中国出生人口性别比研究（上) 早在 1993 年 4 月 19 日，当"人民日报"首次报道了中国第三次人口普 查 1981 年全国 29 个省、自治区、直辖市全年出生婴儿性别比为 10847 之 后，出生性别比的问题就引起了中国政府的高度重视。
有关出生性别比偏高问题的研究，也成了国内人口研究最为关注的一 个课题。
1986 年，在国家计划生育委员会的提议与倡导下，在各省、自治区、 直辖市计划生育委员会经过充分的调查与研究的基础上，与人口研究单位 联合召开了全国出生性别比专题研讨会，广泛、深入地分析与探讨了全国 及各地区出生性别比偏高成因及其相关问题，当时在国内这是前所未有， 在国际上也实属罕见。
迄今为止，有关出生性别比问题的研究成果，大多数都未突破 1986 年全国出生性别比专题研讨会对 1981 年出生性别比升高进行归因分析的 思维定势。
近期，一些西文学者及宣传媒体，对始于 80 年代初的中国出生人口 性别比逐年升高成因，所作出的种种猜测、质疑与分析基本是老调重弹。
之所以如此，主要因为至今仍未有令人置信的相关成果可以诠释，使 尚存疑点得以消除、尚存问题得以圆满答复所致。
美国密西根大学人口研究中心主任巴巴拉。
安德森教授和布赖恩。
西尔弗教授，针对有关中国 80 年代来出生性别比变动研究的近期成 果与结论，在 1994 年关于中国的生育与出生性别比专题研究报告中，明 确而坦率地指出虽然我们对中国的出生性别比升高进行了一些可能性解 释的探索，但要肯定地回答这一问题，只能期盼于今后的研究。
重新认识出生性别比的概念、理论及其值域问题所谓出生性别比，通 常是为了便于观察与比较所定义的每出生百名女婴相对的出生男婴数。
出生性别比对某一人口一定时期内出生的婴儿总数而言，可有人口出 生性别比；出生性别比对分孩次而言，可有分孩次出生性别比。
所谓某人口出生性别比，是指该人口某一时期通常为一年内出生的男 婴总数与女婴总数的比值，用每百名出生女婴数相对应的出生男婴数表示。
例如，某人口 1975 年的出生性别比为 105，则表明在 1975 年出生总 人口中，每出生 100 名女婴相对应的男婴出生数为 10520 世纪 50 年代中 期 1955 年 10 月，联合国在其出版的《用于总体估计的基本数据质量鉴定 方法》手册Ⅱ，Ⅱ认为"出生性别比偏向于男性。
一般来说，每出生 100 名女婴，其男婴出生数置于 102～107 之间。
"此分析明确认定了出生性别比的通常值域为 102～107 之间。
从此，出生性别比值下限不低于 102、上限不超过 107 的值域一直被 国际社会公认为通常理论值，其他值域则被视为异常。
1967 年美国优生协会出版的《优生季刊》第 14 卷第 2 期，刊登了印 度孟买大学经济系普拉文。
维萨里亚的"登记相对完整的国家及地区出生性别比"一文。
在该文给出的 80 个国家及地区出生性别比中，有 50 个置于 1040～ 1070， 低于 1040， 而置于 902～1039 的有 23 个， 高于 1070 而置于 1072～ 1170 的有 7 个。
1969 年美国的唐纳德· 博格在《人口统计原理》一书中指出，出生性 别比约为 105 或 106；1971 年肯尼恩。
坎梅耶在《人口入门》一书中指出，出生性别比高 102，但常为 105， 而生活条件差及艰难的地方，出生性别比低 102；1976 年亨利。
赖奥克等在《人口统计方法与材料》一书中指出，多数国家出生性别 比为 104～107；1981 年罗伯特。
加德纳在 《人口统计分析技术》 一书中指出， 出生性别比为 105～107； 1982 年，雪莉。
福期特。
哈特利在《人口比较》一书中指出，出生性别比为 103～106 总之， 众说不一。
由于出生性别比值域在 102～107 之间，涵盖了全球多数人口的出生 性别比囊括了绝大多数国家和地区，因而便成为对调查与登记数据进行质 量评估的重要参考以及出生性别比是否"正常"的判别标准。
然而，如果出生性别比低于 102 或高于 107，是否就可以断定其统计 质量低或出生性别比异常呢？仅凭此就武断地认定其统计质量低，并不可 取；仅凭此而不管其高出 107 多少或低于 102 多少就武断地认定其出生性 别比异常，也不可取。
因为影响出生性别比高于 107 或低于 102 的因素中，有些至今仍未被人们所认识。
无论是从定性看还是从定量看，也无论是从定性与定量结合看，不少 矛盾现象的矛盾解释所导致的矛盾性结论，在客观上已说明了这一点。
绝大多数学者普遍认为，无论是从一定时空条件上的出生婴儿总数看， 还是从其分孩次出生看，男婴与女婴的出生概率虽有差异，但各自的出生 概率上基本相对稳定或略有微小波动的，其出生性别比通常波动在 102～ 107 之间。
1984 年瑞典人口学者斯滕。
约翰逊认为"如果只有那些生过第一孩是女孩的家庭才去再生育第二 孩的话，这种决定所生子女数量的做法是否会影响出生性别比？统计上的 回答是不会。
这是因为第一孩的性别不会影响第二孩的出生性别"。
此话断定了第二孩及其以上分孩次、分性别次序的母亲再育，完全与 再育前母亲生过的孩次、性别次序史无关，其实质是坚持男婴或女婴的出 生概率都是一个相对稳定的不变值，既不认为分孩次出生性别比随孩次升 高而升高为政党，也不认为分孩次出生性别比随孩次升高而降低为正常。
若"母亲生下第一个孩子的性别与再生第二个孩子的性别完全指的是 母亲"马瀛通 1993，1994，即以母亲再育前所历经的出生子女性别次序为 条件，这就形成了统计学上的条件概率，回答就不会是否定而是肯定。
本文作者认为，分孩次出生性别比升高的一个不可忽视的因素是与分 孩次、分性别次序的母亲再育或控制再育所占比重不同密切相关，男婴与 女婴的出生概率分别与曾生子女先后出生性别次序不同的母亲再育所占比重相关。
在论述出生性别比问题时，学者朴柴冰和楚兰湖-在 1995 年第 1 期的 《人口与发展论坛》，21，1，1995 中提出了三种水平的出生性别比失衡 其一是人口总体出生性别比水平；其二是分孩次出生性别比水平；其三是 家庭规模出生性别比水平。
对于前两种提法，无疑是正确的，而对于后一种提法，则值得商榷。
因为他们所指的家庭规模是家庭的现存活子女数，而现存活子女年龄 差异大，其出生的时间明显不同，不属于同期的时间范 畴，因而不能直接用来表征出生性别比的要领。
具体来说，若是在生有一个孩子的家庭中，多数生有一个女孩的家庭 因生了第二个孩子而变成了生有两个孩子的家庭，必然会导致生有一个男 孩的家庭所占一个孩子家庭的比重过大，其性别比无可置疑地要极端偏高。
可见，以不同家庭孩子数划分的家庭规模性别比的高低，绝不能用来 表征出生性别比的水平。
重新认识出生性别比与出生数量间的关系问题近年来，在全国性会议 材料、报刊、研究报告甚至学术刊物中，仅凭为数极其有限的一村、一乡 或一县的一年的出生婴儿数，就对所计算出的出生性别比冠以 "正常"或" 失调"的结论，已是屡见不鲜，这是问题其一。
从统计学讲，若观测的样本大到近 1000 万人，其误差趋近于零，这 也是无可质疑的。
1990 年中国第四次人口普查的 1 与 10 抽样，其样本人口都超过 1000 万，分别为 1100 万和 11000 万。
以 1 的普查样本获得的出生婴儿性别比为 1114，以 10 的普查样本获 得的出生婴儿性别比为 1115 北京大学人口所的学者对这种差异提出了质 疑，认为这是在研究出生性别比问题中出现的一个百思不得其解的问题。
这是问题其二。
在无极端因素直接干扰的条件下，出生性别比值的变动规律呈明显的 大数定律牲。
所谓大数定律，是指对大量随机现象中普遍存在的必然性与规律性的 抽象化总结。
其核心内容一是明确指出，小量的观察很难从统计指标数值中得出必 然的规律性的结论；二是十分肯定地认为，只有对所研究对象的随机现象 进行充分而大量的观察，才能得出反映研究对象在一定条件下的必然性与 规律性结论。
随着研究对象的观察单位数增加到足够量时，研究对象的规律才通过 误差很小的稳定性统计指标值反映出来。
出生性别比指标具有大数定律性质的这一显著特征，明确地说明了不 同的出生婴儿观察量所得出的出生性别比，在一定置信度上必有其相应的 置信区间观察出生性别比如同观察简单随机抽样结果一样，要保证计算出 的出生性别比在 95 置信度上的置信区间范围很小，就必须保证有足够的 相应观察样本规模，否则误差相当可观。
例如，检测一个人口某年的出生性别比为 1100 的 95 的置信度上，该 值的上下限误差不超过 04，若要保证在 95 的置信度上，该出生性别比准 确度要置于 10960～1104 之间，那么此需的出生样本观察量高达成 300 万人；若要保证在 95 的置信度上，该值上下限误差不超过 18 即保证该出生 性别比准确度要置于 1086～1114 之间所需观察的出生样本量也要高达 10 万人。
上述涉及到的"足够量"， 通常是指在 95 置信度上， 要保证所检测的一 个以随机原则获取的统计值，在其上下误差不超过一定的数值所需要的观 察样量。
若所观察的样本量越大，其检测的统计值的误差就越小；若所观察的 样量越小，其检测的统计值的误差就越大。
根据计算，1 普查抽样的样本出生性别比为 115362，其 95 置信度上 的出生性别比置区间为 114603～116127，即样本出生性别比 115362 的上 限误差为 0759， 下限误差为 0765； 10 普查抽样的样本出生性别比为 111649， 上限与下限的误差均为 0233 比 1 与 10 普查抽样计算的样本出生性别比及 其在 95 置信度上置信区间的范围，显而易见的是 1 普查抽样的样本出生 性别比在 95 置信度上置信区间的上限值 111649 排除在外。
因此，出现了一定意义上的矛盾现象。
如果没有意外的特殊情况，凭借抽样的一般理论，便可以断定以 1 普 查抽样计算的样本出生性别比对总体的代表性较差，其产生原因不外乎有 三种要么是抽样技术问题要么是质量控制问题；要么是抽样技术问题与控 制问题兼而有之。
需强调指出的是 1 普查抽样的基本单位是村与居委会而不是户。
根据抽样的基本常识可知，整群抽样本分布均匀性，其样本代表性较 差也较大。