羅冬梅，閆曉晉，胡佩瑾，張京舒，宋 逸，馬 軍

(北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，北京大學(xué)兒童青少年衛(wèi)生研究所，北京 100191)

早婚和青少年生育是影響聯(lián)合國可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)的重要指標(biāo)，對女性青少年及其后代的健康與福祉有重要危害[1-2]。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、收入不平等和教育可及性等結(jié)構(gòu)性因素對青少年結(jié)婚和生育有顯著影響，是地區(qū)間青少年早婚早育不平等的主要原因[3]。青春期是個體健康發(fā)展和人力資源積累的關(guān)鍵時期，減少這個時期的健康不平等，對減少全生命周期的健康不平等、提高全人群的健康水平具有重要意義[4]。本研究利用1990—2010年三次全國人口普查的匯總數(shù)據(jù)，分析中國15～19歲女性青少年結(jié)婚和生育地區(qū)層面的社會經(jīng)濟不平等性，為減少青少年早婚早育的地區(qū)不平等提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用二手?jǐn)?shù)據(jù)進行分析。1990、2000和2010年全國和各省份15～19歲女性人口數(shù)、婚姻狀況和生育狀況分別來源于第四次、第五次和第六次全國人口普查的匯總表[5-7]。人口普查采用全面調(diào)查的方法，以戶為單位進行登記，普查對象包括普查標(biāo)準(zhǔn)時點居住在中國且具有中國國籍的所有居民。經(jīng)過培訓(xùn)的人口普查員直接進行挨家挨戶調(diào)查，普查員在家戶住所，根據(jù)戶主或熟悉家庭情況的家戶其他人員提供的答復(fù)，填寫并核實人口普查表。人口普查表主要包括人口和住戶的基本情況，包括基本特征(如年齡、性別、民族)、受教育程度、婚姻狀況(未婚、已婚、離異、喪偶)、上一年是否有子女出生(出生日期和性別)等信息。1990年人口普查，所有調(diào)查住戶均填寫了婚姻和生育信息，2000和2010年人口普查，只有隨機抽取的10%住戶填寫了婚姻和生育信息。1990、2000和2010年各省份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(gross domestic product，GDP)來源于國家統(tǒng)計局地區(qū)數(shù)據(jù)[8]。

1.2 統(tǒng)計學(xué)分析

根據(jù)人口普查匯總數(shù)據(jù)計算1990—2010年全國及各省份15～19歲女性的已婚率和生育率：已婚率=(1-從未結(jié)婚人數(shù)/總?cè)藬?shù))×100%，生育率(/1 000人)=過去一年出生人口數(shù)/育齡婦女人數(shù)×1 000‰。

對于健康指標(biāo)，絕對不平等性和相對不平等性同樣重要[9-10]。本研究中，我們使用率差和不平等斜率指數(shù)(slope index of inequality，SII)來反映絕對不平等性，利用率比和集中指數(shù)(concentration index，CI)來反映相對不平等性，并使用集中曲線圖可視化不同年度的不平等性[10-11]。

率差被定義為：人均GDP最低省份的已婚或生育率-人均GDP最高省份的已婚或生育率。

率比被定義為：人均GDP最低省份的已婚或生育率/人均GDP最高省份的已婚或生育率。

不平等斜率指數(shù)[10-12]：SII是絕對不平等性的一種測量，可以理解為最高社會經(jīng)濟水平亞組與最低亞組健康狀況的差值。SII是基于回歸估計得到的指數(shù)，橫軸表示人口數(shù)的累計百分比(按人均GDP最低到最高排序)，將每個亞組橫坐標(biāo)中點的值定義為該組社會經(jīng)濟水平的相對排序(值為0～1)，縱軸為已婚率或生育率，與橫軸的相對排序一一對應(yīng)。通過加權(quán)最小二乘法估計健康指標(biāo)與社會經(jīng)濟水平相對排序的關(guān)系，權(quán)重為各個亞組的人口數(shù)占比?；貧w的斜率即為SII，可以理解為社會經(jīng)濟相對排序從0上升到1時，健康狀況改變的絕對值。本研究使用Stata中的riigen模塊計算SII。

集中指數(shù)與集中曲線圖[11,13]：將各省份人均GDP作為社會經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)，集中曲線以橫軸表示人口數(shù)量累計百分比(按人均GDP最低到最高排序)，縱軸表示已婚或生育累計百分比。如果已婚或生育在各社會經(jīng)濟亞組中均勻分布，集中曲線與對角線重合；如果較低社會經(jīng)濟水平人群擁有較高的已婚率或生育率，集中曲線在對角線上方；反之，則在對角線下方。集中曲線與對角線之間面積的兩倍稱作集中指數(shù)，集中曲線在對角線上方時為負值，在下方時為正值。當(dāng)結(jié)局變量為有界時，需要進行集中指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化[13]。集中曲線與對角線的距離越遠，集中指數(shù)絕對值越大，代表差異越大。本研究計算的集中指數(shù)為有界變量的Wagstaff標(biāo)準(zhǔn)化集中指數(shù)[13]，并進行不同年度間集中指數(shù)差異的比較。本研究使用Stata中的conindex模塊得到集中曲線和集中指數(shù)。

加權(quán)線性回歸：用于估計省級層面青少年已婚率或生育率與人均GDP的關(guān)聯(lián)。因變量為已婚率或生育率，自變量為人均GDP的自然對數(shù)，表示為logGDP，回歸權(quán)重為分年份和和省份的人口數(shù)量，回歸系數(shù)表示人均GDP每上升100%已婚率或生育率的變化情況。分別對1990、2000和2010年建立回歸模型。此外，另建立回歸模型，在其中調(diào)整年份，并納入年份和logGDP的交互項，用于判斷與1990年相比，2000年和2010年的回歸系數(shù)是否有差異。

所有分析使用Stata 16.0進行，檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 1990—2010年中國15～19歲女性青少年結(jié)婚和生育狀況

1990年、2000年和2010年15～19歲女性婚姻狀況的樣本量分別為58 507 832、4 536 681和4 097 621，生育狀況的樣本量分別為57 555 008、4 464 625和4 634 387，見表1。1990—2000年，全國15～19歲女性的已婚率從4.7%下降至1.2%，但在2010年反彈至2.1%。生育率從1990年的22.0/1 000人下降至2000年的6.0/1 000人，2010年進一步下降為5.9/1 000人。1990—2010年，貴州的人均GDP始終最低，其青少年已婚率逐步下降，而生育率在1990—2000出現(xiàn)上升；上海的人均GDP始終最高，其青少年已婚率和生育率均在2000—2010年出現(xiàn)較大回升，見表2。

表1 1990—2010年各省份15～19歲女性青少年婚姻和生育狀況的樣本量

In the 1990 census, all the residents filled out the information on marriage and childbirth status; however, in the census of 2000 and 2010, only 10% randomly selected residents filled out that information. NA, not available.

表2 1990—2010年與人均GDP相關(guān)的女性青少年結(jié)婚和生育的不平等性

a, Guizhou had the lowest GDP per capita and Shanghai had the highest among all the provinces irrespective of year. The unit for the column of “Overall”, “Guizhou”, “Shanghai”, ‘Rate difference” and “-SII (95%CI)”is % for the ever-married rate and per 1 000 for the fertility rate. SII, slope index of inequality; Rate difference, the rate of Guizhou minus the rate of Shanghai; Rate ratio, the rate of Guizhou divided by the rate of Shanghai; GDP, gross domestic product.

2.2 1990—2010年中國15～19歲女性青少年結(jié)婚和生育的社會經(jīng)濟不平等性

將人均GDP作為省份的社會經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)，1990—2010年人均GDP最低省份(貴州)和最高省份(上海)15～19歲女性青少年已婚率率差由4.9%持續(xù)降低為1.7%，而率比由7.4持續(xù)下降為1.5。15～19歲女性青少年生育率率差和率比在1990—2000有所上升，在2000—2010年下降，2010年分別為15.0/1 000人和4.7，見表2。

1990年，女性青少年已婚率和生育率地區(qū)層面的社會經(jīng)濟不平等性不具有統(tǒng)計學(xué)意義(SII和CI均P>0.05)，而在2000年和2010年，已婚率和生育率的SII均小于0(均P<0.05)，意味著存在女性青少年已婚率和生育率的社會經(jīng)濟不平等性，且人均GDP較低的地區(qū)擁有較高的已婚率和生育率。如表2中SII所示，2000年和2010年人均GDP最低人群的已婚率比最高人群分別高 2.4%(95%CI：0.4～4.4)和2.3%(95%CI：0.3～4.2)， 2000年和2010年人均GDP最低人群的生育率比最高人群分別高12.9/1 000人(95%CI：5.4～20.5)和 9.3/1 000人(95%CI：4.6～14.0)。如圖1所示，已婚的CI值在2000年和2010年分別為-0.32(P=0.02)和-0.17(P=0.03)，生育的CI值在2000年和2010年分別為-0.37(P<0.01)和-0.26(P<0.01)。已婚率CI在1990年、2000年和2010年這3個年度之間差異無統(tǒng)計學(xué)意義(F=2.58，P=0.08)，生育率CI年度之間差異有統(tǒng)計學(xué)意義(F=4.62，P=0.01)。

2.3 1990—2010年青少年已婚率和生育率與人均GDP的關(guān)聯(lián)

1990年青少年已婚率和生育率與人均GDP的關(guān)聯(lián)無統(tǒng)計學(xué)意義(均P>0.05)。2000年人均GDP上升100%，已婚率平均下降1.4%(95%CI：0.1～2.7)，生育率平均下降7.9/1 000人(95%CI：2.9～12.8)。在2010年，人均GDP上升100%，已婚率平均下降1.5%(95%CI：0.1～2.9)，生育率平均下降6.7/1 000人(95%CI：3.2～10.1)，見表3。

表3 1990—2010年中國女性青少年已婚率和生育率與人均GDP的關(guān)聯(lián)

a, unit of this column is % for the ever-married rate and per 1 000 for the fertility rate. This table shows the results of the weighted linear regression models. The dependent variables are the ever-married rate and the fertility rate, while the independent variable is logGDP (or are logGDP, year and [logGDP×year]). logGDP, the natural logarithm of GDP per capita; GDP, gross domestic product.

3 討論

早婚早育不僅對婦女和下一代的健康有不良影響，還會限制婦女受教育和就業(yè)的機會，影響其自我實現(xiàn)和社會地位[4,14-15]。早婚和青少年生育率被包含在2016年柳葉刀青少年健康與福祉委員會(2016 Lancet Commission on Adolescent Health and Wellbeing)提出的青少年健康和福祉的12個關(guān)鍵指標(biāo)之中，對于追蹤青少年健康及其不平等性具有重要意義[1,4]。1981年開始實施的由全國人民代表大會常務(wù)委員會頒布的新《中華人民共和國婚姻法》中規(guī)定了女性的最低結(jié)婚年齡為20歲，在一定程度上限制了中國女性青少年早婚早育行為的發(fā)生。然而本研究數(shù)據(jù)顯示，15～19歲青少年事實性婚姻和生育仍存在，尤其是在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，如本研究中的貴州。

將女孩留在學(xué)校被證明是減少早婚早育最有效的舉措[16]。1990—2010年，中國15～19歲女性已婚率和生育率大幅下降，可能的原因之一為這期間青少年受教育程度的大幅提高。根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)，15～19歲女性受教育程度≥高中的比例從1990年的10.6%，上升到2000年的28.4%，進而上升到2010年的49.0%[5-7]。本研究發(fā)現(xiàn)，2000—2010年15～19歲女性青少年已婚率出現(xiàn)反彈，而生育率保持相對穩(wěn)定。現(xiàn)有文獻顯示，這可能與“婚姻市場”男性過剩，將眼光投向更年輕的女性有關(guān)[17]?！爸啬休p女”的傳統(tǒng)觀念和1981—2015年的“一孩”政策使得中國出生性別比失衡[18-19]。2000年，性別比失衡的出生隊列(大約20歲)開始進入“婚姻市場”，帶來婚姻市場的男性過剩，至2015年20～24歲年齡段的男、女人口比例達到了1.11[18]。在男性過剩的背景下，年輕男性可能會訴諸替代策略來尋找配偶，例如轉(zhuǎn)向更年輕的、受教育程度低的女性，使得15～19歲女性已婚率和生育率回升[17,20]。

1990年，中國15～19歲青少年的已婚率和生育率相對較高，但未發(fā)現(xiàn)早婚早育的地區(qū)社會經(jīng)濟不平等性。2000年和2010年中國15～19歲女性生育率已經(jīng)低于高收入國家(2017年為16.2/1 000人)[21]，然而，2000年和2010年女性青少年已婚率和生育率存在顯著的社會經(jīng)濟不平等性，生活在經(jīng)濟發(fā)展水平較低省份的女性青少年更容易結(jié)婚和生育，可能的原因是不同經(jīng)濟發(fā)展水平的省份早婚早育下降速率不均衡，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的省份下降更為緩慢。全球?qū)用娴难芯堪l(fā)現(xiàn)，國家財富是青少年生育率的結(jié)構(gòu)性決定因素之一，富裕的國家青少年生育明顯更少[3,22]。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平意味著地區(qū)可利用的資源，是人群健康水平最基本的決定因素之一。目前，九年義務(wù)教育基本保證了小學(xué)和初中教育的全覆蓋，然而高中教育仍更多依賴于地方政府和家庭的投入[23]。人口普查數(shù)據(jù)顯示，2010年上海20～24歲女性受教育程度≥高中的比例為64.9%，而貴州僅為30.2%[7]。促進青少年健康最有效的干預(yù)方式是改變結(jié)構(gòu)性決定因素，尤其是提升教育的可及性[3]。在經(jīng)濟整體快速發(fā)展的背景下，如果沒有足夠的向貧困地區(qū)和貧困家庭的教育投資，可能導(dǎo)致高中教育的地區(qū)不平等，進而導(dǎo)致早婚早育的不平等。在青少年早婚早育地區(qū)不平等的背景下，減少貧困和收入不平等，加大對貧困地區(qū)的高中教育投入，對青少年整體健康水平的提高和公平性的促進具有重要意義[22]。

本研究用多種統(tǒng)計學(xué)方法探究女性青少年早婚早育的不平等性[10]。用率差和率比反映平等性簡單直接，但沒有考慮到中間群體的狀況和各個群體的人口數(shù)，只敏感于兩端值的變化。不平等斜率指數(shù)和集中指數(shù)，將不同社會經(jīng)濟水平亞組的人口數(shù)和健康狀況納入考慮，能反映整個人群的情況，但相較于率差和率比理解起來更為復(fù)雜。線性回歸更為直接地呈現(xiàn)了青少年早婚早育與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的關(guān)聯(lián)，呼應(yīng)了斜率指數(shù)和集中指數(shù)的結(jié)果。

本研究存在局限性，首先，由于人們傾向于隱瞞早婚和計劃外生育，本研究中15～19歲女性已婚率和生育率很可能被低估[24-25]；其次，受數(shù)據(jù)限制，本研究使用15～19歲已婚率作為早婚指標(biāo)，而非結(jié)婚年齡<18歲；最后，本研究為省份層面的生態(tài)學(xué)研究，無法確證因果關(guān)聯(lián)，也無法探究早婚早育不平等性的深層次原因。未來的研究可通過個體層面的收入、受教育程度等變量進一步探究青少年早婚早育的不平等性。