【提 要】目的探讨生育政策调整初期陕西省的出生人口性别比及其影响因素。方法利用2010-2013年陕西省出生缺陷现况及其危险因素调查数据，对其中出生人口性别比进行统计描述，运用logistic回归分析出生人口性别比的影响因素。结果陕西省2010-2013年平均出生人口性别比为121.22,城乡出生人口性别比分别为113.15和125.38。分孩次出生人口性别比为一孩112.61；二孩126.93。logistic回归分析显示，家庭已有一子(OR=0.497)降低了第二孩生男孩的可能性，家庭已有两子(OR=0.442)、家庭已有一子一女(OR=0.116)降低了第三孩生男孩的可能性。结论陕西省出生人口性别比高于全国同期平均水平，生育政策调整后下降趋势明显，农村出生人口性别比高于城市，出生人口性别比随孩次升高，家庭已有孩子的性别和数量是出生人口性别比的主要影响因素。
【关键词】出生人口 性别比 孩次 影响因素
出生人口性别比是人口性别构成的重要因素，关系到婚姻、家庭、经济和社会发展等一系列问题[1]。随着人口总量增速放缓，出生人口性别比偏高成为中国人口发展的新特点[2]，陕西省也不例外[3]。全国第六次人口普查结果显示，陕西省出生人口性别比为116.10[4]，高于学术界认定的正常值水平[5]。而自2009年7月1日起，陕西省开始落实“双独二胎”政策[6]，在生育政策调整后，陕西省出生人口性别比可能出现变化。为此本研究利用2010-2013年陕西省出生缺陷现况及其危险因素调查中的数据，对“双独二胎政策”实施后陕西省出生人口性别比及其影响因素进行探究。
对象与方法
1.研究对象：2010-2013年曾经怀孕且妊娠结局明确的15～49岁育龄妇女及其末次妊娠生育的子女，排除子女资料不详、生育史不详的孕妇。
2.研究方法：本研究资料来源于2013年开展的陕西省出生缺陷现况及其危险因素调查，该调查为横断面研究，采用分层多阶段随机抽样，对陕西省各区县按城乡分层后，考虑城乡比例、人口密集度、生育水平，随机抽取10个城区和20个县。从样本城区中随机抽取3个街道办事处，样本县中随机抽取6个乡；每个街办和乡中随机抽取6个社区或村；每个社区和村中分别随机抽取60名和30名2010年后曾经怀孕且结局明确的15～49岁育龄妇女进行调查[7]。采用问卷调查法，收集调查对象的社会人口特征、生育史、末次妊娠相关情况等信息。本研究主要利用的是育龄妇女末次妊娠的生育数据，除了出生性别，主要关心的因素还包括：新生儿的出生日期、孩次；新生儿母亲的生育年龄、民族、居住地、文化程度、职业、婚姻状态、家庭已有孩子的性别和数量等。分析时考虑到地区差异较大，按地理环境分为陕北地区、关中地区、陕南地区进行分析。此外，考虑到家庭已有子女的数量可能影响出生人口性别比，按孩次分层后进行讨论。
关于2012年的水利规划计划工作，陈雷部长提出了明确要求，学文同志进行了具体的布置。这里，我再强调以下三项工作的落实。
设计断面均为梯形，采用C20 F50 W4混凝土衬砌，衬砌厚度6～8 cm。每隔8～10 m设一道横缝。渠道衬砌断面在水力计算的基础上，结合当地没有取土场地和群众接受度的实际情况，进行了经济比较后确定，结果见表1。
Translator's note（译者注释）: “Xi Shi was a famous beauty in the ancient Kingdom of Yue. Dong Shi was an ugly girl who tried to imitate her ways.”［5］295
3.分年度孩次分布：在被调查的新生儿中，孩次为一孩者14602人，二孩者11274人，三孩及以上者1008人。递进孩次性别的出生人口性别比为一孩112.61；二孩126.93，其中家庭已有一子的二孩87.56，家庭已有一女的二孩175.53；三孩及以上229.41，其中家庭已有两子的三孩51.43、家庭已有一子一女的三孩115.31、家庭已有两女的三孩444.15(表3)。
4.相关定义：出生人口性别比(SRB)指某年出生的婴儿中每百名女婴对应的男婴数[8]，计算式为：
4.变化趋势：2010-2013年各年度总体出生人口性别比分别为132.35、126.81、116.62和117.30，城市出生人口性别比分别为131.37、111.34、111.65和110.19，农村出生人口性别比分别为132.71、133.35、119.23和122.27，总体呈下降趋势。各年度总体出生人口性别比偏离度分别为23.69%、18.51%、9.01%和9.63%。其中一孩各年度的出生人口性别比分别为123.55、118.06、108.75、108.50，下降趋势较为明显；二孩各年度的出生人口性别比分别为133.33、131.98、121.84、125.62，呈先下降后小幅回升的趋势(图1)。
出生人口性别比偏离度反映出生人口性别比的偏离情况，计算式为：
出生人口性别比95%置信度下的置信区间(95%CI)为[9]：
出生人口性别比偏离度
5.出生人口性别比的影响因素：logistic回归分析结果显示，家庭已有一子(OR=0.497,95%CI=0.460～0.537)降低了第二孩生男孩的可能性；家庭已有两子(OR=0.442,95%CI=0.271～0.722)、家庭已有一子一女(OR=0.116,95%CI=0.074～0.184)降低了第三孩生男孩的可能性。母亲生育年龄、居住地、民族、文化程度和婚姻状态对一孩、二孩及三孩生男孩的可能性均无显著影响(表4)。
结 果
2.地区分布：共调研30个地区，包括20个县10个城区，城乡出生人口性别比分别为113.15和125.38；陕北、关中、陕南三地出生人口性别比分别为132.07、117.12和119.28。见表2。出生人口性别比最高的区县是神木县(159.14)，其次是旬邑县(145.77)和武功县(141.82)，出生人口性别比较低的区县是新城区(97.23)，其次是蒲城县(98.64)和莲湖区(106.86)。
表1不同性别婴儿的基本特征
基本特征男婴(n=15988)人数构成比(%)女婴(n=13189)人数构成比(%)χ2值P值母亲生育年龄(岁)0.2900.865<202771.762181.6820～341408189.551164189.63≥3513678.6911298.69居住地7.5690.006农村1271979.951032878.64城镇319020.05280621.36母亲民族0.0220.881汉族1586899.251309299.26少数民族1200.75970.74母亲职业6.0120.198农民1019663.77824862.54工人10836.779287.04商业和服务业180211.27149111.30军人179011.2154211.69其他11176.999807.43母亲文化程度11.2930.004小学及以下203912.75157511.94初中798149.92645548.94高中及以上596837.33515939.12母亲婚姻状态0.1880.665初婚1560197.811288197.88其他3502.192792.12
1.调查对象的一般情况：共调查2010-2013年曾经怀孕且妊娠结局明确的15～49岁育龄妇女30027人，获得末次妊娠活产婴儿29528人，剔除性别不详及母亲生育史不详的婴儿351人，对29177名婴儿进行分析。其中男婴15988人，女婴13189人，平均出生人口性别比为121.22。婴儿母亲的平均生育年龄为(27.10±4.77)岁，平均孕次为(1.64±0.81)次，平均产次为(1.44±0.59)次；平均受教育年限为10.37年，其中小学及以下学历者3614人(12.39%)，初中学历者14436人(49.5%)，高中及以上学历者11127人(38.2%)；职业为干农活或家务者18444人(63.2%)，其他职业者10733人(36.8%)。男、女婴儿仅在居住地和母亲文化程度两个方面差异有统计学意义(表1)。
3.质量控制：由经过严格统一培训考核的西安交通大学的硕士研究生和本科生担任调查员，使用统一设计的调查表对调查对象进行面对面问卷调查。调查前与调查对象签订知情同意书，调查后由专人审核问卷，核对数据并进行逻辑检查，确保问卷质量。
图3示，CEACAM1表达水平高(χ2=30.511，P<0.001)且以细胞质表达为主(χ2=36.438，P<0.001)的食管癌患者5年生存率明显低于 CEACAM1表达水平低且以其他表达为主的患者。
出生人口性别比
表2各地区分孩次出生人口性别比构成比较
陕北关中陕南χ2值P值一孩116.97(116.30～117.64)108.69(108.25～109.13)118.55(117.84～119.26)5.7810.056二孩及以上150.44(149.78～151.10)128.72(128.22～129.22)119.63(118.84～120.42)21.895<0.001所有婴儿132.07(131.61～132.53)117.12(116.81～117.43)119.28(118.77～119.79)18.503<0.001
表3递进孩次性别出生人口性别比(95%CI)
年份一孩二孩已有一男已有一女合计三孩及以上已有两男已有一男一女已有两女合计合计性别比SRB偏离度(%)2010123.55(122.64～124.46)92.89(91.47～94.31)185.63(184.29～186.97)133.33(132.37～134.29)46.67(37.70～55.64)211.11(203.18～219.04)558.82(553.66～563.98)304.65(301.08～308.22)132.35(131.73～132.97)23.692011118.06(117.38～118.74)90.88(89.76～92.00)184.30(183.27～185.33)131.98(131.23～132.73)40.00(31.80～48.20)93.75(88.77～98.73)474.07(469.92～478.22)214.63(211.94～217.32)126.81(126.34～127.28)18.512012108.75(108.22～109.28)82.39(81.45～83.33)171.60(170.74～172.46)121.84(121.22～122.46)63.16(55.93～70.39)153.33(148.73～157.93)363.46(360.39～366.53)238.39(236.10～240.68)116.64(116.26～117.02)9.012013108.50(107.86～109.14)88.87(87.70～90.04)166.67(165.61～167.73)125.62(124.85～126.39)56.25(48.08～64.42)66.67(60.71～72.63)529.41(524.23～534.59)185.50(182.42～188.58)117.30(116.84～117.76)9.63合计112.61(112.29～112.93)87.56(87.00～88.12)175.53(175.01～176.05)126.93(126.56～127.30)51.43(47.41～55.45)115.31(112.60～118.02)444.25(442.21～446.29)229.41(228.02～230.80)121.22(120.99～121.45)13.29
图1出生人口性别比趋势变化图
5.统计学分析：运用EpiData 3.1软件进行数据双录入，采用SPSS 18.0和SAS 8.0软件进行数据整理和统计分析。计量资料采用表示，计数资料采用率或构成比(%)表示，采用χ2检验进行率的比较。采用双侧统计检验，P≤0.05为差异有统计学意义。运用logistic回归分析出生人口性别比的影响因素，模型1探究母亲生育年龄、居住地、民族、文化程度和婚姻状态等可能的影响因素对第一孩生男孩的影响。模型2和模型3在模型1的基础上加入了家庭已有子女的情况，分别探索这些因素对第二孩生男孩和第三孩生男孩的影响。所有因素均转化为分类变量(表1)，以符合logistic回归模型非线性的特性，各回归模型假设检验显著性水平均设定为α=0.05(进入)和α=0.10(退出)。
表4对递进孩次性别状况的logistic回归分析
变量模型1P值OR值95%CI模型2P值OR值95%CI模型3P值OR值95%CI母亲生育年龄(岁) <201.0001.0001.000 <20～0.1511.2290.928～1.6280.7441.0560.760～1.4680.1603.2280.630～16.525 ≥350.4361.1010.864～1.4020.6291.0260.924～1.1400.8620.9700.687～1.369居住地 城镇1.0001.0001.000 农村0.1030.9350.863～1.0140.4061.0550.930～1.1980.8330.9280.464～1.854民族 少数民族1.0001.0001.000 汉族0.8880.9720.653～1.4470.4560.8260.499～1.3660.9401.1080.076～16.079母亲文化程度 从未上过学1.0001.0001.000 小学0.3020.9220.790～1.0760.7011.0210.918～1.1360.7710.9480.663～1.357 初中0.3450.9270.793～1.0850.7731.0190.895～1.1610.4330.7990.457～1.399 高中及以上0.9871.0040.656～1.5340.7960.9700.769～1.2230.9120.9640.504～1.844婚姻状态 非初婚1.0001.0001.000 初婚0.6351.0680.815～1.3980.7351.0410.825～1.3120.0941.7290.911～3.284家庭已有子女的情况 家庭已有一女1.000 家庭已有一子<0.0010.4970.460～0.537 家庭已有两女1.000 家庭已有两子0.0010.4420.271～0.722 家庭已有一子一女<0.0010.1160.074～0.184
讨 论
以往研究认为，我国偏高的出生人口性别比可能与限制性的生育政策有关[10]。本研究以陕西省为例，利用较大规模的调查数据回顾性分析了出生人口性别比的现状，从本研究的结果来看，2010-2013年陕西省平均出生人口性别比为121.22，高于全国第六次人口普查中陕西省的出生人口性别比116.10，也高于全国同期平均水平118.06[11]。以往文献中陕西省出生人口性别比从20世纪80年代开始高于正常值并呈持续升高的趋势[3]，而本研究中2010-2013年陕西省出生人口性别比出现下降趋势，提示生育政策的调整可能对陕西省出生人口性别比有缓解作用。
陕西省出生人口性别比城乡差异明显，以陕北地区出生人口性别比为最高。各区县中神木县、旬邑县和武功县等地出生人口性别比较高，新城区、蒲城县和莲湖区出生人口性别比较低。推测这种明显的地域差异可能与生育文化、生育意愿及计划生育政策等因素有关[12]。孩次分布呈现为出生人口性别比随孩次升高而升高，家庭已有一女的二孩、家庭已有两女的三孩出生人口性别比为最高，这可能与传统观念中“得子而止”的生育模式有关[13]。一孩各年度的出生人口性别比下降趋势较为明显，二孩各年度的出生人口性别比呈先下降后小幅回升的趋势。因此对于陕西出生人口性别比较高的区域和二孩家庭应采取针对性措施进行重点关注和管理，完善孕期随访服务，加强社会保障制度建设。
后来在他们的相处中，她还是发现了程江许多缺点，譬如坚持己见，大男子主义等，都让她不能忍受，她恃宠而骄对他进行批评教育，耳提面命。
以往研究推测，出生人口性别比可能与出生顺序、母亲生育年龄、居住地、民族、文化程度等因素有关[14]。因此，本文重点对这些因素进行了探究，发现家庭已有孩子的性别和数量是陕西省出生人口性别比的主要影响因素，而母亲生育年龄、居住地、民族、文化程度和婚姻状态等对出生人口性别比的升高均无显著影响，这与之前我国的相关研究结果一致[15-16]。虽然本研究的数据来源于横断面调查，但这些探究因素为固有暴露因素，本文对这些因素与出生人口性别比之间关系的研究符合因果推断的原则。另外，施学忠等认为出生人口性别比主要受到家庭已有孩子的性别和数量的影响这一现象说明高孩次存在性别选择[16]。杨成钢等分析认为，性别选择是生育政策约束下家庭中孩子数量的性别替代，是家庭在对孩子数量诉求得不到满足退而求其次的情况下做出的生育行为选择[17]。因此，相关部门应重视出生人口性别比偏高的问题，适当放宽生育政策，宣传新型生育观念，杜绝非医学需要的胎儿性别鉴定和选择性别的终止妊娠，加强出生人口性别比的综合治理工作[18]。
由于本研究属于横断面研究，调查时间跨度较短，未能充分体现出生育政策调整对出生人口性别比的影响，存在一定的局限性，而且调查过程中可能出现婴儿的父母为符合生育政策的要求对家庭已有孩子的数量和性别进行隐瞒的现象，需要进一步收集相关数据分析验证。本研究结果来自陕西省调查数据，代表性有限，尚不能说明全国出生性别比的情况，但具有一定的参考价值。
参 考 文 献
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*基金项目：国家自然科学基金(81230016)；陕西省卫生和计划生育委员会出生缺陷防治课题研究(sxwsjswzfcght2016-013)
△通信作者：党少农，E-mail:tjdshn@mail.xjtu.edu.cn
(责任编辑：郭海强)
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