中国的生育率:下降了多少?_流动人口论文

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1 引言

根据中国2000年人口普查登记的出生人数计算,2000年中国的总和生育率()为每名妇女平均生育1.22个孩子(中国国家统计局,2002年)。但是,关于这个数字的准确性还存在相当多的争论,有的估计数字为每名妇女平均1.8个孩子。为了更好地评价生育率状况,我们分别采用了“亲生子女法”(own-children)和“生育史重构法”(birth history reconstruction)来研究1990年和2000年的普查数据。每种方法都为普查之前的年份提供了两种生育率趋势的估计(每次普查一种)。这两种趋势在1986~1990年彼此交叉。如果数据完全准确,这两种趋势应该在交叉期间刚好重合。然而,事实上并未重合。对这种未重合现象的分析为评估1999年和2000年的TFR提供了基础。

本文讨论的生育率不仅包括年龄别生育率(ASFR)和由ASFR计算的总和生育率(TFR),而且包括时期胎次递进比(PPPR)和由PPPR计算的总和生育率(TFRpppr)。利用这些不同的估计方法,我们还试图评价1990年代生育率的下降多大程度是由目前结婚年龄的推迟造成的,多大程度是由婚内生育率的下降造成的。我们还分析了分城乡、分教育程度、分民族和分迁移状况的生育率的差异以及这种差异的变化情况。

2 背景

10年前就有调查数据显示,中国的TFR在1990年代初就降到每名妇女生育2.1个孩子的更替水平以下。当年,对中国这样一个发展中国家来说,这一变化似乎极不寻常,因而引起广泛的关注(例如,Feeney和Yuan 1994,Zeng 1996;Yu和Yuna 1996)。后来的一些调查以及中国2000年人口普查表明,TFR持续下降,从1991年的1.8降到2000年的1.2(国家统计局人口和社会科技统计司2002年,Guo 2003,Zhang 2003)。但是,还有种种迹象表明,在各种调查和人口普查中都低报了出生人数,有人认为,2000的TFR约为每名妇女生育1.8个孩子(Zai 2003,Zhang和Cui 2003,Yu 2002)。

一些中国的人口统计学家基于对现有生育率调查和1990、2000年两次人口普查的数据分析提出,即使把历次调查和人口普查中低报的出生人口计算在内,生育率也确实非常低(Guo 2003,Zhang 2003)。Guo(2003)认为,就算这些原始数据经过调整、加上20%漏报的出生人数,TFR仍然到不了1.8。他认为生育时间的推迟也是2000年TFR低的原因之一,即使生育时间不推迟,用Bongaarts和Freeney(1998年)的方法(tempo-adjusted)得出2000年的TFR为1.58。就在最近,Zhang进行的分析(2003,2004)认为,2000年真实的TFR应在1.5和1.6之间。许多没有实行计划生育的亚洲国家的生育率也经历了急剧的下降,从1970年代的每名妇女平均生6个孩子降到1990年代中期的1.4(UN 2001)。Zai(2003)和Zhang(2004)认为,鉴于中国社会经济的迅速发展,再加上有力的计划生育政策,中国生育率急速下降到更替水平以下是可能的。这种看法最近也得到一些证据的支持,这些证据表明,农村妇女其实不愿意多生孩子,原因之一是学校收费和生活开支的急剧上升使她们面临的经济压力越来越大(Chu 2001)。这表明,市场经济释放出来的新的社会经济力量也促进了生育率的下降。

但是,仍然有证据表明,出生人口的低报严重影响了生育率数据的可靠性。首先,在中国从计划经济向市场经济转变的过程中,户籍管理弱化,流动人口增加,人户分离现象突出。大量流动人口的存在使2000年人口普查的难度比1990年普查更大(Zhang 2003)。近年来,计划外出生人口漏报严重,一是一些夫妇逃避计划外生育的惩罚,其次,1991年实施的“一票否决”干部责任制,使生育率能否达标直接与地方干部的政绩挂钩(Zeng 1996,Merli 1998,Merli和Smith 2002,Murphy 2003),使得地方干部也有意瞒报超生人口。

我们利用1990年和2000年人口普查的1/1000数据进行了进一步的分析,目的是估算出到2000年生育率到底下降了多少。分析方法主要基于“亲生子女法”(OWCH)和“生育史重构法”(BHR)。

3 方法

3.1 亲生子女法

亲生子女法适用于人口普查和家庭户调查。首先根据年龄、性别、婚姻状况、与户主关系、曾生子女数和存活子女数等问题把户内子女与母亲相匹配;然后按照子女年龄和母亲年龄把匹配的子女(即亲生子女)进行划分;再通过逆留存(reverse-survival),把这些分母亲年龄的匹配的孩子倒推到以前各年的出生人数。以前各年的分年龄妇女人数也用类似的逆留存方法求得。对未匹配上的(即非亲生)子女进行调整后,就可以用逆留存推得的出生人口除以逆留存推得的妇女人数得到年龄别生育率(ASFR)。最后可以通过ASFR计算出TFR。对未匹配子女进行调整的方法是,每类按年龄和母亲年龄分的亲生子女数乘以对应年龄的所有子女(亲生加上非亲生)数与亲生子女数的比值。不管母亲的年龄如何,使用的非亲生的调整因子是一样的,因为非亲生子女的母亲的年龄是不知道的。

通常我们回推得到普查前15年每一年的生育率。比15年更久远的年份通常不再考虑,因为那些年份的出生人口都是目前15岁或15岁以上的人,他们当中有相当一部分已不再与母亲生活在一起,因此也就无法匹配。所有的计算首先都由单一年份和单一年龄得出。对年龄组或年份组的估算是通过分别合计单一年份的分子(出生人口)和分母(妇女),然后用合计后的分子除以合计后的分母得出的。这种合计对尽量减少年龄错报对生育率的影响往往非常有用。但是,在中国,年龄错报并不是问题,因为中国文化非常重视出生的年份。多数中国人都知道自己或家人的属相(阴历出生年),普查员也会把申报人申报的阴历年换算为阳历年。

亲生子女法可以用于对不完整生育记录的生育率估算。亲生子女法利用逆留存和非亲生调整因子把这些漏掉的出生人口重新补上。计算过程中,生命表采用的是中国国家统计局1973、1981、1987和2000年的生命表,根据时间对生命表进行内插,得到1973~2000年每年的生命表,作为亲生子女法估算生育率程序的输入数据。

3.2 生育史重构法

生育史重构法的基础是家庭户中与每位妇女相匹配的亲生子女的不完整的生育史。每名亲生子女的出生年份来自他(她)在人口普查时登记的年龄,这反映出其母亲的(或许并不完整)生育史。妇女曾生子女数与和她匹配的亲生子女数这二者的差别就是普查时已经死亡或不再与家人同住的子女。这个差异通过Luther(Cho et al.1986,Luthert和Cho 1988)发明的概率法估算到不完整的生育史中。对任何一名特定的妇女来说,其生育史可能会不太准确。但是当计算合计生育率时,个人的误差就会得到抵消,因而大样本规模中的生育率估算就相当准确。当然,除非还有其他误差存在。

生育史重构后,生育率估计就可以通过传统的方法计算出来,即根据普查前每一年生育史中的申报,按母亲年龄来计算出生人口。再计算分年龄妇女的风险人年数。然后,将分母亲年龄的出生人口除以分年龄妇女的风险人年数就可以得到这一年或这一时期的ASFR估计值。最后再加总计算TFR。

本文在后面比较了根据亲生子女法和生育史重构法求出的TFR。两者并不一致,因为它们的数据来源是不一样的。

3.3 时期胎次递进比

根据重构的生育史,不仅能够计算出ASFR和以此计算的TFR,而且能够计算出时期胎次递进比(PPPR)和根据PPPR计算的

一名妇女的胎次是用她生育过的子女人数来计算的。胎次递进比指生育了给定胎次的妇女至少再生下一胎的比率。在一个特定年份中,根据生育下一胎的不同间隔的递进概率,每个PPPR都利用时期生命表法计算。在这里,间隔以年来计算,最高为10年,到了10年,生命表即终止。这种方法假定的前提是,间隔10年后再生育下一胎次的可能性忽略不计。另一种情况是一名妇女从出生到初婚,生命周期在35岁时截断,其假设前提是35岁初婚的可能性忽略不计。

4 研究结果

4.1 TFR的趋势

首先比较通过2000人口普查前一年出生人口(BLY)计算的ASFR和通过亲生子女(OWCH)法和生育史重构(BHR)法得到的2000年的ASFR(图1)。图1显示,OWCH估计和BHR估计非常接近,但OWCH估计比BLY估计要高。BLY估计低的一个原因是,有些妇女没有登记普查前一年计划外生育的情况。总和生育率(TFR)可以根据此图中的ASFR计算出来。TFR的BLY估算值为每名妇女1.22个孩子,OWCH的估算值为1.36,BHR的估计值为1.38。TFR的OWCH估计值比BLY估计值高11%,TFR的BHR估计值则比BLY估计值高13%。

图1 通过亲生子女(OWCH)法、生育史重构(BHR)法以及普查前一年生育情况(BLY)推导出的2000年人口普查前一年的年龄别生育率

OWCH和BHR对2000年TFR的估计值主要基于人口普查的0岁人口。这些人口也存在漏报,但是漏报程度显然没有由妇女申报的上一年的出生人口严重。因此,尽管对2000年生育水平的OWCH和BHR估计值都比实际水平低,但并不像BLY低的那么多。在本文的其余篇幅中,我们将集中讨论OWCH和BHR的估计值,对BLY估计值不做进一步的研究。

1990和2000年的人口普查我们都采用OWCH法和BHR法估计总和生育率,图2显示了TFR的变化情况。2000年人口普查估算的TFR,BHR的估算只推到1990年。原因是,2000年人口普查,只有15~50岁的妇女填报了曾生子女数和存活子女数(用于计算与非亲生子女相对应的出生人数)(1990年人口普查,15~64岁的妇女都填报了这个项目)。这意味着,当我们考虑2000年普查之前的那些年份时,有关曾生子女和存活子女的信息限定在较年轻的妇女身上。比如,2000年人口普查时50岁的妇女在1990年仅有40岁,也就是说,没有1990年41~49岁妇女的曾生子女数和存活子女人数。因此,BHR法没有把1990年41~49岁的妇女相对应的未匹配上的子女计算在重构的生育史里,只有与这些妇女相匹配的亲生子女相对应的出生人口保留在生育史中,因此,ASFR(40~44岁)和ASFR(45~49岁)的BHR估计值稍低一些,但并不为零。我们认为,1990年代,40岁以上妇女生育的较少,对这部分出生人口的少量遗漏导致的对1990年TFR估算偏差较小。但是,在1990年以前的年份,这种偏差可能较大。因此,我们没有用BHR方法估计1990年代以前的TFR。

图2 通过1990年和2000年人口普查的亲生子女法和生育史重构法估算的中国总和生育率趋势

图2说明,用2000年人口普查数据估算TFR,BHR的估计值比OWCH的估计值低,尤其是离普查时点近的年份,这主要是低报了曾生子女数。其实,非亲生子女(不能匹配,通常因为他们不与母亲共同居住)的比例,2000年人口普查远远高于1990年人口普查。当妇女有不止一个子女在其他地方居住时,在登记存活子女数时瞒报的可能性更大,尤其是流动人口中,不止有一个子女,又把子女留给祖父母或其他亲戚照顾的妇女。那么,根据2000年人口普查OWCH法估计的TFR就比BHR法准确,因为OWCH方法通过非亲生调整因子计算了几乎所有的未匹配上的子女,而曾生子女往往被低报。为此,我们倾向于使用OWCH估计值而非BHR估计值。这种倾向适用于推算全国的TFR,不适用于根据某种特征分组的不同人群的TFR比较,例如分城乡比较,分民族比较等。这种情况,BHR估计值通常更好。

图2中根据亲生子女法用估算的两类TFR趋势在1986~1990年彼此重叠。前面提到,如果这些数据准确,两条曲线应重合。但是,我们看到,2000年人口普查估算的TFR远远超过1990年人口普查估算的TFR。原因是,申报人往往瞒报计划外生育的子女,特别是最近低年龄儿童。1990年低年龄人口存在漏报,年龄越低漏报越严重,所以这种差异在1990年最大。

在这里,1990年人口普查的TFR估算所依据的出生人口是对2000年人口普查时10岁的子女逆留存后推出的。如果我们假定2000年人口普查中10岁人口不存在漏报,那么,通过2000年人口普查对1990的TFR的估计可以看作是准确的,而通过1990年人口普查的0岁子女推算1990年的TFR可以说太低了。前一种估算值与后一种估算值的比率得出一个校正因子1.1606。换句话说,使用这种校正因子可以把1990年人口普查得到的TFB估算值上调16.06%。

假设1.1606的校正因子也可用于2000年人口普查得到的2000年的TFR。2000年校正因子无疑是与此不同的,但是,在没有其他信息的情况下,上调16.06%很可能比根本没有校正要好。采用这个校正因子的结果是把2000年TFR估算值从1.36上调到1.58。这是我们对2000年TFR最准确的估算。这个估算数字与上文提到的Zhang(2003、2004)的结论非常接近:即2000年真实的TFR在1.5到1.6之间。

为了更好地了解1.1606这个校正因子的可靠性,我们用亲生子女法得出的估计值还计算了1989、1988、1987和1986年的校正因子,不仅有TFR的校正因子,而且有ASFR的校正因子。在每种情况下,校正因子都是用2000年人口普查得出的具体年份的TFB或ASFR估计值与根据1990年人口普查得出的同一年份的TFR或ASFR估计值得出的比率(见表1)。从1986~1989年,TFR的校正因子每年大约都为1.10(1988年为1.05)。而ASFR的校正因子相差较大,30~34岁和35~39岁这两个年龄段比其他年龄段高,原因可能是计划生育政策不允许的第二胎主要是发生在这些年龄段。校正因子的多变表明,我们计算的1990年TFR的校正因子(1.1606)只能看作粗略的估计。

表1 根据1990年人口普查、通过亲生子女法估算1986年、1987年、1988年、1989年和1990年TFR和ASFR重叠推出的调整因子

年龄组(ASFR)

1986

1987

1988

1989

1990

15~19 1.03

1.03

1.00

1.17

1.33

20~24 1.06

1.08

0.99

1.06

1.13

25~29 1.11

1.11

1.09

1.13

1.15

30~34 1.19

1.18

1.09

1.20

1.22

35~39 1.17

1.08

1.14

1.18

1.32

40~44 1.05

1.12

1.09

0.89

1.15

45~49 0.59

0.81

1.16

0.67

0.79

合计(TFR)

  1.10

1.10

1.05

1.11

1.16

图2显示的TFR趋势的一些其他特征也值得注意。第一,1982年的TFR出现上升迹象,原因是1980年实施了新婚姻法。这一法律放宽了1971年以来实施的晚婚、晚育、少生政策中对晚婚的规定(妇女结婚的最低年龄农村23岁,城市25岁)。新婚姻法规定,最低婚龄在全国范围内都是20岁(Choe et al.1990)。新婚姻法导致婚龄下降,婚龄下降又导致初育年龄下降,这也许能解释TFR在1980年婚姻法颁布两年后,即1982年为什么会突然上升。第二,1986~1987年TFR出现了上升,这是1984年独生子女政策放宽(某些地区,第一胎生了女孩的农村夫妇可以再生一胎(Feeney和Yuan1994,Zeng l989))的结果。这项政策在1988年再次收紧。此后,TFR再次下降(Hardee-Cleaveland和Banister l988)。第三,1999年TFR下降。这或许是把生育推迟到2000年的结果。2000年是龙年,又是千禧之年,是生孩子的吉利年份。另一种可能是,1999年出生的婴儿,填报成2000年出生。在其他亚洲国家的人口普查中也能观察到这种情况(比如,见Retherford et al(1987))。

中国少数民族的生育政策较汉族宽松。本文将民族划分为汉(2000年占总人口的92%),满/壮(2%)和其他少数民族(6%)。如果对超生人口瞒报是图2中TFR趋势估算重叠差异的主要原因,那么,我们就可以预料,这些差异在“其他少数民族”中应该相对较小。图3显示了这3个民族分组的TFR趋势的亲生子女估算。该图表明,“其他少数民族”的差异比汉族小,虽然程度不是很大。

图3 按民族划分的总和生育率趋势(1990年和2000年人口普查的亲生子女法估算)

图3的另一种有趣特征是,在1981年以前,满/壮的生育率与“其他少数民族”非常接近。1981年以后,满、壮的生育率与“其他少数民族”分离开来,而与占人口大多数的汉族完全重合。因为满族和壮族的生育政策已经比较接近汉族。这种变化表明计划生育政策对生育行为的控制是很有效的。

图4 从1990年和2000年人口普查推导出的时期胎次递进比趋势

图5 趋势(1990年和2000年人口普查的生育史重构法推导)

4.3 分解TFR的变化

为了评价婚龄提高对1990年代中国生育率下降有多大影响,我们把TFR的变化分解为两个要素,一个是目前分年龄的已婚比例的变化,一个是分年龄的婚内生育率的变化。Retherford和Ogawa(1978)以及Retherford和Rele(1989)介绍了这种分解法,这一方法由Kitagawa(1955)提出。这一方法是对进行分解。

在这里,都是平均值,分别是由把初始值和终值相加再除以2得出的(用平均值而非初始值可以避免在分解中出现剩余项),△代表在1990~2000年间发生的变化。公式右侧的两部分,第一部分是因为结婚比例变化导致的变化,第二部分是婚内生育率变化导致的变化。

我们在前面讨论了原始TFR估算值应如何调整,与此相应,表2的分解利用了没调整过的、从2000年普查中得出的1990年TFB和ASFR的OWCH估算以及上调16.06%后的2000年普查中得到的2000年TFR和ASFR的OWCH估算。此表说明,TFR的变化,43%是由年龄别已婚比例的下降造成的,57%是由年龄别生育率下降造成的。婚姻的影响有91%集中于15~19岁和20~24岁年龄段,这也反映出平均婚龄的上升。1990年~2000年期间,根据1990和2000年两次普查年龄龄别未婚比例计算出来的单身者平均婚龄(SMAM)从22.1岁上升至23.3岁。婚内生育率的影响更为广泛,这一因素的影响有94%出现在20~39岁。

表2 将总和生育率(TFR)的变化分解为1990~2000年分年龄的已婚比例的变化和分年龄的婚内生育率的变化

年龄组

1990

2000

下列因素的变化对TFR变化的贡献百分比

 TFR

 TFR

已婚比例

婚内生育率

合计

15~19

 10

1 11

20~24

 29

8 37

25~29

  3  27 30

30~34

  0  10 11

35~39

  0

8  8

40~44

  0

3  3

45~49

  0

0  0

合计

 2.58

1.58

 43  57 100

注:TFR指。ASFR和TFR是通过亲生子女法、用2000年人口普查的数据估算出来的。在进行分解之前,对2000年的TFR和ASFR作了16.06%的上调。

为了检验这种分解结果对2000年TFR调整因子变化的灵敏度,我们在没有用任何调整因子的情况下重新进行了计算。做完这种计算后(详细结果未显示),婚姻的影响从43%降至33%。另一种分解是用1990年人口普查估算1990年的ASPM和ASMFR,用2000年的人口普查估算2000年的ASPM和ASMFR——仍然不加入调整因子,结果(详细结果也未显示)表明,1990~2000年TFR的变化有33%~43%是由婚龄上升而导致的15~19岁和20~24岁已婚者比例下降造成的。

表3 总和生育率()的变化分解为1990~2000年间各PPPR的变化

注:在分解中,1990年和2000年的各PPPR和是分别依据1990年和2000年的人口普查,未加调整的情况下估算出来的。从1990年的2.02下降到2000年的1.39。

4.4 生育率的差异分析

根据人口的不同特征,研究生育率的差异是很有益的。本文考虑的特征包括城乡(市、镇和乡村),教育(小学及以下、初中、高中和大学),流动(跨省流动、省内流动、没有流动),民族(汉族、满族和壮族、其他少数民族)。

在我们的分析中,迁移流动状况的概念在1990年和2000年是不一样的。在1990年普查中,我们只把它定义为5年前居住在同一省份的另一个县/市,或者在另一个省份,与户口登记地无关。在2000年人口普查中,我们把它定义为离开户籍登记地至少半年、其户口登记地要么在同一个省份的其他县/市,要么在其他省份,不包括那些已经把正式户籍登记地变为他们在普查时居住地的人。我们认为,1990年户籍管理较为严格,流动人口较少,用上述定义研究流动人口的生育状况也是合理的。

在我们分析使用的1990年和2000年普查样本中,15~64岁的妇女的特征在两次普查间发生了很大变化。两次普查间,市妇女的比例几乎增加了一倍,镇妇女的比例则增加了一半以上,乡村妇女的比例下降了60%。就教育而言,小学及以下人口的比例从62%降至45%,较高教育水平者的比例大幅上升。从流动情况来看,1990年和2000年的数量差异较大,流动人口在全国15~64岁妇女中的比例由1990年的4%上升到2000年的7%。按照民族划分,汉族的比例略有下降,从93%降至92%,满族和壮族的比例基本不变;而“其他少数民族”的比例从5%增至6%。

表4 由应用于1990年和2000年人口普查的亲生子女法和生育史重构法推出的对1976~1980年、1981~1985年、1986~1990年、1991~1995年和1996~2000年总和生育率的估计

需要指出的第一点是,城乡之间和不同的受教育程度之间生育率差别往往较大。城市的生育率远远低于农村生育率,受教育程度较高的人口的生育率远远低于受教育程度低的人口的生育率,汉族的生育率低于少数民族的生育率。不过生育率都在急剧下降。这表明,城市人口和高教育程度人口比例的上升只能从部分上解释生育率的整体下降。到1996~2000年,无论如何计算,城市妇女和受过高中或大学教育的妇女的总和生育率都接近1.0。

按迁移流动状况划分的生育率的差别比较复杂。的OWCH估算流动人口偏低,未流动人口却偏高。这是因为,在用亲生子女法计算中,无论流动人口状况如何,非亲生因子都是一样考虑的(就非亲生子女而言,我们不知道其母亲的特征,包括生育状况),而事实上,流动人口的非亲生因子应该比未流动人口大(因为许多流动人口的子女都暂时寄养在未流动的亲戚家里)。由于这种偏差我们只能得出不管流动人口还是未流动的人口,生育率在1990年代都大幅下降。各自对生育率整体下降的作用没有得到解释。

由于很难根据这两次人口普查中的特征为漏报的出生人口进行调整,我们不打算在表4考虑的每种特征类别之内分解TFR的变化。如表5显示,我们只针对1990~2000年间单身者平均婚龄(SMAM)在每类特征下如何变化提供了估算值。从整体上看,SMAM上升了1.2岁。按居住地划分,城市人口的SMAM高于乡村人口;但是,随时间的推移,乡村的增长幅度却高于城市。按教育划分,教育程度高的人口SMAM较高;但是,随时间的推移,初中和高中文化程度的人口的SMAM提高速度高于小学或大学文化程度的人口(大学人口的SMAM没有变化)。按流动状况划分,在1990年人口普查中,未流动人口的SMAM高于流动人口,但2000年人口普查的结果却正好相反。这种倒置的原因还不清楚,或许与两次普查之间城市流动人口急剧增长以及两次人口普查对流动人口所使用的定义不同有关。按民族划分,汉、满和壮的SMAM高于“其他少数民族”;随着时间的推移,汉、满和壮SMAM的提高量大于“其他少数民族”。

表5 由1990年和2000年人口普查推出的妇女的初婚年龄(SMAM)

特征1990普查

2000普查

全部妇女

 22.123.3

城市 23.824.5

22.923.5

农村 21.722.7

小学及以下

21.421.8

初中 22.223.1

高中 23.724.6

大学 25.625.6

跨省 21.324.5

省内 22.023.9

未流动22.123.2

汉族 22.123.4

满族和壮族

22.023.4

其他民族

 21.422.3

5 结论

分析表明,2000年的亲生子女法估算值应该上调约16%,从而使1.36的原始估算上调到1.58,这是我们对2000年生育率的最佳的估算。同样的方法也可用于2000年人口普查以前、即1996~2000年5年时间段的的亲生子女估算。这样,的原始估算需要上调约10%,使1.35的原始估算值上调至1.48,这是我们对1996~2000年的最佳估算。分解分析表明,1990~2000年的变化约有2/5要归因于婚龄的推迟。另一方面,在此期间,从妇女出生到结婚的PPPR的变化只能解释变化的5%。原因是,即使婚龄推迟,几乎所有人还是要结婚,因此,妇女从出生到初婚的递进比仍然接近1。分析还表明,分城乡、教育、民族和迁移流动状况的生育率差别很大。

由于对出生人口和子女的调整幅度没有把握,我们的估算并不完全精确。尽管如此,这些分析清楚地说明,1990年代,中国的总和生育率持续大幅度下降——就2000年而言,虽然不至于低到每位妇女1.2个子女,但或许在每位妇女1.5~1.6个子女之间。

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