出生性别比失衡的影响不大 1988 年以后尤其是进入 90 年代以来, 各孩次 出生性别比水平因素对我国出生性别比失衡的加剧作用不断增强,1991 年为 8.97,1994 年为 12.34, 1999 年达到了 虽然孩次结构变化对我国出生性别比的升高起到了明显抑制作用, 但各孩次 出生性别比水平的升高, 尤其是第二孩及多孩出生性别比水平的大幅升高对我国出生性别比的拉升 作用要大于孩次结构变化的拉低作用, 从而导致了我国出生性别比失衡程度的逐年加重 2000 年以后, 分孩次出生性别比水平因素对我国出生性别比失衡的加剧作用出现了下降趋势, 09

6 2000 年为 17.82,2005 年降为 15.53,2010 年为 虽然 2000 年以后我国出生性别比仍在不断升 高, 但分孩次出生性别比却出现了显著变化, 即一孩出生性别比不断升高并开始偏离正常水平, 而相 应二孩和多孩出生性别比却出现了小幅下降 2000 年一孩 二孩和多孩的出生性别比分别为 和 ,2005 年一孩 二孩和多孩的出生性别比分别为 , 相比 2000 年的增减幅度分别为 1.20% -5.7% 和 -4.1% 2010 年一孩 二孩和多孩的出生性别比分别为 和 , 相比 2000 年的增减幅度分别为 6.17% % 和 -0.6% 由此可见,2010 年一孩出生性别比相对 2000 年有了显著升高, 二孩出生性别比则出现了小幅下降 正是因为二孩 出生性别比水平的显著下降导致了 2000 年以后分孩次出生性别比水平因素对我国出生性别比的加 剧作用出现了下降 由于我国城乡在生育政策 经济社会发展条件 生育行为等方面存在一定差异, 下面将依次分析 1 孩次结构变化与我国城镇和农村地区出生性别比失衡之间的关系 ( 二 ) 城镇地区 如图 5 所示, 我国城镇地区孩次结构特点主要表现为一孩占比占绝对优势 从 20 世纪 80 年代 开始, 我国城镇地区一般实行较为严格的计划生育政策, 除部分少数民族外, 一般要求一对夫妇只生 育一个孩子 城镇地区的第一孩占比从 80 年代初的 76%, 上升到 2000 年的 81.64%, 虽然 2000 年以 图 5 图 6 城镇地区不同孩次子女数量占比 城镇地区分孩次出生性别比 后又出现了显著下降 (2005 年降为 73.95%,2010 年为 70.34%), 但依然占 据主导地位 此外, 随着城市化进程的加快和 人口流动的日益普遍, 城镇地区第二 孩占比 2000 年以后出现了显著升高, 2005 年上升到 23.52%,2010 年进一步 上升到 25.95%; 多孩占比 2000 年以后 也出现了小幅回升,2005 年为 2.53%, 2010 年回升到 3.71% 分孩次出生性别比水平方面, 从 图 6 可以看出, 城镇地区一孩出生性别 比 1987 年后不断升高 1986 年及以前 一孩出生性别比基本维持在正常范 围,1987 年以后出现了明显升高,2000 年上升到 年以后更是呈 现加速上扬趋势,2005 年为 , 2010 年为 , 失衡趋势逐年加重 城镇地区的二孩出生性别比 这里所说的农村和城镇, 是指农村地区和城镇地区的常住人口, 不是户籍类型 所以分析中的城镇人口也包括从农村流入 城镇的农业户籍人口 10

7 年以后也明显高于正常范围,2000 年更是高达 年以后城镇地区二孩出生性别比又出现 了显著下降,2005 年降为 ,2010 年进一步下降到 ; 多孩出生性别比 1981 至 2010 年的绝 大多数年份明显偏离正常范围,1996 年以后一直维持在 170 以上 ( 仅 2005 年为 ) 图 7 表明, 由于人口大规模迁移和流动等原因, 孩次结构变化对我国城镇地区出生性别比的影 响比较复杂 1981 年至 1984 年 1991 年至 1996 年 2000 年以后这三个时期内, 孩次结构变化对城镇 地区出生性别比失衡起到了一定加剧作用,1985 年至 1990 年 1997 年至 2000 年这两个时期则起到 了一定抑制作用 限于数据原因, 本研究还不能就孩次结构变化对我国城镇地区出生性别比失衡影 响是起到加剧作用还是抑制作用的周期性波动做出解释 ( 三 ) 农村地区 农村人口占全国人口的大多数, 在我国生育率下降和出生性别比失衡的过程中起着主导作用 即使在生育政策相对宽松的农村地区, 其出生性别比 20 世纪 90 年代以来还是 出现了严重失衡,1990 年为 , 2000 年为 ,2010 年上升到 我国农村地区的孩次结构以一孩 和二孩为主, 多孩占比不高 如图 8 所 示, 农村一孩占比经过 1981 年到 1988 年的稳定期 (46% 左右 ),1989 年至 1991 年攀升到 50% 左右,1993 年又继续上升到 54.86%,2000 年达到了 61.44%,2000 年以后出现了小幅下降,2005 年降为 55.49%,2010 年为 55.39%; 农村二孩占比 2000 年以后有了显著升高 1981 年至 2000 年基本在 32% 左右,2000 年以后出现了显著升高,2005 年上升为 37.18%,2010 年为 35.71%; 农村多孩占比基本呈下降趋势 1981 年至 1984 年 图 7 孩次结构与城镇出生性别比失衡的关系 农村多孩占比基本在 22% 左右,20 世纪 80 年代后期开始下降,1995 年下降为 10.86%,2000 年为 7.54%,2010 年为 8.90% 图 9 表明, 农村地区的一孩出生性别比 1981 年至 2005 年基本处于正常范围,2010 年一孩出生性别比 (113.62) 明显高于正常范围 ; 从 1991 年开始, 二孩出生性别比呈现一路攀升趋势,1995 年 图 8 农村地区不同孩次子女数量占比 为 ,2000 年更是高达 , 图 9 农村地区分孩次出生性别比 11

8 2000 年以后二孩出生性别比出现了显著下降,2005 年为 ,2010 年降为 , 相比 2000 年的下降幅度高达 15.24%; 多孩出生性别比从 1986 年开始就表现出明显失衡,1989 年上升到 ,1993 年以后基本在 150 以上 孩次结构变化对我国农村出生性别比的失衡基本起到了抑制作用 如图 10 孩次结构与农村出生性别比失衡的关系图 10 所示, 从 1986 年开始, 孩次结构变化对我国农村地区出生性别比失衡的抑制作用逐年增强,1986 年拉低了 0.23,1989 年为 0.49,1991 年为 1.47,1995 年以后个别年份的孩次结构变化对农村地区出生性别比的拉低幅度甚至接近 年以后, 由于我国农村地区二孩和多孩占比的回升, 孩次结构变化对出生性别比失衡的抑制作用出现了下降,2000 年降为 7.04,2005 年更是下降到 4,2010 年为 3.67 与全国一样, 我国农村地区的出生性别比失衡也主要由分孩次出生性别比水平的升高导致 1988 年以来, 分孩次出生性别比水平因素对农村地区出生性别比失衡的加剧作用不断增强,1988 年为 2.16,1991 年为 8.83,1995 年至 1999 年基本维持在 20 以上的高位 2000 年以后, 分孩次出生性别比水平因素对农村地区出生性别比失衡的加剧作用出现了显著下降,2000 年降为 19.18,2005 年为 17.32,2010 年又进一步下降到 四 结论中国生育水平从 20 世纪 90 年代初开始出现了大幅下滑, 已经迈入低生育率时代 从 1984 年开始, 我国出生性别比也偏离正常水平, 且偏高趋势愈演愈烈 我国生育水平的大幅下降和出生性别比的急剧上升存在着时间上的紧密关联 由于第二孩和多孩生育数量的减少是导致我国生育率大幅下降的直接原因, 而我国出生性别比也呈现出随孩次急剧上升的特点, 因此如果能够客观评估孩次结构变化和分孩次出生性别比水平升高对我国出生性别比失衡的影响幅度, 会有助于人们更好的认识我国出生性别比失衡问题 研究发现, 孩次结构的变化, 即第一孩占比的增加和多孩生育的减少, 对我国出生性别比的失衡起到了明显的抑制作用, 且作用幅度 1981 年至 1999 年逐年加强,2000 年以后又有所减弱 我国出生性别比的失衡 2000 年以前主要由第二孩及多孩出生性别比水平的大幅持续升高导致,2000 年以后第一孩出生性别比水平升高的影响也日益加强 我国城乡之间不仅在生育政策 社会经济发展等方面存在较大差异, 孩次结构变化对我国城乡出生性别比失衡的影响也存在显著不同 孩次结构变化对我国城镇地区出生性别比失衡的影响存在波动跳跃性, 而对农村地区的出生性别比失衡基本起到了抑制作用 无论是城镇还是农村, 分孩次出生性别比水平的升高都是造成出生性别比失衡的主要原因 本研究也存在一定的局限性 由于使用 四普 和 五普 抽样数据采用回推的方法来得到 1981 年至 1999 年各年份分性别和孩次的人数等信息, 没有考虑迁移和死亡等因素对本研究的影响, 所得结果存在一定的偏差 此外限于数据可得性, 本研究由于缺少 2000 年以后 ( 除 2005 年和 2010 年外 ) 12

9 的其他年份孩次结构和分孩次出生性别比方面的相关信息, 因而不能精确描述 2000 年以后孩次结 构和分孩次出生性别比水平的逐年变化情况, 也留待以后加以改进和完善 参考文献 [1] 贾威, 彭希哲. 中国生育率下降过程中的出生性别比 [J]. 人口研究,1995,(4): [2] 郭志刚. 中国的低生育水平及其影响因素 [J]. 人口研究,2008,(4):1-12. [3] 郭志刚. 中国 1990 年代生育水平的研究与讨论 [J]. 人口研究,2004,(2): [4] 翟振武, 陈卫 年代中国生育水平研究 [J]. 人口研究,2007,(1): [5] 乔晓春. 性别偏好 性别选择与出生性别比 [J]. 中国人口科学,2004,(1): [6] 杨书章, 王广州. 出生性别比变化对生育率的影响 [J]. 人口研究,2006,(5): [7] 翟振武, 杨凡. 中国出生性别比水平与数据质量研究 [J]. 人口学刊,2009,(4):3-10. [8] 胡耀岭, 原新. 基于空间数据的出生性别比偏高影响因素研究 [J]. 人口学刊,2012,(5): [ 责任编辑韩淞宇 ] Study on the Prelationship between Parity Structure and Imbalance of Sex Ration at Birth in China WANG Jun 1,GUO Zhi-gang 2 (1. Institute of Population and Labor Economics of Chinese Academy of Social Sciences,Beijing,100028; 2. Department of Sociology of Peking University,Beijing,100871,China) Abstract:In China,the increase of the sex ratio at birth(srb)associates with the decline of the fertility level. The change of the parity structure,one of the main reasons of the low fertility level,may also play an important part in the change of the SRB. We find that the decrease of the proportion of the second and high er parity deters the imbalance of the SRB in China. The increase of the SRB in China is mainly caused by the increase of the second and higher parity s correspondent level of SRB before 2000,and the first parity s SRB also Plays more and more important role after Key Words:sex ratio at birth,parity structure,fertility 13

年代以来 中国的生育水平持续下降 已经进入低生育国家的行列 年人 口普查 中国的总和生育率为 明显存在漏报 那么中国的生育率到底下降了多少 本文利用亲生子女法 生育史重构法和胎次递进比方法分析了 年代生育率的下降过程 认为 年总和生 育率最准确的估计应为 通过分解总和生育率的变化 认为 年代生育水平的下降 归因 于结婚年龄的推迟 归因于婚内生育率的下降 总和生育率 亲生子女法 生育史重构法 胎次递进比

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