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1、韩国出生性别比失衡的影响陈泽编译.......,勺,夕州,马‘“二兮曰夕鱼窟鱼坦角坦龟窿节尸带币勺丫鱼23眨竺鱼召三坦二鱼里呈眨荤场口、吧鱼旦乡坦角尸今百翻晰勺币角尸生至i坦全坦鱼已全坦鱼坦乡坦当坦当坦鱼坦鱼已鱼已鱼坦鱼已i泛,笔者曾在本刊1995年第5期上发表了使多少女婴未能出生?为回答第一个问题,(韩国出生性别比状况与研究)一文介绍了我们在观察了1991年调查的35一4岁妇女所,,。韩国的出生性别比情况在此继续介绍韩国生孩子的性别后构建了一个家庭增长模型、、,出生性别比失衡在人口学社会学卫生和医如
2、图1所示模型假定所有已婚妇女至少生.。,疗以及经济等方面所产生的影响其观点是有一个孩子一孩出生性别比观测值为1179,,否正确还需商榷但我们可以由此了解西方(1499个男孩对应1271个女孩)在调查结果.,:学者研究出生性别比失衡这一人口问题的视的基础上我们假定901%(1350/1499)的。,角和思路已生了一个男孩的妇女要生二孩结果性别..比是940(654/696):943%(1199/1271)的、,一人口学意义上的影响生有一个女孩的妇女同样也要生二孩性别.。,比是1039(611/588)这
3、样我们使用表4..,,通过分析我们认为导致韩国出生性别(见(韩国出生性别比状况与研究)19955):,。比失衡的原因主要有两个一个是选择性流最后两列数据构建出五孩的家庭增长模型。,产;另一个是不同避孕方法的使用南韩不为简单起见我们假定每个妇女一生最多生,断升高的性别比提出了两个人口学方面的问五个孩子还假定此家庭增长树是受了性别。。题一个是家庭规模的下降是否是由于人为偏好和性别鉴定技术的影响我们称这样假。的对孩子性别干涉的结果?二是性别鉴定致定的家庭增长模型为模型n图1才民据1991年韩国生育与家庭健康
4、调查中35一4岁妇女生育情况构建的家庭增长模型(模型n)四孩五孩三孩。MF)10132029402671034FMF(2()二孩「M(123)一气〔8).一孩“(654六27172巧犯20730303079513咒⋯一F(114)「M又14,”)州M(186)"{F(696)叱戈}√只气F(168)产J、M(132)lM(611)洲叮几F(132)M(262)F(588),F(194),在模型n中如果只受性别偏好而不受偏好的和不受性别偏好影响的两模型之间的,。性别鉴定的影响观测到的各孩次性别比将家庭平
5、均规模的区别却很大这里要注意的,,:保持不变在家庭构建的每一阶段出生性别是在这些模型中我们感兴趣的是三个模型,,,比将保持常数即107这样构建的家庭增长间家庭平均规模的相对水平及其分布而不。。树为模型I我们根据观测到的性别偏好构是绝对水平如果我们假定每个妇女都多产,,,建另一个家庭增长模型其中性别比也如模的话那么绝对水平总要比相对水平更低一,,。,型I保持常数但在每一阶段模型I中的对点另一方面由于模型假定妇女一生最多,,。应的性别比将不考虑已有性别的组合也即生育五个孩子而实际上可能要低一些此,,是既不
6、受性别偏好也不受性别鉴定的影响外这个模型以1991年35一4岁妇女的生育。,,这样构建的家庭增长模型为模型m经验为基础而据推测选择性流产从1985,,一旦构建了这样一个家庭增长模型就年开始流行这批人的选择性流产次数可能,可以算出每一阶段将要生育的妇女的比例,要比更年轻的一代少因此选择性流产的实。也就可以推导出每个妇女在生命周期内的出际影响可能比目前我们了解的更大不论真。,生期望数表1概括了以上三种模型下的家正的状况是什么样存在选择性流产的家庭。,庭规模分布情况如果忽略性别鉴定技术因规模一定是介于模型工
7、与模型1因此我们素对平均家庭规模降低的影响,家庭的平均认为性别鉴定技术对生育率的变化是有影响..,。规模由261下降到260可见性别鉴定技术的,。对家庭规模的影响并不很大相反受性别表1三种家庭增长模型下的家庭规模分布模型平均家庭规模234...Un了上∠吕m7990447308114261480t.652...447314112260...⋯57426258230:模型工受性别偏好影响的家庭增长模型:模型1既受性别偏好又受性别鉴定技术影响的家庭增长模型:模型m既不受性别偏好又不受性别鉴定技术影响的家庭
8、增长模型,。接着我们探讨第二个问题选择性流产别比水平我们对1986一1990年间未能出生导致多少女婴没有出生。?女婴数进行估算(见表2)按中位预测方案,这个数字的估计要通过对正常的性别比(性别比为106)每年女婴流产数介于1000,。水平和我们观测到的性别比水平下的女婴数到180001986一1990年总数近80000这些。,。相对比得到简而言之假定分性别死亡率女婴占实际女婴数的5%,无差异采用1990年普查数据的三种正常性表2韩国1986一1990年相
