我国生育率的主要直接决定因素分析(1)

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1、我国生育率的主要直接决定因素分析陈卫任何一个社会的生育率往 往低于它 的生育能 力所能达到 的极限值。社会通过种 种力量?如 晚婚、节育?对人们的性、孕行 为进 行限制,还 通过 种种 因素?如人 工流产、哺乳?来 影响怀孕的结果和产后不育期长度。所有这 些 因素都直接对生育率起 决定 作用。而种种对生育率起最终决 定作 用 的社会经 济 因素,文化因素和 环境因素都必须通 过这 些因素发挥作用。因此 这些 因索介于 自变量社会经济 等因素和因变量生育率 自身之间,被称作中间变及,或者称作直接决定 因素。一个社会的生育率 由潜在水平成为现实水平和不同社会的生育率差异都可归结为这些 因素的作用。

2、如 果假定所有社会的借在生育率水平是相 同的,那么通过对这 些 因素的度量便 能充分解释不 同社会现实生育率水平的差异。我国在? ? !年按世界生育率调查模式进 行的陕西、河北和上海 的生育率抽样调查提供 了极为丰富的生育、婚姻、避孕和 哺乳等资料,因而有 可能利用新近 提出的? ? ?模型分析二省一市生育率与各主 要直接决定因素的 关系。一益? ?七?模型美国人口学家? ? ?在?。和?提出的一 个划分影响生育率的中间变量的框架? ?年?的基础 上建立了生 育率的直 接决定因素模型? ? 年?。? ?一? ?框架把影响 生育率的中间变量分为三大类?影响性生活的一因素,影响 受孕的因素和 影响

3、妊娠与分娩的 因素,共包括?个因素。但它 忽略了对生育间隔有重要影响的哺乳因素。? ? ? ? 将这个庞杂的框架进行提炼而建立了一个包括哺乳因素在内的直接决定因素模型,并用 这个模型可以对一些主要的直接决定因素进行度量,进而从数量上确定各个因素对生育率的作 用 程度。? ? ?俪认为,在这些因素中,最重要的是婚姻、避孕、人工流产和哺乳四个因素。这四个因素概括反映了直接决定生育率的行为的和自然生理的因素。? ?切模型 是一个多因素模型,它将实际的生育率? ?表述为?个主要的直接决定因素对总和生育力? ?的降低作用的结果,以如下 函数关 系表示? ? ?。?。?。?。?一?其中,?为婚姻指数,?为

4、无避孕指数,?为 无人流指数,? ?为哺乳不育指数,? ?为上述四个因素都不起限制作用的条件下 所能达到的生育率。这些指 数的值域都为?,?。我们可 以从方程? ?的任何一边 来考察实际 生育率与潜在生育率之间的关系。如果?、?。、?和?都已知,并假定? ?为? ?根据妇 女的自然生理条件推算,每个妇女一 生 生育的最高水平是? ?一? ?,平均数为?,那么? ?就可以估算出来?相反,如果已 知?、?、?、?和?,则?可以估算出来。这个估算的?可 以与预期的? ?对比,以估价这其原文为?七? ?勺些指数和? ? 的度量的准确性,进而估价这个模型在具体国家的适用性。将方程? ?进行转换可以显示由

5、?到? ? 的 中间过程。排除了婚姻指数影响的总和 已婚生育率? ?可表示为? ?,? ?排除了婚姻指数、无避孕指数和无人流指数影响的总和自然已婚生育率? !可表示?为? ?二?含?二? ?,? ?尽管二省一市的生育率调查中包含有人工流产项,但可得的资料中都没有这方面的数据,因此这里在使用? ? ? ?模型时便略去无 人流指数。每个指数在。到?之间变化,它们各自的余数便表示由该指数导致的生育率由潜在水平下降的 比例。这样,指数值越低,说明它对生育率的降低作用越大。在这个模型里,各个因素 对生育率的降低作用 比例是在不考虑其他因素的条件下估算得到的,也就是说,各个因素的度量是相互独立的。由于各个

6、指数的构造都是基于分年龄的资料,因而计算比较复杂,但其基本原理是很明确的。? ?反映在婚比例对? ?的影响,它是分年龄在婚比例的加权指数,以观察的分年龄已婚生育率作为权数。如此便认为婚姻 因素影响已婚生育率。这样,若育龄妇女全部在婚,?,则? ? 只受其他因素影响。若无人在婚,?二。,则?夕?亦为。? ?反映避孕状况对? ?的影响,它是分年龄现时无避孕 比例的加权指数。作为减数的避孕比例是经过各种方法 的假定有效率和各年龄组的假定不育率调整的。估算的自然已婚生育率作为权数。如此便认为避孕对自然已婚生育率有抑制作用。这样,若无人避孕,?,? ?只受其他因素影响。若除不孕妇女外全部使用避孕措施,且

7、避孕效果为? ?。?,则?二?,?亦为。? ?反映哺乳对? ? 的影响,它是分年龄无哺乳期情况下的平均生育间隔与有哺乳期情况下 的平均生育间隔 之比 的加权指数,以估算的分年龄生育力作为权数。其 中假定哺乳期与产后无 经期之间存在一种固定关系。如此便认为产后不育期对总和 生育能 力起限制 作用。这样,若无哺乳期,则? ?,? ?只受其他因素影响。若所有妇女都哺乳,且哺乳期很长,则?趋近于零,?也趋近于零? ? ?模型在运用时一个显著的特点是 所需的资料较少。如果不考虑?,则所有指数都可 以从下列资料 中计算得到? ?分年龄生育率,? ?分年龄在婚比例,? ? 分年龄现时避孕 比初和避孕者的各种

8、方法 的分布和效果,? ?分年龄平均哺乳期这些数字一般都可以从生育率调查结果 的出版物中得 到,如我 国二省一市生育率调查结果的 出版物中国第一期深人的生育率调查国家报告。下面具体说明在上述资料的 基础上如何构造这些指数。?婚姻指数? ?,?习? ?兄?习?健、?其中? ?为总和已婚生育率,? ?为分年龄在婚比例,? ?为分年龄已婚生育率。,?价由于? ?一? ?岁妇女的平均已婚时间较短和婚前受孕率较高,使得它的已婚生育率不能恰当地 反映这个牟龄组所有妇女的潜在生育率,因此?。 ? ? ?七。建议,计算? ?一? ?岁 妇女的 已婚生育率时取? ?一?刁岁已婚生育率的?,即? ?一? ?。?

9、? ? 一? ?。二省 一市?一? ?岁妇女已婚生育率的计算也遵循? ? ?的 建议。? ?无避孕指数天?“?八又?、声?一? 一? ,二二气?, 一, ? ?二?二 乙不? ?咬?兄 ?一?,? ?万?甘? ? ?占?拭? !甘OUO心O口OUtl二 .O:n U O n八I ln甘八”n曰其中CC(a )为分年龄避孕指数;七n(a )为分年龄自然生育率,得自g( a)/ cc(a );u(a, m)为分年龄分方法 的在婚妇女 现 时避孕的 比例;e (m)为各种方法 的 有效率, fec(a)为分年龄有 生育能 力 的妇女比 例。由于表1各种方法有效率表2分年龄有生育厉祛喃轰攀币五万 能力

10、的比例绝育 避孕环 避孕药 避孕套 其它1。 000。 950。 900。600。 70e (m)和f ec( a)很难测量,况且我国没有这方面 的统计数字,因此这里引用别的来源的数据(表1得自L a ing,1978;表2得自Vae-ssen,1984):. 4(3)哺乳不育指数 (Ci)Ci=二七f (a)。, (、)二七 f(a) (P(乒) q(a)+i(a)(7)曰不不万一-=E tf(a )其 中“i(a)为分年龄不育指数;七 f(a)为 分年龄生育力,得I自tn(“)/ci(“);i,嗜a)为分年龄平均产后无经期,根据Bongaar飞。提供的下列 关系式求得:i (a)= =1.

11、75sEXP0.z396B(a)一0.o o 1 8 7 2B(a)2B(a)为分年龄平均哺乳期;p(a )为无哺乳性产后无经 期 下 的平均生育间隔;q( a)为无哺乳性和非哺乳性产后无经期下的平 均生育间隔;这两套 数据得自Hobcr af t和11七 tl e(1984):. 表3分年龄平均生育间隔3.通过 方程式( 1)一( 7 )可以对我 们所用的Bongaart s年龄组P (“)_q (“).模型 中的所有因素进行度量。从计算得 的C功、Cc和 Ci本身可以看出各自对生育率的作用的大小。因为观察的生育率是这三个度量得 的指数对估算的总和生育力的共同作用 的结果,所以我们应当进一步

12、考察各个因素在生育率下降中的相对作用。利用对数转梅, BOng“r七“模型可 以表示为:18。 517。 017。 015。520。 018. 520。 018。 523。 021。538。036。594。 0925In(TF)一In( TFR)=一In(Cm)+In(Ce)+In( Ci ),则每个因素对生育率由T F到TFR的下降中的相对作用可 以这样估算:100In (Cx )八In(C m )一+In(Ce)+In( Ci )-式中, Cx依次使用C m、Cc和Ci,分别产生相应的各个因素的作用比例,为100。,(8)(9)这些比例之和应.18.通过对In(TP )一In(TFR)的分

13、解产生的三个因素的相对作用 比例可以进行 比较反映其 中的主导因素。以此来进行不同人口之间的对比是很方便与直观的。二、陕西、河 北、上海的指数的计算与分析 1.表4中展示的陕西、河北、哺乳各因素的差异。每个因素对生育率差异的解释程度决定于该指数的变差。二省一市之间,差异最大的是哺乳不育指数,最大 差值为0.2感1,其次是婚姻指数,。最 大差上海的各t指数值反映了 这二省一市之间镖姻、避孕和表4二省一市Bo ngaa r t s模型的各 指数值省、市C mCCC iT FTFR (估算值)T F R (观察值) 0。 5370。 5520。602152。 6772。 6700。 4740。 46

14、70. 629152.0892。 1300。2910。5930。883152。 2861。 125陕北海西河上值为。.2 46;差异最小的是无避孕指数,其最大差值为0.126。这种差别模式与从世界生育率调查得到的其他发展 中国家的差别模式不同。大多数发展中国家,由于社会经济发展水平较低和计划生育的努力程度较弱甚至极弱,因而表现出无计划或少计划生育模式(世界生育率调查结果,19 87 )。普遍早婚和普遍较长的哺乳期使得婚姻指数与哺乳不育指数在各国之间差异很小,因而生育率在高水平的一些差异主要是避孕 (传统方法占三分之一左右)的差异所致。:我国则不同。在全国范围内大力推行计划生育,其努力程度很强而

15、且在各省市之间无甚差别,因而由计划生育差别导致的二省一市之间生育率差别反而不如哺乳期差别 的影响大。_不过同时应看到,二省一市婚姻指数的差别与哺乳不育指数的差别相近、而就对生育率的降低作用来说,则婚姻指数的作用大大超过哺乳不育指数的作 用。对二省一市生育率起降低作用 的 因素表现出二种模式。一种是以上海为 代表的模式,其中婚姻的 作用 最大,这一个因素就使上海的生育率从它 的潜在生育率下降了 7 1 写,哺乳的 作用最小,仅起了1 2 % 的降低作 用;另一种是 以河北为 代表的模式,其中避孕的作 用最大,达护%(婚姻的作用与此几乎相等),作用最小的也是哺乳,达3 7%。陕西虽然与上海属同一类型,但它各因素的作用 差别不大 ( 40%、 4 5%、4 0%)。一婚押指数与无避孕指数反映了计划生育对降低生育率的作用。这二个指数共同 作用使得生育率从潜在水平下降了,在陕西7 0 %,河北7 8 %,上海8 3 %,. 可见在我国生育率下降的主要原