中国90年代的生育水平分析——多测量指标的比较，本文主要内容关键词为：中国论文,测量论文,指标论文,年代论文,水平论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1.背景与所用数据
从80年代后期开始，中国生育水平结束了多年徘徊，开始新的下降。1992年国家计生委所进行的全国生育率抽样调查结果表明，1990年的总和生育率已经下降到更替水平。这一结果引起了广泛的注意和争论。尽管不同的研究人员所计算的总和生育率数值略有不同，但是都一致发现生育统计值水平很低（陈胜利，1996；于景元、袁建华，1996；曾毅，1996）。1992年调查数字还显示出1991年的总和生育率仅为1.65，大多数研究人员都认为这一数字受到出生漏报的影响，有人认为突然在一两年中发生这样大幅度的生育率下落很不可信；也有人认为虽然会有漏报，但生育率水平已经降到更替水平以下还是可以接受的。一些研究通过与以往统计数据的一致性检验发现，从80年代开始，调查所得到的生育率统计就存在一个现象，即距调查时间越近的年份，出生漏报问题越明显。对这种出生漏报的解释是，距调查较近年份不符合计划生育的出生尚未得到处理，因而更可能是有意识瞒报。这种统计现象显然与出于遗忘而产生的现象不同，因为后者表现为距调查时间越远，漏报现象越严重。
与此对应，90年代国家统计局所进行的一系列年度人口变动抽样调查所得到生育水平实际也很低，同样引起了很大疑义。于是，国家统计局从1992年开始不再发布有关总和生育率数字，并且，各年所发布的出生率数字也经过了比较大的调整。
1997年国家计生委又进行了一次全国人口与生殖健康抽样调查。第一阶段样本规模约18万人，第二阶段样本约为1.5万育龄妇女。 本文将在不进行任何统计调整的情况下直接对1997年调查的原始数据进行分析，因此，并不企图估计一个可靠的生育水平数字，主要旨在观察生育水平变化的大体趋势及其水平。本文将分别采用总和生育率、孩次递进总和生育率和去进度效应总和生育率三种指标进行分析。
2.总和生育率
表1提供了根据1997 年全国人口与生殖健康调查数据所计算的近年各年份的全国总和生育率（TFR），同时将其他来源的TFR按对应年份列出进行一致性比较。
表1 不同来源的全国总和生育率
年份 统计局公布*1992年调查** 1997年调查
1986 2.42 2.46 2.59
1987 2.59 2.57 2.66
1988 2.31 2.28 2.41
1989 2.25 2.24 2.40
1990 2.17 2.04 2.29
1991 2.01 1.66 1.75
年份
1992年调查* 1997年调查
1992 1.47 1.57
1993 1.51
1994 -
1.32
1995 -
1.33
1996 -
1.35
*
《中国人口统计年鉴（1996）》。
** 于景元、袁建华（1996），曾毅（1996）的计算结果与此差别极小。
相比之下可以看出可比年份（1986～1992）中，1990年及以前各年份的TFR为国家统计局公布数高于1992年调查统计数，而1997 年调查的统计数比它们两者都高。在这一期间，两次国家计生委抽样调查生育率统计的差别在0.09～0.25之间。如果不考虑抽样调查的偏差和误差，两次抽样调查生育率统计的一致性比较结果与以往研究所发现的不同，距调查时间越近的年份出生漏报越多的现象并不明显，即两次调查所统计的1991和1992年的TFR之差相对其他可比年份并不算大。 而国家统计局公布的1991年TFR却高出国家计生委两次调查的相应年份数字很多。
根据1997年调查数据计算的TFR仍然显示出，1991年TFR已经下降到更替水平以下，并且1990～1991年生育率的下降幅度比上次调查结果所显示的更大。于是，尽管两次调查相距5 年， 1997 年调查仍然大体印证了1992年调查的主要结论。并且，此后TFR继续下降到更低水平。 但是值得注意的是，90年代TFR并不是单调下降，而是在1994年达到最低点1.32，然后便保持在这一水平，甚至还略有回升。
需要指出，无论是1992年的调查还是1997年的调查，在样本的城乡分布上都存在偏差。根据1990年人口普查数据，育龄妇女中城镇占27%，农村占73%。但是，根据郝虹生和高凌对1992年生育率调查抽样的报告（Hao Hongsheng and Gao Lin,1997:145），1992年抽样的农村样本占了全部样本的80%以上。也就是说，与城市化的实际情况有差别，夸大了农村的权重，因而会高估全国生育水平。而1997年调查的育龄妇女中居民占23%，村民占77%。实际上也在一定程度上存在农村样本比例偏多的问题。由于在抽样分布上的城乡偏差程度不同本应导致1997年调查的TFR低于1992年的对应年份数字，然而统计现象却正好相反， 出现可比年份中1997年调查得到的TFR均高于1992年调查的相应统计数字。 因此仅从TFR比较来看，意味着前次调查的漏报相对较大。
3.孩次递进总和生育率及递进化
孩次递进总和生育率（PPTFR）是另一种测量生育水平的统计指标。由于这种指标能够控制育龄妇女的孩次结构，因而被认为在测量和分析时期生育水平上优于常规的总和生育率。表2提供了根据1997 年调查数据计算的PPTFR，并与于景元、袁建华（1996）和格里菲斯·费尼、 袁建华（1996）根据1992年调查数据所计算的PPTFR进行一致性比较。
表2 孩次递进总和生育率比较
年份1992年调查*1992年调查**
1997 年调查
1986
2.43 2.40 2.43
1987
2.50 2.48 2.47
1988
2.29 2.27 2.28
1989
2.25 2.24 2.23
1990
2.10 2.09 2.09
1991
1.76 1.75 1.73
年份 1992年调查*1997年调查
1992
1.66
1.63
1993- 1.59
1994- 1.45
1995- 1.44
1996- 1.43
* 根据于景元、袁建华（1996）计算。
** 根据格里菲斯·费尼、袁建华（1996）计算。
从表2的一致性比较中可以看出：第一，在可比年份中，1997 年调查数据结果与1992年调查结果十分接近。相比之下，PPTFR 指标上的一致性要比TFR指标上的一致性好得多。第二，与 TFR 一致性比较相反，1997年调查数据所计算的PPTFR几乎都低于1992年调查统计， 且差距相对较小。 第三， PPTFR 也没有出现离调查时点越近漏报越多的现象。1997年调查的1991～1992年的PPTFR甚至还略低于1992 年调查的相应数字（注：1992年调查的PPTFR与1988年生育节育调查统计的比较中， 上述现象十分明显。根据1988年调查结果计算1986年和1987年的数字分别为2.29和2.43，而1992年调查的数字却分别为2.40和2.48（格里菲斯·费尼、袁建华，1996）。）。
虽然两次调查的PPTFR统计的一致性较好， 但我们并不能完全排除两次调查都存在同样抽样偏差的可能性。1997年调查的PPTFR 一致性略低于1992年的数字，与上述城乡抽样偏差的幅度有关，然而却很难归因于1997年调查有更严重的出生漏报，因为这一推论与上节中的TFR 一致性比较结果相悖。由于两种指标的一致性检验结果相反，便很难对两次调查的质量做出简单的肯定或否定结论。
就1997年调查统计来看，PPTFR指标与TFR指标都一致反映出90年代中国生育水平趋势的特征为（见图2）：（1）80年代后期至90年代初生育水平已经开始下降；（2）1990～1991 年生育水平骤然大幅度下降；（3）生育水平在1995年以前一直保持下降趋势；（4）这一下降趋势在1995年以后变得不很明显(注:TFR指标甚至反映出生育水平有微弱回升。考虑到抽样调查中可能发生的距调查时间越近出生漏报越多的问题,我们同样可以怀疑上述PPTFR微弱下降是否真实存在。）。由此看出,PPTFR与TFR两个指标所反映的差别主要在指标值上，而不在生育水平的动态趋势上。值得注意的是，TFR指标反映出1990 年生育率仍在更替水平以上，而PPTFR由于控制了育龄妇女的孩次结构，则反映出1990 年生育率已经处于更替水平以下。
PPTFR 的基础是各孩次的递进比（注：递进比表示已发生某一事件（如已经结婚）的个体中又继而发生下一事件（如初育）的比例。），分别考察各孩次的递进比变化动态有助于具体了解PPTFR变化的原因。 表3提供了根据1997 年人口与生殖健康抽样调查数据计算的全国孩次递进比（见图1）。各种事件的相继递进用符号表示如下：B→M 为从出生向初婚递进；M→1为从初婚向一孩生育递进；B→1为从出生向一孩生育递进；1→2为从一孩生育向二孩生育递进；2→3为从二孩生育向三孩生育递进；3[+]→4[+]为三孩及以上生育向四孩及以上生育的递进。
表3 根据1997年调查数据计算的全国孩次递进比
递进比
B→M M→1B→11→22→3
3[+]→4[+]
1986 0.996 0.993
0.984
0.779
0.481 0.477
1987 0.996 0.997
0.990
0.830
0.526 0.353
1988 0.994 0.995
0.982
0.746
0.471 0.374
1989 1.000 0.991
0.987
0.731
0.469 0.375
1990 0.992 0.998
0.975
0.729
0.389 0.320
1991 1.000 0.989
0.969
0.583
0.275 0.202
1992 0.993 0.991
0.967
0.539
0.227 0.198
1993 0.974 0.978
0.971
0.493
0.222 0.198
1994 0.994 0.967
0.917
0.471
0.199 0.165
1995 0.995 0.986
0.957
0.433
0.140 0.166
1996 0.962 0.985
0.961
0.400
0.187 0.207
图1 各年份的事件递进比变化趋势
由图1明显可见，整个期间出生向初婚、 初育的递进比和初婚向初育的递进比变化相对很小，递进比指标值十分接近于1， 表明中国终身结婚比例仍然很高，绝大多数妇女结婚以后至少要生育一个孩子。
但是在这段期间，一孩、二孩、三孩及以上的递进比有非常显著降低，因此一孩、二孩、三孩及以上的生育递进变化是该时期PPTFR 变化的主要影响因素。1→2孩、2→3孩、3[+]→4[+] 的生育递进在1986 ～1992年间都有明显下降。并且，前面所提到的发生于1990～1991年期间的PPTFR 大幅度下降是与各孩次递进比同时发生了较大幅度下降相对应的。但是，1992年以后动态特征有所变化，只有1→2孩递进比仍在持续显著下降，另外两种孩次递进比的下降都不太明显了。
这里有两层含义：第一，1992年以后PPTFR的下降主要是通过1 →2孩递进比的下降实现的。并且由于80年代中期以来1→2孩递进一直在降低，因此尽管多孩递进比没有明显降低，但由于已经生育二孩的妇女基数减少，所以多孩生育数仍然在减少， 并且向多孩的递进生育对PPTFR的附加值仍然会下降（注：向多孩的递进比对PPTFR 的附加值如下：1986年为0.68；1990年为0.41；1992年为0.15；1996年为0.09。）。第二，近年来1→2孩递进比不断降低，并已达到很低的程度。这意味着已生育一孩尚未生育二孩的育龄妇女人数越来越多。无论她们仅仅是推迟二孩生育还是已经决定终止生育，都对控制人口数量增长有好处，但两者对于未来年份的时期生育水平则有不同影响。如果只是推迟生育，则她们在未来年份中还将生育，意味着这一递进比今后将面临一定程度的回升。
4.平均孩次递进间隔和平均生育年龄的变化
对于人口发展来说，不仅最终生育数量是重要的，而且完成生育的进度也很重要（注：这里所说的生育进度，即平常所说的生育时间或生育速度，实际上是一种相对时间。），比如晚婚、晚育、加大生育间隔也会对减缓人口增长产生重要影响。
孩次递进基础上的平均递进间隔是指生命表意义上的平均，而不是简单的算术平均。表4提供了根据1997 年调查数据计算的近年来各事件平均递进间隔（注：根据数据的情况，平均初婚年龄和平均初育年龄区间截断在30个整年内计算，其他递进截断在10个整年计算。）。
B→M和B→1的递进间隔可以理解为假设队列的平均初婚年龄和平均初育年龄。从表4可以看出，1986 年以来平均初婚年龄基本处于提高的趋势，90年代以后这一趋势还有加剧的倾向（但1995 年是个例外），1986～1996年间共提高1.7岁；且这一提高主要发生于90年代， 约占总变化的80%以上。表4还说明， 同一期间平均初育年龄与初婚年龄同步提高。这反映出，初育年龄的提高基本上是由于初婚的推迟。
M→1递进间隔反映出，整个时期中初婚至初育的间隔相对稳定，只提高了0.1岁，基本保持在1.7年左右。1→2间隔在80年代中后期的动态处于波动之中，变化趋势并不明显，但90年代以来出现比较显著的扩大，1991～1996年间提高约1岁。
由于1997年调查样本规模较小，并且由于90年代多孩生育的情况大大减少，因此所计算出的2→3间隔和3[+]→4[+]间隔均有较大的年份波动，但仍可显示90年代以来均在波动中存在缩短的趋势。
表4 根据1997年调查数据计算的全国婚育孩次递进的平均间隔
年份 B→M M→1B→11→22→3
3[+]→4[+]
1986 21.3711.663
22.859 3.388
3.010 3.007
1987 21.3401.696
22.936 3.136
2.835 2.748
1988 21.4291.730
22.941 3.346
2.756 2.979
1989 21.4761.689
23.037 3.163
3.449 3.122
1990 21.6661.693
22.944 3.318
2.645 2.829
1991 21.9251.755
23.174 3.210
3.072 3.291
1992 21.9331.807
23.411 3.548
2.961 2.441
1993 22.0181.681
23.356 3.609
2.810 2.196
1994 22.3291.794
23.590 3.913
2.810 2.428
1995 21.9951.781
23.572 3.939
2.480 2.268
1996 23.9031.771
23.792 4.204
2.495 2.274
综上所述，B→M、B→1、1→2递进间隔都反映出90年代以来生育进度显著推迟。实际上，生育进度变化也可以用各年份孩次别的平均生育年龄直接反映出来。对1997年调查数据的分析表明，90年代以来，一孩平均生育年龄提高约0.5岁，二孩平均生育年龄提高约1.2岁（郭志刚，2000a）。这种连续多年保持较大幅度的提高是比较罕见的， 中国在70年代计划生育过程中曾有过类似的情况（郭志刚，2000b）。 这样显著的生育进度变化势必对时期生育水平产生很大的影响，因此是分析90年代生育水平时不可忽视的重要因素。
5.去进度效应的总和生育率
前面利用TFR指标和PPTFR指标对1997年人口与生殖健康调查数据的分析，都肯定了1990～1991年间生育水平下降幅度特别显著，并且都反映出90年代中期以后中国生育水平已经处于极低的水平（TFR≈1.3，PPTFR≈1.4）。虽然上述两个指标都是时期生育率指标， 但常常用作终身生育水平的指示器。于是，很自然会提出了两个问题：（1 ）为什么妇女的生育数量会突然在短期内（1990～1991年）发生很大幅度的下降？好像夫妇终身生育意愿突然产生了跳跃性变化。（2 ）为什么夫妇所追求的子女数（生育水平）在90年代会降到如此低的水平？
对于这两个问题，调查数据质量自然是解释之一。但往往被忽视的是，指标本身的缺陷也能成为另一解释。比如，国际人口学界从50年代就发现TFR指标受很多时期因素影响。有时即使终身生育水平不变，时期指标也有可能大大偏离队列终身指标。虽然人口学界早已意识到这个问题的存在，但一直没有较好的统计指标来解决这一问题。
BongAArts和Feeney（1998）认为， 终身生育率是纯生育数量指标，而时期总和生育率TFR 中却既包含数量效应也包含进度效应（即妇女婚育在年龄、间隔、年份上的变化对其产生的时期影响）。从这一思路出发，他们对常规的以年龄别生育率为基础的总和生育率加以调整，提出一种控制进度效应的调整总和生育率指标（TFR′）， 其中剔除了进度效应，以更好地估计终身生育数量。他们还指出，时期孩次递进分析虽然应用生命表方法对孩次结构进行了标准化，但并未完全解除由于生育进度变化而产生的扭曲效应。因此，这两种常规指标在妇女们推迟生育的年份中，所指示的终身生育率会产生低估问题；而在生育提前的年份中，所指示的终身生育率会产生高估问题。也就是说，在婚育年龄变化较大的时期，将其作为终身生育率的指示器会产生较大误导（注：比如，中国1981～1987年的一孩总和生育率TFR[,1]都是大于1的（姚新武，1995）。采用TFR′方法的分析揭示出，这是由于70 年代出现初婚和初育年龄推后，而到80年代初初婚、初育年龄提前时，便导致以前推迟的初婚、初育和当时提前的初婚、初育在80年代初迭加发生而产生的堆积所导致的（郭志刚，2000b）。）
既然前面用假设队列方法计算时期平均递进间隔以及直接计算的时期孩次别生育年龄都已经反映出从1986～1996年间生育进度发生了十分显著的变化。因此引用TFR′方法对同一调查数据进行分析，并对TFR′和TFR指标进行比较，不但会有助于我们理解上述两个问题， 还可以对90 年代生育数据所反映的终身生育水平提供一定信息。 表5 列出根据1997年调查数据所计算的TFR′。图2将其与相应年份的TFR进行比较。 虽然PPTFR指标是以生命表方法计算的，本身与TFR和TFR ′指标之间可比性较差，但作为参考，也同时绘出。
通过这段时期中TFR′与TFR及PPTFR的比较，可以看出：第一， 在1991年之前两年的TFR都高于TFR′，这实际反映了该时期中生育进度有所提前，因此常规TFR作为终身生育水平理解时有所夸大。第二， 1991年以后，TFR和PPTFR又显著低于TFR′。这反映出， 常规生育率指标受到90年代生育年龄推迟效应的扭曲而低估了终身生育水平。其更重要的启示是，如果生育年龄不再推迟，我们可预期常规生育率指标值在未来会有所回升（注：张二力、苏荣挂（1996）也曾指出，婚育“空档”之后潜伏着出生“堆积”危险。）。第三，作为对终身生育水平更好的估计指标，TFR′在控制了时期生育年龄变化的影响以后， 在这段时间中表现出相对均匀的变化过程，而不像TFR及PPTFR那样在1990～1991年有过十分急骤的变化。第四，TFR′指标证实中国80 年代后期妇女终身生育水平还处于更替水平以上，但是90年代妇女终身生育水平已经低于更替水平，大约在1.7 左右（与当前生育政策要求的终身生育水平持平或略高一点（注：路磊、林富德估计全国按政策要求的终身生育率为1.7，更严格地说是1.62（参见林富德、翟振武，1996：11）。）。 与TFR和PPTFR类似，TFR′指标反映80年代后期终身生育水平下降显著。而有所不同的是，TFR′反映出90 年代以来终身生育水平的下降相对不太显著。
表5 各年份去进度效应总和生育率（TFR′）
年份 TFR′ 年份TFR′
1987 2.617 1992
1.866
1988 2.434 1993
1.758
1989 2.260 1994
1.730
1990 1.945 1995
1.542
1991 1.752 1996
1.711
注：计算过程及讨论参见郭志刚：《时期生育水平指标的回顾与分析》，《人口与经济》，2000年第1期。
图2 TFR′指标与TFR及PPTFR指标的比较
6.小结
本文根据1997 年中国人口与生殖健康抽样调查的原始数据， 应用TFR和PPTFR指标与1992年中国生育率抽样调查所得到的统计结果进行了一致性比较检验。并应用上述两种统计指标结合TFR′新方法对90 年代以来生育率变化情况加以研究。
归纳以上比较和分析，可以得出以下几个主要结果：第一，本次调查与1992年调查结果的比较说明，近年来生育率调查数据分析所发现的距调查时间越近出生漏报越严重的现象并不太明显。第二，在可比年份中，1997年调查得到的TFR统计结果均高于1992年调查的相应数字， 而采用PPTFR指标时则正好相反。PPTFR的一致性检验结果优于TFR 的一致性检验结果。第三，基本肯定上次调查得到的统计结论，即进入90年代以后，中国的生育水平已经降至更替水平以下。第四，此次调查数据的分析结果表明，TFR和PPTFR指标下降的趋势在90年代中期以前仍在继续。但90年代中期以后，生育水平已经达到很低的程度，并已反映出停止下降的迹象。第五，孩次递进分析表明，90年代的生育率下降不仅与多孩递进比的下降相联系，更与一孩向二孩递进比的显著下降相联系。并且，初婚、初育年龄的显著提高和一孩至二孩之间间隔延长也对90年代生育率下降起了重要作用。第六，应用TFR′指标的分析表明， 终身生育水平的下降其实是一个相对均匀变化的过程，而不像TFR和PPTFR所指示的那样曾有过十分急骤的变化。此外，TFR′还反映出的90 年代以来的终身生育水平下降已经相对不太显著。按照TFR′指标的反映，90 年代妇女终身生育水平大约为1.7。第七，1991年以后， 由于生育年龄推迟产生的时期进度效应，TFR和PPTFR显著低于TFR′， 说明常规时期指标测量值实际低于妇女终身生育水平。
对于传统时期生育指标中时期进度效应的分析启示我们，当生育年龄不再继续推迟时，常规生育率指标值将有所回升。对于这种可能发生的现象，千万不要误认为是计划生育失控而惊慌失措，因为这实际上只是时期生育指标中消除进度效应扭曲后，向终身生育水平的回归，而不是终身生育水平真的有所提高。并且，现阶段进行人口预测制定参数时，要留有充分余地，不仅要考虑生育漏报，而且要考虑生育进度变化对常规时期生育指标的影响。