马瀛通 冯立天 陈友华 冷眸
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108.47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（Babara A.Anderson）教授和布赖恩.西尔弗（Brian D.Silver）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105。
20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）(Methods of Appraisal of Quality of Basic Data for Population Estimates, ManualⅡ)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（Pravin M.Visaria）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104.0～107.0,低于104.0，而置于90.2～ 103.9的有23个，高于107.0而置于107 2.～117.0的有7个。1969年美国的唐纳德·博格（Donald J Bogue）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 (Kenneth C.W.Kammeyer)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 (Henry S.Shryock)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(Robert Gardner) 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(Shirley Foster Hartley) 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(Sten Johanson)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（Chai Bin Pak）和楚兰湖（Num-Hoon Cho）在1995年第1期的《人口与发展论坛》（Population and development Review,Vol.21,No.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111.4,以10%的普查样本获得的出生婴儿性别比为111.5。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110 .0的95%的置信度上，该值的上下限误差不超过0.4，若要保证在95%的置信度上，该出生性别比准确度要置于109.60～110.4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1.8即保证该出生性别比准确度要置于108.6～111.4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115 .362，其95%置信度上的出生性别比置区间为114.603～116.127，即样本出生性别比115.362的上限误差为0.759，下限误差为0.765；10%普查抽样的样本出生性别比为111 .649，上限与下限的误差均为0.233。
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111.649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。这就是说，1%普查抽样的样本出生性别比较实际误差更大。
这一结论从某种意义上说，也是对1%普查抽样资料用于出生性别比问题研究的一种可靠性评估。其结果表明：使用1%普查抽样资料进行出生性别比分析，因受制于抽样资料可靠性的影响，必然要对其分析产生一定程度的偏差。
重新认识中国近期出生性别比异常升高主要是统计不实问题
对于中国80年代以来出生性别比升高的归因分析，国内外学术界虽在成因的主次排序上不同，在成因的确认上不同、在出生性别比升高是否反映客观事实上也不同，但有一点是共同的，即出生性别比大大高出107是一种反常现象。造成这种反常现象的原因可大致归结为：若干数量的已出生女婴被瞒报；若干数量的女性胎儿在性别鉴定后被人工流产；若干数量的女婴被溺害；其他。
有的学者（徐毅等 1991 ）认为，距调查时间较近的年份出生性别比较高，距调查时间较远的年份又“恢复正常”。为此，中国出生性别比升高的主要原因，吸能是瞒报漏报女婴所致。
有的学者（曾毅等 1993）认为，中国出生性别比升高的第一位原因是女婴漏报；第二位原因是日益严重的孕期非法性别鉴定；另外，加上溺弃女婴的陋习在少数地区仍然存在。
有的学者（乔晓春 1992）认为，“我国人口普查得到的出生婴儿性别比，反映的只是统计事实，对此问题的分析必然慎重，不能随意对其产生的原因进行解释。因为从数据本身还不足以发现原因”。在对近期中国出生性别比趋偏高的多种成因估计中，“更倾向于这样一种判断：我国1982年普查有漏报，而本次普查（1990年普查）漏报更为严重。我国实际的出生婴儿性别比在近十几年来可能有所提高，但估计不大可能超过107。现实出生婴儿性别比偏高是‘真实的提高’和‘虚假的提高’二者共同作用的结果”。
有的学者（李伯华 1994）认为，1989年全国城镇出生性别比；实际上最高也不会超过107. 7；同期的全国农村最高也不会超过110. 2。根据这一推论，女婴的漏报、瞒报，至少使普查获得的1989年城镇与农村的出生性别比分别提高了3.6和4 .2。进而得出：城镇的出生性别比上升是种“假性上升”，而农村的出生性别比是“真性”与“假性”影响大致持平。
国家计生委在，《关于防止出生婴儿性别比升高的意见》（1994）中指出：“一些专家和有关部门认为，，80年代以来出生婴儿性别比的统计数字偏高的主要原因是瞒报、漏报出生女婴，在高出正常值的统计数字中大约有二分之一至四分之三是瞒报、漏报女婴引起的”。
综上所述，如果把中国近期出生性别比升高的主要原因归咎于统计不实，实际上中国近期出生性别比并非像统计结果所表征的那样，或者说客观上中国近期出生性别比并非像统计结果所示的那么高。如果统计不实是第一位原因，在扣除所谓“在高出正常值的统计数字中，大约有1/2～3/4是瞒报、漏报女婴引起的”这部分统计不实之后，中国近期出生性别比的升幅肯定会大幅度降低。
众所周知，由于抽样调查的目的与资料的来源、样本的大小、方法的选择以及调查登记的时间跨度长短不同，往往使各次抽样调查的结果不尽一致。因此，国家计生委1988年2‰人口生育节育抽样调查中的性别比，与其之前的1987年1%人口抽样调查，以及与人之后的1990人口普查相比，差异都很大。鉴于从70年代起的男性死亡概率通常略高于女性死亡概率，虽然0～4岁各个年龄在其出生时的实际出生性别比理应略高于登记所得的0～4岁各个分年龄性别比，但是，登记所得的分年龄性别比通常仍可间接反映相应年度人口出生性别比的大体水平。
如果把0～4岁各个分年龄性别比看作是历年出生性别比的大体水平，1982年人口普查的0～4岁各个分年龄性别比高出107的有0岁的107.63 ，1岁的107.83和2岁的107.35。这表明中国人口出生性别比从1980年0～2岁各个年龄出生队列在1987年和1990年分别为5岁、6岁、7岁和8岁、9岁、10随，其相应的性别比为107.97、107.22、108.78、107.77、107.43。根据此间男性死亡概率略高于女姓死亡概率推断，其性别比理应呈一致性的下降趋势；但事实并非如此，且都高于107。这说明中国进入80年代以来，出生性别比升高是不可否认的客观事实。1987年0～4岁的各个分年龄性别比分别为109.60、111.56、110.02、109.90和 108.72，这表明自1983年起，中国人口出生性别比在继续升高，其相应出生队列在1990年人口普查时分别为3岁、4岁、5岁、6岁和7岁，性别比分别为109.12、108.47、108.65、108.64和108.69。虽然1987～1990年该队列的分年龄性别比都有所降低，但1989年的1岁和蔼岁两个出生队列的性别比下降3个百分点左右也是令人难以置信的。然而，其对应的个年龄出生队列性别比都在108.5及以上，这进一步说明，1983～1987年比1980～1982年的出生性别比又有了明显的升高。
出生性别比升高的趋势并没有在1987年止步，1990年人口普查给 出的1988～1990年0～2岁的各个分年龄性别比分别为111.75、111.59和110 .11，说明出生性别比在1987年之后仍继续攀升。
为此，可以认为3次调查用于性别比资料分析的数据质量是可靠的。这就是说，3次调查资料所得的有关反映中国近期出生性别比升高及升高所达到的程度，基本上反映了客观的出生性别比，并将之归因为统计不实及女婴瞒报、漏报则另当别论，因为那些零散的报道很难反映或不能反映中国人口出生性别比的总体水平。当然，认定这3次调查资料用来作出生性别比总体水平分析，其数据质量是可靠的，但并不意味着这3次调查资料的数据不存在少量的分性别出生瞒报、漏报、误报问题。确切地说，该数据质量可靠是相对的而不是绝对的。所谓“相对”指的是其数据质量中的问题，对分析研究出生性别比总体水平变动及其变动幅度的影响是次要的。
至于“距调查时间较近的年份出生性别比较高，距调查时间较远的年代又恢复正常”之说，则纯属在队列分析中，既没有对使用资料进行质量评估，也没有对两次不同时期调查资料的初始年代数据差异进行比较，因此完全是误用资料之果。详细分析请参见马瀛通著《出生性别比新理论与应用》一书。
重新认识出生性别比随孩次升高而升高等相关问题
1983年在分析中国1‰人口生育抽样调查的1981年全国出生婴儿性别比时，有的学者（柳春美，李竹）就指出：“以往的研究认为，一般情况下，妇女生育年龄越大，产次越高，婴儿的出生性别比反而越低”；“随着胎次的升高，出生性别比反而呈现上升的趋势，这个总是有待进一步深入调查研究”。
中外学者普遍认定以美国等若干西方国家的分孩次出生性别比随孩次升高而下降为准则，来判别其他人口的分孩次出生性别比变动是否正常。美国著名学者安斯雷.寇尔(A. Coale)据此在1990年提出：“中国的分孩次出生性别比随孩次升高而升高这一特征很难代表真实现象”，进而提出两种可能性的归因：一种是“溺婴的传统做法重新出现，致使高孩女婴遗失比重升高”；另一种是“超生的婴儿中抱养所占比重甚高，抱养他人孩子的妇女在其生育史不申报抱养的孩子”。
有的学者（高凌 1993）认为，出生性别比随孩次的升高而升高的现象并不是它的自然属性。在分析中国近期总人口出生性别比与分孩次出生性别比随孩次升高而升高时，不少学者认为这是由出生的第一、二孩比例上升、多孩比例下降所引发。不少学者还认为，中国近期分孩次出生性别比升高是随孩次与母亲生育年龄增高而上升，据此推断中国近期总体出生性别比升高是第二孩及其以上的出生性别比上升与母亲生育年龄推迟所致。
中国近期的第一孩出生性别比属正常范围，对此国内外学者都没有异议。二孩及以上出生性别比“异常”升高导致了中国总体出生性别比异常升高，而二孩及以上出生性别比“异常”升高的原因，美国学者艾尔德(Aird 1990)却认为，“中国强制性计划生育造成的溺杀女婴的结果”。与之观点近似的美国学者班久蒂 (Banister 1992)认为，中国的人口普查与抽样调查中报的存活男婴与女婴精神基本相同。出生性别比升高的主要原因，是女婴死亡率不断升高。澳大利亚学者赫尔（Hull 1990）认为，中国出生性别比升高的可能性解释有三种：其一是溺杀女婴；其二是产前鉴定；其三是漏报女婴。
中国城乡普遍实施计划生育始于70年代初，无论是从总人口出生性别比还是从分孩次出生性别比看，70年代出生人口性别比较60年代都略有下降（最高孩次除外），且70年代呈随孩次升高相应出生性别比也随之有所升高的态势。80年代与70年代相比，除第一孩外，分孩次出生性别比都有大幅度升高，而且总人口出生性别比也显著升高。尤其是第二孩出生性别比较第一孩出生性别比竟高出5个百分点。
70年代的中国出生人口性别比，可以排除现代最先进又便 捷的B超仪鉴定胎儿性别产生的影响。至于其它胎儿性别鉴定方法，因技术原因与多方面的严格限定，则完全可以忽略不计。由于70年代的二孩次出生性别比受有女无儿家庭的再育比重升高的影响，而只生有女孩子无男孩子的家庭再育，其相应出生性别比也升高。因此，导致分孩次出生性别随孩次升高而升高。
1986年马瀛通首次提出了某孩次的性别次序出生性别比的升降与该孩次母亲孕前所历经的出生子女性别次序有关的结论，并于1989年在他所著的《人口统计分析学》一书中再次加以确认。1990年陈友华在“中国婴儿出生性别比总是研究”一文中，通过分析证实了马瀛通所提出的这一结论。1991年美国东西方中心人口研究所段纪宪在“中国家庭形成过程中的性别选择和生育控制”一文中，虽也粗略而简单地阐述了孩次的曾生子女性别次序组合与下一孩次出生性别比有某些相关关系的初步认识，但受传统出生性别比基础理论的局限，又武断地认定中国正常出生性别比各种指标都是108，并以此为标准判定不同出生顺序与性别次序别出生性别比的偏差，造成自相矛盾的问题然而，文中所示的部分数据，其大致趋势也是对马瀛通、陈友华所做结论的种左证。1993年北京大学人口研究所曾毅等在“我国近年来出生性别比升高原因及其后果分析”一文中，根据该所李涌平于1992年对人口普查1%抽样数据带的分析资料，大致按出生顺序与性别次序划分计算出的1989年1月至1990年6月期间的出生性别比，已大体验证了上述结论。例如：第一孩出生性别比为105.60，在第二孩出生性别比的两种性别次序组合中，生过第一孩为女孩的母亲，其第二孩出生性别比高达149.44；而生过第一孩为男孩的母亲，其第二孩出生性别比低到101.40。如果说第一孩为女孩的母亲再育，其出生性别比高达149.44绝不是单一的出生顺序与性别次序因素所致，那么，第一孩为男孩的母亲，其第二孩出生性别比低到101.40则明显是出生顺序与性别次序因素作用的结果。
至于把中国近期总人口出生性别比升高归结为由出生人口中的第一、二孩比例下降引发的观点，或是与母亲生育年龄推迟有关的观点，都是将其外在表象误作本质所致。因为70年代“晚、稀、少”生育政策下的出生孩次比例，就是第一孩、二孩比例大幅度上升、多孩比例急剧下降，生育年龄大大推迟。然而，70年代的总出生人口性别比却为106.31,较60年代总出生人口性别比106.66还略低。这就充分说明了出生性别比与出生孩次构成比、生育年龄推迟与否均无质性相关关系。
如果以韩国1982～1988年的总和生育率急剧下降和同期的出生性别比迅速上升为依据进行相关分析，就会得出高度相关系数，从而认为出生性别比的异常升高与妇女生育水平的急剧下降有很大的关系。
如果以韩国总和生育率从60年代初的左右降至1982年的2.7，而同期的出生性别比正常或相对稳定为依据来进行相关分析，就会得出无相关关系的推论，从而认为出生性别比与妇女生育水平急剧下降没有相关关系。
韩国在生育问题上存在强烈男性偏好的条件下，出生性别比与妇女生育水平的迅速下降，在一个时期内没有相关关系，而在另一个时期内却有高度相关关系。这本身就说明在进行相关分析时，必须在定性准确的前提下进行定量分析，必须历史地、全面地看问题，不能割裂发展变化的过程。否则，就会把问题搞错，或产生截然相反的结论。同理，中国80年代以来出现的人口出生性别比异常升高现象，也与妇女生育水平急剧下降没有关系。产生出生性别比与妇女生育水平急剧下降有显著关系这样一个偏颇结论，主要原因是没能正确地掌握与运用相关分析方法。
中国与韩国都是在生育上男性偏好较强的国家。随着生育水平急剧下降至趋近于更替水平或以下，生育上的男性偏好也随之移到低孩次上。
虽然生育上的男性偏好不能直接影响出生子女的性别，但是，如果只生有男孩的家庭基本上都停止再生育，而只生有女孩的家庭基本上都再生育，或者说，如果只生男孩的家庭停止再生育的比例远远大于只生有女孩的家庭停止再生育的比例。在低生育水平下，相应的低孩次出生性别次序构成比分布，既是影响第二孩及其以上各孩次出生性别比升高的一大因素，也是构成总体出生性别比升高的一个重要成因。
由此可见，生育率急剧下降中产生的出生性别比升高，与分孩次出生性别次序别的构成比分布改变密切相关。然而，根据分孩次出生顺序与性别次序别出生性别比的理论值域可知，该值域对分孩次出生性别比及总体出生性别比升高幅度的影响是有限的。因此，中国与韩国的近期总体出生性别比与分孩次出生性别比的超常升高，更主要的原因是有相当数量的孕妇通过“B超”对胎儿性别鉴定并有选择性地进行人工流产。这就是说，受分孩次出生性别次序别构成比变动影响，本应是有限升高的出生性别比，但在胎儿性别选择性人工流产人为因素的干扰下，则远远背离了理论上允许的上升范围。
重新认识出生性别比升高与生育率下降速度等因素相关的问题
1993年中国人口信息研究中心《出生性别比》研究课题组认为，中国的出生性别比随着生育率的迅速下降而日趋严重。出生性别比存在着明显的地区差异，其归因与生育率下降速度关系密切。同年北京大学人口研究所学者涂平认为，“出生性别比失常是我国和其他一些（男）性别偏好强烈的国家和地区在生育率迅速下降过程中出现的带有一定普遍性的问题”。
有的学者（顾宝昌，Krishna Roy 1996）认为，近年来在一些亚洲人口中出现的出生性别比失调现象，可以被看作是以下4个因素互相作用的结果：重男轻女的文化环境；社会经济的发展水平；生育率下降的速度；人口工作的重点。近期中国人口出生性别比失调与“人口工作重点”相关，即与“人口政策和人口几乎全部集中于妇女生育子女数为代表的生育率下降”有关。
有的学者（穆光宗 1995）认为，80年代以来，中国伴随着生育率的持续下降，出生性别比呈现升高趋势，在中国不会是一种巧合而是必然，其根本原因是“歧视性性别偏好”的存在和强化。
西方发达国家的人口统计资料表明，西方发达国家从生育率开始下降到降至更替生育水平或其以下，普遍经历了100多年的自发下降过程。人口出生性别比虽然也有一定幅度的波动，但却从未超出102～107的值域范围，表现出高度和稳定性。妇女生育水平的高低及生育水平下降的过程，对出生性别比似乎没有任何影响。
中国人民大学人口研究所学者乔晓春于1992年指出：“瑞典在过去200多年中活产婴儿性别比出现了升高趋势，1751～1760年的平均值104.4增加到1971～1980年的平均值106.0。这一上升的过程是比较缓慢的，瑞典出生性别比的增长是与死产婴儿性别比的下降同时出现的”。虽然瑞典出生性别比升高1.6个百分点，但仍置于102～107的值域内，可以认为是相当稳定的。
在瑞典为代表的西方发达国家，之所以长期保持了出生性别比的稳定，主要是这些国家在生育上受性别偏好的影响较弱。因此，夫妇决定是否再生育，相对其曾生子女的孩次出生性别次序来说，其构成比分布特别是其中主要影响总体出生性别比的只生有女孩或只生有男孩的构成比分布基本上平衡或差异很小。虽然妇女生育水平下降，但妇女按其曾生子女出生顺序与性别次序划分的构成比分布并未发生明显差异，因而其出生性别比基本稳定不变。
日本自1872年开始分性别统计出生婴儿以来出生性别比一直相对稳定，波动相对较小，平均出生性别比为105.7。第二次世界大战之后，作为战败国的日本，生产力虽然遭受惨重的破坏，农村人口约占70%，但恢复发展却很快。与此同时，日本政府通过大力支持民间团体从事家庭计划活动，以此控制人口的过快增长，使 其人口出生率从1947年的34.3‰。急剧下降到1957年的17.2‰，在短短十年间出生率缩减了一半。战后日本经济社会发展从人口控制中受益，这是不可忽视的一个重要因素。
中国政府于60年代中期在部分城市搞计划生育试点，70年代初在全国城乡普遍推选计划生育，严格控制人口过快增长，使人口出生率从1969年34.1‰急剧下降到期979年的17 .80‰，短短十年也近乎下降了一半。
战后，中国与日本分别在如此短的时间内，使各自的出生率减半的速度，都堪称奇迹。如果从粗略反映历年妇女平均终身可能生育子女数的指标即总和生育率来看，两国的下降速度在10年间都是过半。伴随着生育率奇迹般地下降，中、日两国此间的人口出生性别比均无异常现象发生。
从80年代中国人口出生性别比就突破了传统的正常值域上限107。1982年中国第三次人口普查公布的1981年人口出生性别比为108.47，此后呈继续上升态势。1990年中国第四次人口普查公布的1989年出生性别比已高达111.92。
同期的总和生育率，除反映1979年“晚、稀、少”计划生育效果的1980年总生育率（2.3）较少1979年（2.7）呈继续大幅度下降外，1981～1987年的历年总和生育率分别为2.63、2.86、2.42、2.35、2.20、2.40和2.58，1988～1990年的历年总和生育率分别为22.52、2.35和2.31，基本上呈两年回升、三年下降的周期性变动，且升降波动幅度呈衰减状态。若从总体看，此间总和生育率的回升与下降大致相抵，生育水平基本没有明显的下降。由此可见，中国近期的出生性别比失调与上升态势，绝非是伴随着妇女下降生育水平的急剧下降而发生的。
韩国的总和生育率在60年代初为6左右，在历经20余年之后于1982年降至2.7，此间的人口出生性别比同样也未出现失调的异常现象。然而，在总和生育率从1982年的2.7降至于1988年的1.6期间，韩国的人口出生性别比则从1982年的106 .9急剧攀升到1988年的113.6。
中国大城市的绝大多数市区，在生育率急剧下降、生育水平已为世界最低之列的情况下，总体出生性别比却一直未发现异常现象。其根本原因并非是胎儿性别鉴定的量少，而是胎儿性别鉴定后，极少有人会以流产女胎为代价来实现生男孩的目的。这些大城市市区的今天就是其他城市、镇、农村的明天。
如果中国近期总体出生性别比与分孩次出生性别比升高是生育率下降的必然产物，无论是从中国70年代生育率急剧下降而出生性别比相对稳定来看，还是从西方国家伴随着生育率缓慢下降而总体出生性别比相对稳定，分孩次出生性别比随着升高而下降来看，都将无法解释。西方国家的分孩次出生性别比随孩次升高而下降，与中国80年代至今的分孩出生性别比随孩次升高而上升（暂且不谈升高幅度是否合理），反映出的恰恰是同一事物的两个方面。夫妇根据已生子女的性别构成来考虑是否再育的程度，必然影响家庭规模。在低生育水平条件下，如果大多数家庭只有在达到子女性别构成满意时方停止再生育，性别偏好就将是生育率下降的主要障碍之一。总体出生性别比升高与生育率下降速度快慢没有必然的因果关系，但性别偏好影响生育行为在一定条件下与终止生育或再生育有着一定的相关关系。
由此可见，那种把出生性别比异常升高归因为是与生育率下降速度密切相关，乃至把中国人口伴随着生育率的持续下降，其出生性别比呈现升高的趋势视为是一种必然，或视为是一种带有普遍性的问题，显然是定性错位。
至于重男轻女的文化环境，社会经济的发展水平以及人口工作的重点这三个因素，与出生性别比异常升高的关系，只要纵观一下中国实施计划生育严格控制人口过快增长以来的出生性别比变化，就会发现在没有Ｂ超检测胎儿性别的70年代，这三个因素的影响作用，只有通过改变不同孩次性别次序别的出生构成比，才能导致总出生人口性别比与分孩次出生性别比的变动。70年代分孩次出生性别比表明，高孩次一端受其影响，因改变以该次的性别次序别构成比分布，从而造成了高孩次出生性别比升高。但是，由于高孩次出生占总出生人口的比重量小，因此，未能造成总人口出生性别比的明显变化。可见，这三个因素对出生性别比的影响作用是有限的。近期的总体出生人口性别比与分孩次出生性别比异常升高，并非是因为这三个因素对出生性别比的影响作用较70年代增强了，而是因为孕妇对胎儿性别进行Ｂ超检测的问题日趋严重，有相当可观数量的保留男胎流产女胎所造成。随着Ｂ超检测胎儿性别技术的发展及其检测胎儿性别问题的不断蔓延，为实现生育上的男性偏好提供了可能的条件。倘若没有Ｂ超检测胎儿性别技术及检测胎儿性别问题的蔓延，中国近期出生性别比就不会出现异常偏高的现象。
对比70年代与80年代以来的出生性别比变化，从人口政策讲，中国近期的人口出生性别比异常升高，并非是计划生育政策所致。也就是说，政策不是产生这种的现象的诱因。然而，当那种保持两性出生相对平衡的那些各孩次出生性别次序内部构成比原有分布被打破，并且这种变动的发生主要是政策的作用结果时，才可将其部分成因归之为是政策因素。
六、重新认识出生性别比与婚配性别比问题
80年代以来中国总体出生性别比偏高与持续攀升态势，已引起了政府和全社会的强烈担忧与极大关注。所谓强烈担忧是指政府与全社会对近期出生性别比失调将导致未来的婚配性别比失调所表示的高度牵挂与忧虑。所谓极大关注，是指政府与全社会对近期出生性别比失调将导致未来婚配性别比失调所表示的高度关心与重视。针对中国80年代以来出生性别比偏高的现象，有不少学者的研究结果表明，当这一代人长成后，男性明显多于女性，性别严重失调将会成为影响社会安定的一个重要社会问题（曾毅，顾宝昌，涂平，徐毅，李伯华，李涌平 1993）。
在以年龄性别分的死亡概率相对稳定条件下，80年代以来的历年偏高与超常偏高的总体出生性别比，必然导致未来婚配的分年龄人数男性明显多于女性。然而，80年代以来的历年偏高出生性别比是否必然导致未来的婚配性别比失调？被认为是“正常”值范围内的出生性别比，是否其未来的婚配性别比就必定正常而根本无失调问题可言？
如果说失调的出生性别比必然导致未来的婚配性别比相应失调，那么出生性别比与未来相应的婚配性别比应存在着必然的因果关系，或者说出生性别比的正常与否决定着未来婚配性别比的正常与否。如果说失调的出生性别比对未来的婚配性别比失调与否不存在必然的确定性关系，在一定条件下，出生性别比与相应的未来婚配性别比则存在一定的非确定性相关关系。也就是说，不一段时期内，失调的出生性别比，其未来相应的婚配性别比可能是正常的，被认为是正常的出生性别比，其未来相应的婚配性别比却可能是不正常的。这种从表面看似乎是难以令人信服的论点，在以下的深入分析中将会得到充分的说明。
众所周知，1990年人口普查时的各分年龄、分性别人口数及其性别比构成，分别是该年龄出生时的分性别婴儿数其出生性别比尚存于1990年普查时的反映。因此，分析研究出生性别比对未来婚配性别比的影响，应从1990年普查时的各分年龄、分性别人口数及其分年龄性别入手。只有这样，才能借助各分年龄、分性别的绝对人口数分布与性别比构成，间接得到出生性别比与未来相应的婚配性别比的关系。
1990年普查时为20～11岁的各分年龄性别比变动，均为70年代末历年出生人口性别比变动。其最低值为20岁的102.70，最高值为11岁的106.84。这表明70年代各分年龄性别比基本呈逐年升高态势，波动范围为102.70～106.84，均值于联合国曾确认的通常值域之内。
1990年普查时为10～1岁的各分年龄性别比变动，均为80年代历年出生人口的性别比变动。其最低值为10岁的107.43，较70年代的最低值高出4.73个百分点，较70年代的最高值高出0.59个百分点；其最高值为1岁的111.59，较70年代的最低值高出8.89个百分点，比70年代的最高值还高出4.75个百分点。其数值表明：80年代历年出生人口的性别比变动继续呈升高趋势，其波动范围均在传统沿用的出生性别比通常值域102～107的上限值之外，即历年都高出其上限值107。
分年龄性别比虽不等同于该年龄出生时的性别比，但通常根据分年龄性别比的变动可以断定70年代初至90年代初的历年出生性别比基本呈升高趋势。此间所不同的是，70年代历年的出生性别比升高是在传统沿用的通常值域下限到上限间的变动，而80年代以来的历年出生性别比都是在超出其上限值107之上的急剧升高变动。
根据中国男女生命表可知，在年龄跨度为0～20岁的年龄区间，因为各年龄队列从出生到1990年普查所历经的年数跨度大不相同，所以1990年普查时的0～20岁各分年龄队列所历经的时间不同，其死亡概率也随锄普查时的年龄增大而不同。由于男性分年龄死亡概率都略高于相应的女性分年龄死亡概率，所以0～20岁各分年龄性别比均较其出生时的性别比略有程度不同的偏低，或者说0～20岁各年龄在出生时的性别比要略高于各自的分年龄性别比。分年龄性别比与该年龄在出生时的性别比差异，对于研究婚配年龄性别比的影响很小，可以忽略不计。因此，没有必要再根据一定的年龄、分性别的死亡概率来计算婚配时的分年龄、分性别人口数及其性别比。
假定1990年普查时0～20岁分年龄人口的未来婚配年龄差男性平均比女性大3岁。若以1990年普查时的女性最低年龄为初始年龄，并与相应大3岁的男性来匹配外推，则有6种年龄性别比组合形式。根据分年龄、分性别的婚配组合，可计算出未来这6种婚配组合的男女人数，进而计算出未来的婚配性别比分别为102.15、101.26、99.62、110.71、125.70和115.28。前3组未来婚配组合的两性人口基本为80年代以来出生的人口，后3组未来婚配组合的两性人口基本为70年代出生的人口。
然而，总体出生性别比偏高或超常偏高的80年代出生人口，其未来婚配性别比却十分令人满意，而总体出生性别比完全置于传统的通常值域内的70年代出生人口，其未来的婚配性别比却明显失衡。如果假定条件成立，从90年代中期起，由于婚配性别比恰处于失调状态中，男性择偶难的问题不仅已经出现，而且起码要持续到21世纪初。
同理，中国1982年人口普查时0～20岁人口除有两个年份的相应出生性别比低于102以外，其余都置于传统的通常值域内。然而，其未来的６组婚配性别比却分别为96.17、97.19、108.30、124.40和122.11。
在人口统计分析中，有不少统计分析是借助稳态人口理论去进行的。因此，对于非稳态人口来说，必须考虑其间的差异，才能使最后的分析结果符合客观实际。基于稳态人口与非稳态人口基本概念的不同，通过分析可得出以下几点结论：
出生性别比相应于未来婚配时的性别比（简称婚配性别比），绝不是简单的队列时间推移关系；出生性别比相应于未来的婚配性别比只是一个影响因素，其间没有必然的因果关系；
出生率与分年龄死亡率变动形成的年龄结构变动对婚配性别比的影响（在死亡水平稳定或差异不大的条件下，出生率变动的大小起主导作用），要远大于总体出生性别比对婚配性别比的影响；
总体出生性别比的异常与否，绝不意味着未来婚配性别比的异常与否；
人口从高出生、高死亡向低出生、低死亡的急剧转变过程中，以及在低出生、低死亡阶段出现的出生率较大幅度的波动，就是在总体出生性别比十分稳定而无任何异常的情况下，只要男性平均初婚年龄在一定程度上高于女性，相应的未来婚配性别比通常就会偏高，但有时也会出现偏低现象。人口的这种转变速度越快或低生育、低死亡水平下的出生率波幅越大，其总体出生性别比与未来婚配性别比就更不规则。在相当长一段时期内，人口增长控制能力对中国婚配性别比的影响与制约，要远大于总体出生性别比偏高或超常偏高的影响。
研究婚配性别比问题不仅要注意总体出生性别比偏高或超常偏高的影响，尤其要注意婚配年龄间年龄性别结构的绝对量变动的影响。此外，还必须动态开放式地而不要静态封闭式地观察与研究此问题。
纵观中外数十年前的相关数据，从中也可以得到借鉴性启示。1953年作为中国首次现代人口普查，其中登记的0～11岁分年龄、分性别人口数状况，既可以反映1953年普查时的0～11岁分年龄、分性别比，又可以间接地反映0～11岁各年龄的出生年份内的大体性别比。
1953年人口普查时的5～11岁年龄段的性别比平均为113.72，其中最低的分年龄性别比为5岁的110.45最高的分年龄性别比为10岁的116.63。该年龄段男女自60年代初开始陆续进入婚龄期，目前这批人的最低年龄已为50岁。
如果仅仅从分年龄性别比看，虽然1953年人口普查时5～11岁年龄段人口分年龄性别比明显高于1990年人口普查时0～10岁年龄段所呈现出的失调性分年龄性别比，但他们都平稳地度过其婚配期。可以预期的是：近期的分年龄性别比失调，也必将平稳地度过其婚配期。因为婚配调节只是社会发展中一系列调节机制中的一环，仅仅因为此环节的调节欠畅，不可能导致社会发展整体失调。婚配调节在不同经济社会发展阶段，受其相应婚配观念的变化，各种影响婚配因素的作用大小也相应随之发生变化 ，进行自身的调节。因此，不能将婚配调节视为简单的婚配年龄问题。
受第二次世界大战的影响，1950年总人口性别比低于90的国家有前苏联、德国，它们当时的人口性别比分别为79.88和81。总人口性别比是各年龄构成与性别构成的综合反映，即总人口性别比既受各年龄出生人数及其性别的影响，又受分年龄分性别死亡率差异的影响；既受迁移人口性别差异影响，又受战争、天灾及妇幼保健、妇女地位、医疗卫生事业发展水平的影响，也与男女的平均寿命差异相关。
中国80年代以来的历年总体出生性别比偏高或超常升高，使不少人产生了这样一种误解，即当这一批人到婚配年龄时，将有相当数量的男性找不到妻子。据此，即使同年出生的人口其总体出生性别比在通常值范围106～107之间，在历经死亡变动到初婚年龄时，若其尚存到初婚年龄的这些人性别比为105～106，同龄人的婚配也将有5％～6％的男性成不了婚。如果以此类推，则出生性别比越高，男性成不了婚的比重也会越高。
由此可见，在非稳态人口条件下，以总体出生性别比升高来推断未来婚配性别比失衡的结论是失之偏颇的。只要婚配不是在同龄人中进行，就必须考虑年龄性别构成的差异，即必须考虑分年龄分性别的人口绝对数差异。因为婚配性别比根本不同于总体出生性别比。
以上人口学分析表明：中国80年代以来的历年出生性别比偏高或超常偏高，未来婚配性别比绝对不会像其相应的总体出生性别比所示的两性之比也产生如此的失调。总体出生性别比与未来的婚配性别比，只有在婚配年龄区间的年龄构成近乎相等的条件下，总体出生性别比才对未来相应的婚配性别比起主导影响作用。然而，这种年龄构成在未来相当长的时期内是根本不存在的。因此，无论未来的婚配性别比是正常还是偏高性失调或偏低性失调，都并非仅仅是缘于婚配年龄段各分年龄自身的出生性别比是正常、偏高或偏低，而主要取决于男女婚龄差（男大于女或女大于男）的大小以及婚配年龄区间分年龄、分性别人口构成的绝对数差异。
虽然出生性别比与未来的婚配性别比不能等量齐观，但当历年出生的男女人口数在较长一段时期内差异不大的条件下，若出生性别比失调，则其相应的未来婚配比就将失衡。短期内通过婚龄差的调节，问题尚且不大，但若时间持续长，就会造成一种婚配年龄失衡的问题。因此，对出生性别比失调问题，应引起高度的重视，及早地加以解决。
七、出生性别比升高的启示与出生性别比变动趋势展望
人口出生性别比只有在没有人为干扰的自然生育状态下，才完全呈生物学规律。人口学与社会学重视出生性别比变动，其着眼点是在其生物学规律基础上的非生物学因素的影响作用与结果上。基于这样一种着眼点，我们在研究中国近期出生人口性别比日趋升高的问题中得到如下十点启示：
1．根据满足一定统计精度要求的样本量来分析研究新中国成立以来不同阶段的分孩次性别次序出生性别比表明，母亲生育第二孩及其以上的各孩次的性别要受她们先前的出生顺序与性别次序经历的影响。马瀛通、陈友华（1995）认为，在排除人为与社会干扰因素的影响后，某一时期的出生性别比，主要是由这些妇女在生育这批孩子以前她们曾经历的出生顺序与出生性别次序别构成比分布状况所决定。只生过女孩或女孩数占优势的母亲再育，其出生子女的性别比必然要偏高；而只生过男孩或男孩数占优势的母亲再育，其出生子女的性别比必然要偏低。
2．高生育水平下的总体出生性别比虽然是置于传统的通常值域内，但较高孩次出生性别比受所占比重较高的只生过女孩或女孩占优势的母亲再育的影响，而使较高孩次出生性别比偏高。随着生育水平的下降，分孩次出生性别比偏高逐步向低孩次推进，这与中国妇女分孩次生育水平下降首先从高孩次开始是一致的。这里需强调指出的是：分孩次出生性别比偏高从高孩次逐步向低孩次推进，一方面反映了生男偏好在数量上已发生了根本的变化；另一方面又反映了生男偏好在低孩次生育上继续发生影响。妇女低孩次再育的抉择，多数与再育前历经的出生子女性别次序密切相关。
3．中国近期分孩次出生性别比随孩次升高而升高（且不论及升高幅度），主要是第二孩及其以上各孩次分别受有女无儿家庭再育比重随孩次升高而加大的影响。应该承认，对生育子女的男性偏好程度，有的家庭的确是随有女无儿的孩次升高而加重，但是这种加重只发生在占现生育人群比重相对较小的范围内。从总体上看，生育上的男性偏好程度较之六、七十年代，不是在强化而是在弱化。农村大部门地区目前实施的允许所生第一孩为女孩的夫妇可以有计划地再生育一个孩子的政策，恰与农村中生有一个女孩而非要再生一个男孩的家庭的这种性别偏好相巧合。无论是政策作用还是非政策作用，只要第一孩为女孩的家庭再育比重远高于第一孩的家庭再育比重，无疑将影响第二孩的出生性别比偏高。然而，这种影响的作用也是有限的。中国近期出现的第二孩及其以上各孩次出生性别比超常升高，主要是受非法胎儿性别鉴定后的人工流产女胎影响的结果。分孩次出生性别比表明，这种人为因素的干扰程度，在不同孩次间是有差异的。
4．中国80年代以来总体出生性别比偏高或超常偏高，虽然都起因于生育上的男性偏好，但这种男性偏好若不付诸于生育行为，其本身并不能直接导致出生性别比升高。这种偏好只有通过影响受孕胎儿的性别，实施胎儿性别鉴定并对胎儿进行性别选择性人工流产（即保男留女），才能出现中国80年代以来总体出生性别比的超常偏高。
5．中国80年代以来的总体出生性别比是在80年代初期偏高的基础上不断继续升高的。在导致这种出生性别比不断升高的成因中，一个重要的原因可能是此间人为干扰因素影响作用越来越大的缘故。
6．总体出生性别比受不同数量或比重的出生顺序与性别次序母亲再育的影响，在一定条件下，出现了较其传统的通常值域上限（107）及下限（102）一定程度的偏高或偏低，并非就是异常。
7．1990年人口普查所获取的1989年度全国及分市、镇、县的分孩次出生性别比表明：城市与农村（县）的分孩次出生性别比雷同，并且城市（主要指中小城市）都高于农村。
众所周知，城市妇女的分娩都在医院，也不存在溺弃女婴问题。然而，在各孩次出生性别比农村都低于城市的情况下，却以出生性别比偏高来推断农村溺弃女婴的数量，这显然是把根本不足以影响出生性别比小数点后几位之外的数值变动无限夸大了。可以肯定地说，中国近期总体出生性别比超常升高与溺弃女婴根本没有相关的量性关系，极少数溺弃女婴的量完全可以在归因分析中忽略不计。因此，计划生育与溺弃女婴相关之论根本不能成立。
8．影响受孕胎儿性别的知识与胎儿性别鉴定的技术，从实施的广度看，镇高于市（主要指中小城市），市高于农村。
9．分析出生性别比务必要保证其足够的出生样本规模（不要误为是人口规模），否则，就易从小样本产生的可观出生性别比偏差中得出偏颇的结论。因此，务必防止以“数十”、“上百”之类样本出生数来对出生性别比变动说长道短。
10．对出生性别比的动态比较观察，一定要对来源不同的资料进行可靠性与适用性评估，绝不能仅凭资料来源不同所产生的同期应出生性别比差异，就盲目下结论。
近年来，上海、新疆、青海、贵州、西藏的总体出生性别比一直较为稳定，且波动于传统的通常值域内，其余各省、自治区、直辖市都基本呈连续升高趋势。
受生育上的男性偏好的影响，城市初婚夫妇的第一胎受孕性别选择，随着确定受孕胎儿性别的一些可能性因素的传播与流传，将有可能进一步强化，受其影响，1990年人口普查时的城市6～0岁分年龄性别比分别为108.09，108.12，108.18，108.55，109.54，110.83和111.26。由此可见，出生性别比随时间推移在持续升高。
造成全国镇、县总体出生性别比偏高的关键因素是第二孩及其以上各孩次出生性别比超常偏高。而第二孩及其以上各孩次出生性别比超常偏高的主要成因：一是部分有女无儿的家庭，对再孕胎儿性别确定的一些可能性因素的选择；二是部分有女无儿的家庭对孕后的胎儿性别选择。三是有女无儿家庭再育的性别比本身就较其他性别次序别的出生性别比高，且有女无儿的家庭再育量又大大高于有儿子家庭的再育量。
目前在中国农村，绝大多数农民家庭现虽已摒弃了多育观念，但对盼生个男孩的性别偏好仍改观不大。随着农村生育水平向更替生育水平的逐步趋近，上述三种成因将程度不同地对农村总体出生性别比继续升高产生影响。因此，在未来一段时间内，分孩次出生性别比与总体出生性别比都将会进一步有所上升。
只要我们广泛认真地加强宣传教育，随着经济社会的发展与不断强大对非法进行胎儿性别检测的监管力度，近期失常的高出生人口性别比必将恢复到其理论值域内。
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