流动人口出生性别比偏高的贡献情况

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1、流动人口出生性别比偏高的贡献情况　　伴随着快速的人口转变，至20世纪80年代初出生人口性别比的持续偏高已经成为我国人口结构性变化的显着特征。1982年以来的历次人口普查数据显示，我国出生性别比分别为108.47、111.14、116.86和118.06。与此同时，伴随着经济社会的高速发展，大量的流动人口从农村、小城镇涌入城市地区。《中国流动人口发展报告2013》显示，2012年我国流动人口规模达2.36亿人，占全国人口总数的17%，其中流动已婚育龄妇女占到了全国已婚育龄妇女数量的1/4，且2012年的生育数量已占到全国出

2、生总数量的1/3。　　［1］巨大的流动人口规模是否推高了全国人口出生性别比？焦亚波（2005）分析认为流动人口是造成大城市出生性别比偏高的主要原因，［2］伍海霞、李树茁、杨绪松（2005）发现中国农村未流动人口、农村流入城镇人口和城镇本地人口的出生性别比均偏离了出生性别比的正常水平，认为农村人口流入加剧了城镇男孩偏好观念，推高了城镇出生性别比。　　［3］陈卫、吴丽丽（2008）研究发现城市外来人口生育的性别偏好与农村本地人口和城市本地人口相比没有显着差异，都存在强烈的生男意愿，并且认为城市出生性别比偏高，既有外来人口的作

3、用，也有本地人口的作用。　　［4］然而，陈友华（2006）利用广东省2000年人口普查数据分析认为外来妇女生育对广东省出生性别比失调没有任何实质性影响。　　［5］因此，学者们普遍认为流动人口出生性别比存在偏高，但受到数据的可得性限制，并没有直接考察流动人口出生性别比水平，以及未明确导致流动人口出生性别比偏高的重点对象和重点区域。　　本文利用2013年全国流动人口动态监测调查数据，对流动人口的生育孩次、分户籍性质、流出和流入区域的出生人口进行整理，得到流动人口出生性别比水平和不同特征下的出生性别比，再借鉴经济学中贡献率的概

4、念，计算并分析流动人口出生性别比偏高的贡献状况，为明确综合治理流动人口出生性别比的重点对象和重点区域提供依据。　　一、数据、处理和贡献率计算　　（一）数据与处理　　本文的数据主要于2013年全国流动人口动态监测调查数据（简称流动人口调查），在对比分析过程中还使用到中国2010年人口普查资料（简称六普）、2005年1%人口抽样调查和历年1‰人口抽样调查等相关人口数据。　　2013年全国流动人口动态监测调查是以31个省（区、市）和新疆生产建设兵团2012年全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段、与规

5、模成比例的PPS方法进行抽样，包括四个调查问卷。本文主要利用流动人口动态监测调查问卷（A）的数据，它的调查对象为在本地居住一个月及以上、非本区（县、市）户口的男性和女性流动人口（2013年5月年龄为15~59周岁，即1953年6月至1998年5月间出生）。为此，将流动人口界定为在本地居住一个月及以上、非本区（县、市）户口的男性和女性人口；流动人口出生人口为流动人口于流动之后在流入地出生的人口，即通过出生的时间和地点两个维度进行界定，这些界定是数据处理的基础。流动人口出生性别比表示为流动人口出生100个女孩数与之对应的出生

6、男孩数。　　流动人口动态监测调查问卷（A）的样本容量为198795个，根据流动人口出生人口界定，运用stata12.0软件对该调查数据进行不同特征下的出生人口数量整理。处理结果发现，有些年份或某些特征下出生人口数量较小。根据乔晓春（2006）研究发现当出生人口小于3000或总人口小于30万时计算出生性别比将存在较大的偏误，当出生人口小于500人时，误差将达到正负9。［6］为避免小样本带来的误差，提高结论的可靠性，分三个阶段进行考察，即2001~2005年、2006~2010年、2011~2013年。　　（二）贡献率的计算

7、方法　　若流动人口出生性别比处于偏高状态，仅凭不同特征下出生性别比的对比，无法判断它们对流动人口出生性别比影响作用的大小，更不能确定导致流动人口出生性别比偏高的重点对象和重点区域。为此，借鉴蔡菲（2007）利用经济学中的贡献率的概念，计算流动人口出生性别比不同特征下的贡献率。［7］计算方法如下：　　假设某一特征（用i表示）下的第j个分量流动人口生育男、女孩数量分别为Bij、Gij，流动人口生育的男孩总数为Bi=∑Bij，生育的女孩总数为Gi=∑Gij，那么该特征下的流动人口出生性别比对流动人口出生性别比整

8、体偏高的贡献率为：【1】　　　　值得注意的是，若Bi-1.07Gi0，意味着人口出生性别比处于正常水平，认为该特征下的分量对流动人口出生性别比偏高的贡献为零。　　若Bi-1.07Gi>0，即总人口出生性别比处于偏高水平，当Bij-1.07Gij>0，那么该特征下的流动人口贡献大于零；当Bij-1.07G