بررسى عوامل مؤثر بر بارورى با تكيه بر رويكردى چندسطحى

  • warning: Missing argument 1 for t(), called in D:\WebSites\nashriyat.ir\themes\tem-nashriyat\upload_attachments.tpl.php on line 15 and defined in D:\WebSites\nashriyat.ir\includes\common.inc on line 936.
  • warning: htmlspecialchars() expects parameter 1 to be string, array given in D:\WebSites\nashriyat.ir\includes\bootstrap.inc on line 862.

سال بيست و دوم ـ شماره 189 ـ شهريور 1392، 89ـ99

محمد شيرى1

طه نوراللهى2

الهام رستمى3

چكيده

كشور ايران در دهه هاى اخير تحولات چشمگيرى در زمينه تغييرات جمعيت تجربه نموده است. افزايش نرخ رشد جمعيت به 9/ 3 درصد در دهه 1355ـ1365 و كاهش رشد جمعيت به 29/ 1 درصد در دوره 1385ـ1390 به خوبى اين مهم را نشان مى دهد. تغييرات بارورى مهم ترين عامل تبيين كننده تغييرات رشد جمعيت بوده است. با توجه به تفاوت هاى استانى بارورى در ايران و نقش تعيين كننده تغييرات استانى در روند آتى بارورى، بررسى ويژگى هاى اجتماعى، اقتصادى و جمعيتى منطقه اى در تبيين بارورى ضرورى به نظر مى رسد. هدف اصلى اين مقاله بررسى نقش ويژگى هاى استانى در تبيين بارورى است.

     به منظور نيل به هدف اين مقاله، روش تحليل چندسطحى به كار گرفته شده است. داده هاى مورد استفاده برگرفته از داده هاى خام 2 درصد سرشمارى 1385 است كه در دو سطح فردى و استانى طبقه بندى شده اند. ميانگين استانى تعداد فرزندان زنده به دنياآمده و ميانگين سنى زنان در معرض بارورى به عنوان متغيرهاى پيش بين سطح 2 و متغيرهاى اشتغال، تحصيلات، سن و ساختار خانواده به عنوان متغيرهاى پيش بين سطح 1 مدل سازى شده اند.

     نتايج مبيّن اين است كه ويژگى هاى سطح استانى، تأثيرات ثابت و تصادفى معنادارى را در ضرايب رگرسيونى سطح فردى در تبيين بارورى دارد، به گونه اى كه ميانگين ميزان بارورى زنان از بارورى استان و ميانگين سن زنان در معرض بارورى تأثيرپذيرند. همچنين نتايج گوياى اين مهم است كه ميزان تأثير متغير تحصيلات زنان بر بارورى در استان هايى كه ميانگين كل تعداد فرزندان زنده به دنياآمده در سطح بالاترى قرار دارد به مراتب پايين تر است.

كليدواژه ها: بارورى، مدل سازى چندسطحى، اشتغال، ساختار خانواده.


1 دانشجوى دكترى جمعيت شناسى دانشگاه تهران. Mshiri@ut.ac.ir

2 كارشناس ارشد جمعيت شناسى پژوهشكده آمار ايران. makannoor@yahoo.com

3 دانشجوى كارشناسى ارشد آمار زيستى دانشگاه علوم پزشكى و خدمات درمانى.

 Rostamy.elham@gmail.com

دريافت: 25/ 2/ 92               پذيرش: 29/ 6/ 92


 

مقدّمه

رشد جمعيت و تغيير ساختار آن، امروزه به يكى از موضوعات اصلى مورد مناقشه در عرصه سياست گذارى تبديل شده و بحث درباره روند تحولات، فرصت ها و چالش هاى آن يكى از مباحث مهم و اساسى حال حاضر كشور است. در ارتباط با تحولات سريع و پويايى فرايندهاى جمعيتى كشور و استان ها در دهه هاى اخير، تعيين و بازنگرى راهبردها و سياست هاى جمعيتى كشور موضوعى است كه بيش از پيش توجه برنامه ريزان، سياست گذاران و محققان كشور را در حال حاضر به خود معطوف داشته است. بديهى است كه بدون توجه به روندهاى گذشته و شرايط حال حاضر جمعيتى و همچنين پيش بينى هاى جمعيتى نمى توان به برنامه ريزى و سياست گذارى پرداخت. ازاين رو، پويايى جمعيت كه با بررسى تعيين كننده ها و پيامدهاى تغييرات در ساختار، توزيع و رشد جمعيت سروكار دارد، از اهميت تحقيقاتى ـ سياستى بسيارى برخوردار است.

     كشور ايران در طول دهه هاى اخير تحولات جمعيتى متفاوتى را تجربه نموده است. در دوره 1355ـ1365 ميزان رشد سالانه جمعيت كل كشور حدود 9/ 3 درصد بوده است كه اين ميزان در طى دوره 1365ـ1375، به رقم 96/ 1 درصد رسيده است. با ادامه كاهش رشد جمعيت، در طى دوره 1375ـ1385 متوسط رشد سالانه جمعيت برابر  با 62/ 1 درصد برآورد شده است. با وجود اين تغييرات، رشد جمعيت در مناطق مختلف ايران و استان هاى مختلف كشور از الگوى متفاوتى تبعيت مى كند. به عبارتى، در دوره 1375ـ1385 متوسط  رشد جمعيت نقاط شهرى 21/ 3 درصد و جمعيت نقاط روستايى 28/ 0 درصد بوده است. در سطح استانى نيز پراكندگى قابل توجهى مشاهده شده است، به گونه اى كه استان هاى سيستان و بلوچستان (4/ 3 درصد)، كرمان (84/ 2 درصد)، هرمزگان (83/ 2 درصد)، تهران (64/ 2 درصد)، قم (07/ 2 درصد) و يزد (03/ 2 درصد) از بيشترين درصد رشد سالانه جمعيت برخوردارند. رشد سالانه جمعيت استان هاى همدان (15/ 0 درصد)، اردبيل (5/ 0 درصد)، كرمانشاه (55/ 0 درصد)، كردستان (68/ 0 درصد)، زنجان (69/ 0 درصد)، گيلان (7/ 0 درصد)، لرستان (8/ 0 درصد)، آذربايجان شرقى (81/ 0 درصد) و مركزى (95/ 0 درصد) زير يك درصد بوده است (نوراللهى و همكاران، 1386). با كنكاشى در روند تغييرات ميزان رشد جمعيت در استان هاى متفاوت، مى توان گفت كه اگرچه در برخى مناطق كشور مهاجرت به عنوان يكى از مؤلفه هاى اساسى در تغييرات جمعيت و آهنگ رشد جمعيت مؤثر بوده است، اما مؤلفه هاى مرگ و مير و بارورى نقش تعيين كننده را در اين تغييرات ايفا مى نمايد.

     در پوياشناسى جمعيت، اگرچه شاخص هاى مرگ و مير، مهاجرت و ساختار سنى از اهميت بسزايى برخوردار است، ليكن بارورى مهم ترين شاخصى است كه نقش بسزايى در تغييرات جمعيت مى تواند ايفا نمايد (هايند، 1945، ص 17). نتايج تحقيقات عباسى و همكاران (1380) حاكى از اين است كه ميزان بارورى پيش از انقلاب به دليل سياست هاى تنظيم خانواده، روند كاهش نسبى و بطئى داشته است و در دوران انقلاب (1357ـ1359) اين روند، روبه افزايش گذاشته و از حدود 6، به 9/ 6 فرزند رسيده است. روند افزايش بارورى تا سال 1363 روندى افزايشى بوده است و ليكن نتايج سرشمارى هاى 1365 و 1375 حاكى از اين است كه پس از سال 1364 ميزان بارورى كل رو به كاهش بوده است و پس از اعمال سياست هاى تنظيم خانواده، ميزان بارورى در سال 1375 به 7/ 2 فرزند و در سال 1385 به حدود 8/ 1 فرزند رسيده است (عباسى شوازى، 1380). با وجود همگرايى اساسى در كاهش بارورى در طول سال هاى 1365ـ1385، تفاوت هاى معنادار منطقه اى در زمينه سرعت كاهش بارورى و ميزان كل بارورى وجود داشته است. به عبارتى، استان هاى سيستان و بلوچستان و هرمزگان اگرچه از سرعت بالايى در كاهش بارورى برخوردار بوده اند، اما ميزان بارورى در اين مناطق در سطح بالاترى در مقايسه با ساير استان هاى كشور قرار داشته است. به عبارتى، ميزان بارورى استان هاى سيستان و بلوچستان و هرمزگان به ترتيب از 1/ 8 و 7/7 فرزند در دوره 1362ـ1365 به حدود 6/ 4 و 9/ 3 فرزند در دوره 1372ـ1375 رسيده است و در سال 1385 نيز استان هاى سيستان و بلوچستان و هرمزگان به ترتيب بيشترين ميزان بارورى را به خود اختصاص داده اند (عباسى و همكاران، 2009).

     روند تغييرات آتى بارورى در تحقيقات متفاوت حاكى از ادامه روند كاهش بارورى با سرعت بطئى است (عباسى شوازى، 2002). عباسى شوازى (2009) در كنار عواملى همچون تداوم روند افزايش تحصيلات زنان، افزايش برابرى جنسيتى، و تداوم روند شهرنشينى، به نقش تفاوت هاى بارورى استان ها و همگرايى آتى اين استان ها در زمينه بارورى در كاهش نسبى آتى بارورى تأكيد دارد. ازاين رو، بررسى نقش ويژگى هاى استانى در بررسى بارورى با هدف شناخت جامع تر و برنامه ريزى منطقه اى براى مواجهه با تغييرات بارورى ضرورى به نظر مى رسد. به عبارتى، اعمال اقدامات مداخله اى در زمينه تغييرات بارورى به مثابه محرك اصلى رشد جمعيت، مستلزم شناخت اين عوامل و بررسى نقش ويژگى هاى استانى در بارورى افراد مى باشد. اين وضعيت مى تواند به سياست گذاران و برنامه ريزان كمك كند تا محيط و بستر سياستى مناسبى را براى بهره بردارى از فرصت ها و مقابله با چالش هاى جمعيتى ايجاد كنند. بنابراين، لازم است براى سياست گذارى و برنامه ريزى، علاوه بر عوامل مؤثر بر رشد جمعيت و بارورى به تعيين كننده هاى جمعيتى منطقه اى نيز توجه شود.

     ازاين رو، با تكيه بر اهداف مطالعه حاضر، سؤال اساسى اين است كه آيا الگوهاى متفاوتى استانى از نظر مؤلفه هاى جمعيتى قابل شناسايى است؟ مهم ترين تعيين كننده هاى بارورى در سطح فردى چيست؟ ويژگى هاى استانى اعم از ويژگى هاى اجتماعى و جمعيتى (ميزان شهرنشينى، سهم زنان سنين 25ـ29 ساله ازدواج كرده از كل زنان در معرض بارورى، ساختار سنى و...) چه تأثيرى در نقش بارورى زنان دارد؟

پيشينه تجربى و نظرى مسئله

ديدگاه هاى متفاوتى براى تبيين تحولات بارورى در كشورهاى مختلف جهان ارائه شده است. يكى از مهم ترين و بنيادى ترين نظريه هاى حوزه بارورى، «نظريه انتقال جمعيتى» است. اگرچه نظريات متفاوتى در زمينه انتقال جمعيتى وجود دارد، ليكن به نظر مى رسد كه جامع ترين نظريه در اين رابطه، نظريه انتقال جمعيتى 5 مرحله اى بلاكر است. بلاكر پنج مرحله تكامل جمعيتى را چنين مشخص مى كند (زنجانى و همكاران، 1378، ص 72):

     1. مرحله سطح ابتدايى با مشخصات ميزان هاى بالاى مرگ و مير و مواليد؛

     2. اوايل مرحله توسعه با ميزان هاى مواليد و مرگ و مير بالا و در حال كاهش؛

     3. اواخر مرحله توسعه با ميزان هاى رو به كاهش مواليد كه كاهش بارورى خيلى سريع تر از ميزان مرگ و مير است؛

     4. مرحله ايستايى پايين با ميزان هاى مواليد پايين؛

     5. مرحله كاهش با مرگ و مير پايين و مواليد پايين تر و مرگ و مير بيشتر از مواليد.

     نتشتاين (1953) در تبيين بارورى بر نقش توسعه يافتگى اقتصادى و اجتماعى تأكيد داشته است. كينگزلى ديويس (1963) در نظريه خود تحت عنوان «تئورى تغييرات و واكنش هاى جمعيتى»، مدرنيزاسيون را عامل مهمى در انتقال بارورى مى داند. اقتصاددانان نيز با در نظر گرفتن قانون عرضه و تقاضا و همچنين قرار دادن بحث هزينه ها در كانون توجه خود تغييرات و انتقال بارورى را تبيين نموده اند (ايسترلين، 1983). كالدول (1982)، با ارائه نظريه «جريان ثروت بين نسلى» معتقد بود كه علل كاهش بارورى، جريان ثروت از نسل هاى سالمندتر به كودكان است. علت اين امر، ظهور و جايگزينى تفكر فرهنگى خانواده هسته اى و كم اولاد به جاى خانواده گسترده مى باشد. ديويس و بليك (1963) عوامل مؤثر بر بارورى را در دو دسته «عوامل مستقيم» (سن ازدواج، درصد زنان ازدواج كرده، فراوانى و نسبت طلاق و بيوگى و ازدواج) و «عوامل غيرمستقيم» (محيط اقتصادى، اجتماعى و بيولوژيك) تقسيم مى كند. جفرى مك نيكل (1998) و گرين هال (1988) عوامل نهادى را مهم ترين عوامل شكل گيرى رفتار بارورى مى دانند. هر كدام از ديدگاه هاى فوق از يك منظر رفتارهاى بارورى و كاهش بارورى را مورد مداقه قرار داده اند.

     تحقيقات متفاوتى در ايران در زمينه بارورى انجام شده است. اين تحقيقات، روند تحولات بارورى را پس از انقلاب اسلامى مورد مطالعه قرار داده اند كه ازجمله آنها مى توان به مطالعات آقاجانيان و مهريار (1991و1999)، ميرزايى (1998)، امانى (1378)، اميرخسروى (1376)، مطالعات كاربردى مركز آمار ايران (1372و1377)، حاتم حسينى (1383) و صادقى (1383) اشاره كرد.

     اين مقاله، عوامل مؤثر بر بارورى را با تكيه بر دو سطح ويژگى هاى فردى و استانى مورد بررسى قرار داده است. با توجه به تحقيقات اشاره شده در زمينه بارورى و مطالعات جمعيتى، يكى از جنبه هاى نوآورانه اين مقاله استفاده از روش تحليل چندسطحى است. يكى از مطالعات انجام شده در تبيين رفتارهاى بارورى با تكيه بر مدل هاى چندسطحى، مطالعه هيرشمن و گست (1990) است. هيرشمن در اين مطالعه از متغيرهاى اشتغال همسر، تحصيلات مادر و مهاجرت به عنوان متغيرهاى سطح فردى و متغيرهاى موقعيت زنان (درصد زنان 15ـ34 ساله شاغل در بخش هاى غيركشاورزى و درصد زنان 15ـ34 ساله با تحصيلات راهنمايى)، وضعيت اقتصادى ـ اجتماعى كودكان (درصد كودكان 10ـ14 ساله غيرشاغل، درصد كودكان محصل در سنين 7ـ15 ساله)، ميزان مرگ و مير نوزادان و درصد زنان ازدواج نكرده سنين 15ـ24 ساله به عنوان متغيرهاى سطح دوم (منطقه) براى مدل سازى متغير بارورى (تعداد فرزندان به دنياآمده) استفاده نموده است. نتايج تحقيق حاكى از اين است كه متغيرهاى زمينه اى (سطح دوم) تأثير مهم و معنادارى در تبيين بارورى داشته اند. انتوسيل و ميسون نقش توسعه اقتصادى و اجتماعى و برنامه هاى تنظيم خانواده بر فرزندان زنده به دنياآمده را براساس داده ها و اطلاعات 15 كشور مورد بررسى قرار داده است. نتايج حاكى از اين بود كه ميزان درآمد سرانه كشورها و برنامه هاى تنظيم خانواده، علاوه بر تأثير بر ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده، نقش تعيين كننده اى در رابطه بين پايگاه اقتصادى و اجتماعى زنان و تعداد فرزندان به دنياآمده ايفا كرده است (انتوسيل و ميسون، 1985). چارلز ميرچام (2000) روند كاهش بارورى در تايلند، فيليپين، مالزى و اندونزى در بين سال هاى 1968ـ1970 و 1980ـ1990 را با استفاده از مدل هاى چندسطحى مدل سازى كرده است. وى متغيرهاى نسبت زنان 15ـ49 سال، سطح توسعه يافتگى استان ها، درصد زنان ازدواج كرده، درصد كودكان مشغول به كار، جوانى جمعيت و مهاجرت هاى بين استانى متغيرهاى زمينه اى را مدنظر قرار داده است. ميرچام نشان داد كه مجموعه ويژگى هاى سطح كلان در مقايسه با ويژگى هاى فردى بخش قابل توجهى از تغييرات كاهش بارورى را تبيين نموده است (چارلز ميرچام، 2000). علاوه بر اين مطالعات، كراودال (2000و2002)، مورساند و كرادوال (2003) و آكسين و باربر (2001) نشان داده اند كه متغيرهاى سطح منطقه اى همچون تحصيلات، زيرساخت ها، ساختار سنى و درصد زنان در سنين بارورى تأثير بسزايى در بارورى داشته است. كاترينا گوستى و دانيله ويجنولى (2006) تعيين كننده هاى وسايل پيش گيرى از باردارى را در مصر با استفاده از مدل سازى چندسطحى مورد بررسى قرار دادند. آنها در سطح فردى ويژگى هاى اقتصادى و اجتماعى زنان و در سطح منطقه اى، ويژگى هاى اقتصادى و اجتماعى منطقه سكونت را وارد مدل تحليلى خود كردند.

داده و روش

به منظور نيل به اهداف موردنظر، از روش تحقيق تحليل ثانوى استفاده مى شود. در اين مقاله، از داده سرشمارى 1385 و نيز از روش هاى سلسله مراتبى خطى به منظور بررسى نقش عوامل و متغيرهاى زمينه اى و سطح كلان بر ضرايب رگرسيونى سطح فردى در تبيين بارورى استفاده شده است. مدل سازى چندسطحى، تكنيك آمارى است كه با هدف گسترش و اصلاح مشكلات تكنيكى و تئوريك رگرسيون چند متغيره گسترش يافته است. به عبارت بهتر، مدل سازى چندسطحى در شرايطى كه داده ها، سلسله مراتبى و خوشه اى باشند مورد استفاده قرار مى گيرد. در تبيين بارورى، فرض اساسى بر اين است كه عوامل زمينه اى همچون ساختار سن زنان، موقعيت مرگ و مير نوزادان منطقه، سطح آگاهى و تحصيلات منطقه، مدل هاى فردى بارورى را تحت تأثير قرار مى دهد. داده هاى مورد استفاده در اين پژوهش، در دو مجموعه داده جداگانه و در دو سطح تنظيم خواهد شد. در سطح فردى، ويژگى هاى فردى، گردآورى شده و در سطح استانى نيز ويژگى هاى اجتماعى، اقتصادى و جمعيتى مورد استفاده قرار گرفته است. به منظور بررسى برازش مدل هاى سلسله مراتبى، از مدل شرطى استفاده شده است. در مدل شرطى كه به مدل «ضرايب شيب خط و عرض از مبدأ به مثابه متغير تابع» موسوم است، معادلات رگرسيونى سطح اول تغييرى نكرده و ضرايب رگرسيونى سطح اول به عنوان تابعى از ويژگى هاى ثابت و تصادفى سطح دوم (استانى) در نظر گرفته مى شوند. مدل سازى دو سطحى رفتار بارورى در مدل شرطى به ترتيب زير است:

     در سطح اول رفتار بارورى كه تعداد فرزندان به دنياآمده است، تابعى است از عوامل اقتصادى و اجتماعى همچون ميزان تحصيلات، سن، شغل، و ساختار خانواده (خانواده هسته اى و يا گسترده). به عبارت بهتر، تابع رگرسيونى سطح اول به ترتيب زير خواهد بود:

Yij=ßo+ß1(eployment)+ß2

(education)+ß3(age)+ß4(formation)+r(family

     Yij: متغير تابع (شاخص بارورى يا تعداد فرزندان به دنياآمده)؛

     ßo: عرض از مبدأ معادله سطح اول است؛

     ß1: شيب خط و يا ميزان تأثير متغير وضعيت اشتغال در تغييرات متغير تابع؛

     ß2: شيب خط و يا ميزان تأثير متغير وضعيت تحصيلات در تغييرات متغير تابع؛

     ß3: شيب خط و يا ميزان تأثير متغير سن در تغييرات متغير تابع؛

     ß4: شيب خط و يا ميزان تأثير متغير ساختار خانواده در تغييرات متغير تابع؛

     r: جزء خطاى مدل سطح اول.

     همچنان كه اشاره شد، با توجه به فرض تأثيرات تصادفى سطح دوم بر ضرايب رگرسيونى سطح اول، مدل رگرسيونى سطح دوم به ترتيب زير خواهد بود:

     به منظور مدل سازى ضرايب رگرسيونى سطح اول از 4 متغير ميانگين تعداد فرزندان به دنياآمده، ميزان شهرنشينى، سهم زنان 25ـ29 ازدواج كرده از كل جمعيت زنان در معرض بارورى و ميانگين سن در بين زنان واقع در سنين بارورى استفاده شد كه پس از آزمون تركيب هاى متفاوتى از مدل ها، مدل رگرسيونى سطح دوم نهايى استخراج شد:

ßo=Yoo+Yo1(Mean CEB)+Yo2(age Mean)+uo

ß1=Y10+u1

ß2=Y20+Y21(CEB Mean)+u2

ß3=Y30+u3

ß4=Y40+u4

     Yoo: تفاوت ميانگين كل تعداد فرزندان به دنياآمده در سطح استان هاى كشور؛

     Yo1: ميزان تأثير متغير ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده استان در عرض از مبدأ (ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده) سطح اول؛

     Yo2: ميزان تأثير متغير ميانگين سنى زنان در معرض سن بارورى در عرض از مبدأ (ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده) سطح اول؛

     Y1o: تفاوت ميانگين كل ميزان تأثير متغير وضعيت اشتغال در  بارورى زنان در سطح استان هاى كشور؛

     Y2o: ميانگين كل ميزان تأثير متغير وضعيت تحصيلات در سطح استان هاى كشور؛

     Y21: ميزان تأثير متغير ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده استان در شيب خط متغير ميزان تحصيلات در سطح اول؛

     Y3o: تفاوت ميانگين كل ميزان تأثير متغير سن در بارورى زنان در سطح استان هاى كشور؛

     Y4o: تفاوت ميانگين كل ميزان تأثير ساختار خانواده در بارورى زنان در سطح استان هاى كشور؛

     Yo,...4: خطاى تصادفى سطح دوم در ضرايب ذكرشده.

يافته ها

نتايج برآورد تأثيرات ثابت و تصادفى مدل دو سطحى در جدول 1 ارائه شده است. تأثيرات ثابت و تصادفى مؤلفه هاى مدل سازى شده در مدل دو سطحى، حاكى از تأثيرات معنادار ثابت و تصادفى سطح دوم در عرض از مبدأ و شيب خط مدل سطح اول است. نتايج جدول 1 حاكى از اين است كه متغيرهاى ميانگين استانى تعداد فرزندان به دنياآمده و ميانگين سنى زنان در معرض بارورى تأثيرات ثابت معنادارى بر عرض از مبدأ يا ميانگين تعداد فرزندان به دنياآمده داشته است. مقدار ضرايب 63/ 0 حاكى از اين است كه در استان هايى كه ميانگين تعداد فرزندان زده به دنياآمده بالاتر است، احتمال برخوردارى از تعداد زيادى فرزندان زنده به دنياآمده را افزايش مى دهد. در مقابل، مقدار ضريب 095/ 0- حاكى از اين است كه در استان هايى كه ميانگين سنى زنان در معرض بارورى كمتر است، احتمال افزايش بارورى بيشتر است. اگرچه مقدار اين ضريب پايين است، ليكن نمايانگر نقش ساختار سنى زنان در معرض بارورى استان در بارورى زنان است. يكى از مهم ترين نتايج برگرفته از تأثيرات ثابت ويژگى هاى استانى در شيب خط متغيرهاى تبيينى سطح اول، مرتبط با تأثير ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده استانى در شيب خط متغير تحصيلات زنان در سطح 1 (Y21) است. مقدار ضريب رگرسيونى 027/ 0- حاكى از اين است كه با افزايش ميانگين كل تعداد فرزندان زنده به دنياآمده در بين استان ها، ميزان تأثير متغير تحصيلات زنان بر بارورى كاهش مى يابد. به عبارت ديگر، تأثير تحصيلات زنان در بارورى آنها در استان هايى كه از بارورى كل بالاترى برخوردارند، پايين تر است. با وجود اين، با توجه به مقدار ضريب 027/ 0-، شدت اين تأثير ضعيف ولى معنادار است. افزون بر اين، نتايج تأثيرات ثابت حاكى از معنادارى ميانگين كل تعداد فرزندان به دنياآمده (Yoo)، ميانگين كل ميزان تأثير متغير وضعيت اشتغال در بارورى زنان (Y10)، ميانگين كل ميزان تأثير متغير وضعيت تحصيلات در بارورى زنان (Y20)، ميانگين كل ميزان تأثير متغير سن بارورى زنان (Y30)، ميانگين كل ميزان تأثير ساختار خانواده در بارورى زنان (Y40) در سطح استان هاى كشور است. با توجه به مقدار ضرايب مؤلفه ها، مى توان نتيجه گرفت كه اشتغال زنان با مقدار ضريب 14/ 0-، ميزان تحصيلات با مقدار ضريب 12/ 0- و ساختار خانواده با مقدار ضريب 474/ 0- نقش معكوسى در بارورى داشته است. در مقابل، متغير سن با مقدار ضريب 15/ 0 نقش تأثير مثبتى در بارورى داشته است. به عبارت ديگر، با اشتغال زنان، افزايش تحصيلات زنان، و زندگى در ساختار خانواده هسته اى، بارورى را كاهش مى دهد.

 

     در جدول 1 ميزان تأثيرات تصادفى سطح دوم در عرض از مبدأ و شيب خط سطح اول حاكى از تأثير تصادفى معنادار مؤلفه هاى واريانس است. براساس معنادارى آماره X2، فرضيه صفر كه دال بر عدم وجود تفاوت ضرايب رگرسيونى عرض از مبدأ و شيب خط در بين واحدهاى سطح دوم (استان) است رد شده و تأثيرات تصادفى سطح دوم در تبيين ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده (عرض از مبدأ سطح 1) و شيب خط متغيرهاى پيش بين مدل سازى شده در سطح 1 معنادار بوده است. معنادارى اين مؤلفه ها حاكى از تفاوت معنادار ضرايب رگرسيونى سطح اول در بين استان هاى كشور است. معنادارى حاكى از اين است كه ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده (عرض از مبدأ سطح 1) در بين استان هاى كشور از تفاوت معنادارى برخوردار است. معنادارى مؤلفه هاى واريانس u1، u2،  u3و u4 مبيّن اين مهم است كه تأثير اشتغال، سطح تحصيلات، سن و ساختار خانواده در بارورى زنان، در بين استان هاى كشور متفاوت بوده است كه بخشى از آن به واسطه متغيرهاى موجود در مدل سطح 2 تبيين نشده و نيازمند مدل سازى متغيرهاى پيش بين جديد است. در جدول 1 مقدار پايايى ضرايب رگرسيونى برآوردشده ارائه شده است. مقدار پايايى عبارت است از: نسبت واريانس بين گروهى از كل واريانس. اگر واريانس درون گروهى در مقايسه با واريانس بين گروهى كوچك تر باشد، درنتيجه، پايايى بزرگ تر خواهد بود، و ضرايب رگرسيون سلسله مراتبى قابل اعتمادتر (پاياتر) خواهد بود. به عبارت بهتر، بالا بودن ميزان شاخص پايايى براى ضرايب تصادفى حاكى از پايايى ضرايب برآوردشده در مدل هاى سلسله مراتبى خطى در مقايسه با برآوردها به روش  OLSاست. همچنان كه در جدول 1 آمده است، مقدار پايايى همه ضرايب تصادفى برآوردشده سطح 1 در سطح بالايى قرار دارد و اين مهم حاكى از پايايى مدل سلسله مراتبى انجام شده در برآورد ضرايب مذكور است.

     جدول 2 مؤلفه هاى تبيينى مدل دو سطحى را بيان مى دارد. در اين جدول، 3 مؤلفه واريانس تبيين شده سطح 1، ميزان واريانس تبيين شده ضرايب رگرسيونى و نكويى برازش مدل ارائه شده است.

     همچنان كه در جدول 2 آمده است، حدود 5/ 56 درصد از تغييرات واريانس متغير تعداد فرزندان زنده به دنياآمده با ورود متغيرهاى پيش بين سطح فردى تبيين شده است. نتايج واريانس تبيين شده مدارس حاكى از اين است كه تفاوت هاى استانى حدود 87 درصد از تغييرات ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده (عرض از مبدأ) را تبيين مى كند. در رابطه با ضرايب، شيب خط سطح اول كمتر است. در رابطه با تأثير اشتغال زنان بر بارورى (ß1) نيز تفاوت هاى استانى حدود 3/ 2 درصد از واريانس تأثير اشتغال بر بارورى را تبيين مى كند. تأثير تفاوت هاى استانى در رابطه با پيوند تحصيلات و بارورى از اهميت بالاترى برخوردار است، به گونه اى كه حدود 4/ 21 درصد از واريانس تأثير ميزان تحصيلات بر بارورى به واسطه تفاوت هاى استانى تبيين مى گردد. تأثير ويژگى هاى استانى در رابطه بين ساختار خانواده و سن با بارورى به ترتيب با ميزان واريانس تبيين شده 2/ 3 درصد و 4 درصد در اولويت بعدى قرار دارند.

     در جدول 2، شاخص انحراف به منظور بررسى نكويى برازش مدل نهايى و شرطى مورد استفاده قرار گرفته است. در مدل غيرشرطى، متغير تابع (بارورى) تابعى است از تأثيرات ثابت و تصادفى سطح اول و دوم بدون ورود متغير پيش بين در سطح اول و دوم. در مدل شرطى متغيرهاى پيش بين سطح اول و دوم در تبيين تغييرات متغير تابع مدل سازى مى گردد. كاهش مقدار شاخص انحراف در مدل شرطى در مقايسه با مدل غيرشرطى مبين نكويى برازش مدل و توانايى مدل در تبيين تغييرات است. مقدار شاخص انحراف در مدل شرطى كه به واسطه متغيرهاى پيش بين وضعيت اشتغال، ميزان تحصيلات، سن و ساختار خانواده در سطح اول و متغيرهاى ميانگين سنى زنان در معرض بارورى و ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده استان در سطح دوم مدل سازى شده اند، برابر با 9/ 864156 است كه در مقايسه با مقدار متناظر در مدل غيرشرطى (1044146) در سطح پايين ترى قرار دارد. اين مطلب، نشان از نكويى برازش مدل چند سطحى با استفاده از متغيرهاى پيش بين سطح فردى و استانى است.

بحث و نتيجه گيرى

نتايج به دست آمده از تحليل چندسطحى حاكى از اين است كه اشتغال زنان با مقدار ضريب 14/0-، ميزان تحصيلات با مقدار ضريب 12/0- و ساختار خانواده با مقدار ضريب 474/0- نقش معكوسى در بارورى داشته است. در مقابل، متغير سن با مقدار ضريب 15/0 نقش تأثير مثبتى در بارورى داشته است. ويژگى هاى سطح استانى، تأثيرات ثابت و تصادفى معنادارى را ضرايب رگرسيونى سطح فردى در تبيين بارورى دارد. به عبارت بهتر، ميانگين ميزان بارورى زنان تابعى است از ويژگى هاى ثابت و تصادفى استانى، به گونه اى كه ميانگين ميزان بارورى زنان از بارورى استان و ميانگين سن زنان در معرض بارورى تأثيرپذيرند. همچنين تأثير ميانگين تعداد فرزندان زنده به دنياآمده استانى در شيب خط متغير تحصيلات زنان در سطح 1 مبين اين است كه ميزان تأثير متغير تحصيلات زنان بر بارورى در استان هايى كه ميانگين كل تعداد فرزندان زنده به دنياآمده در سطح بالاترى قرار دارد به مراتب پايين تر است. با وجود اين، با توجه به مقدار ضريب 027/0-، شدت اين تأثير ضعيف ولى معنادار است. در رابطه با تأثيرات تصادفى، معنادارى مؤلفه هاى واريانس مبيّن اين مهم است كه تأثير اشتغال، سطح تحصيلات، سن و ساختار خانواده در بارورى زنان، در بين استان هاى كشور متفاوت بوده است.

     بنابراين، مى توان نتيجه گرفت كه ويژگى هاى اقتصادى، اجتماعى و جمعيتى منطقه اى (استانى) نقش تعيين كننده اى در تبيين تغييرات بارورى زنان به واسطه ويژگى هاى فردى دارد. معنادارى تأثيرات تصادفى استانى در تبيين بارورى زنان نشان داد كه مدل سازى تغييرات بارورى زنان با تكيه بر ويژگى هاى فردى در بين استان هاى كشور متفاوت مى باشد، نيز تابعى است از ويژگى هاى اجتماعى و جمعيتى منطقه اى كه نيازمند مدل سازى جامع ترى است. اعمال اقدامات مداخله اى در زمينه تغييرات بارورى به مثابه محرك اصلى رشد جمعيت، مستلزم شناخت اين عوامل و بررسى نقش ويژگى هاى استانى در بارورى افراد مى باشد. اين وضعيت مى تواند به سياست گذاران و برنامه ريزان كمك كند تا محيط و بستر سياستى مناسبى را براى بهره بردارى از فرصت ها و مقابله با چالش هاى جمعيتى ايجاد كنند. بنابراين، لازم است براى سياست گذارى و برنامه ريزى علاوه بر عوامل مؤثر بر رشد جمعيت و بارورى، به تعيين كننده هاى جمعيتى منطقه اى نيز توجه شود.


 منابع

حسينى، حاتم (1383)، قوميت و بارورى: تحليل رفتار بارورى گروه هاى قومى كرد و ترك در مناطق روستايى شهرستان اروميه، طرح پژوهشى مركز مطالعات و پژوهش هاى جمعيتى آسيا و اقيانوسيه.

زنجانى، حبيب الله و ديگران (1378)، جمعيت، توسعه و بهداشت بارورى، تهران، نشر و تبليغ بشرى.

صادقى، رسول (1383)، قوميت و بارورى: تحليل رفتار بارورى گروه هاى قومى در ايران، پايان نامه كارشناسى ارشد جمعيت شناسى، تهران، دانشكده علوم اجتماعى دانشگاه تهران.

عباسى شوازى، محمدجلال و همكاران (1384)، تحولات بارورى در ايران به شواهدى از چهار استان منتخب، تهران، وزارت بهداشت، درمان و آموزش پزشكى.

ـــــ ، «همگرايى رفتارهاى بارورى ايران: ميزان، روند و الگوى سنى بارورى در استان هاى كشور در سال هاى 1351ـ1375» (1380)، نامه علوم اجتماعى، ش 18، ص 201ـ231.

مركز آمار ايران (1377)، نماگرهاى جمعيتى ايران (1335ـ1375).

نورالهى، طه (1379)، برآورد سطح و الگوى بارورى در ايران با استفاده از روش فرزندان خود 1351ـ1375، پايان نامه كارشناسى ارشد جمعيت شناسى، تهران، دانشكده علوم اجتماعى دانشگاه تهران.

ـــــ و همكاران (1386)، بررسى و تحليل ويژگى هاى جمعيتى كشور و استان ها براساس سرشمارى عمومى نفوس و مسكن 1385، پژوهشكده آمار ايران.

Abbasi-Shavazi, M.J & P. Mcdonald & P. Hosseini-Chavoshi (2009), The Fertility Transition in Iran, Springer.

Abbasi-Shavazi, M.J. & P. McDonald (2005), National and Provincial-Level Fertility Trends in Iran, 1972-2000, Working Paper in Demography No. 94, Australian National University.

Abbasi-shavazi, M.j, & P. McDonald (2006), Fertility Decline in the Islamic Republic Iran, journal of Asian population studies, V. 2, N. 3, p. 217-237.

Aghajanian, A. & A. H. Mehryar (9991), "Fertility transition in the Islamic Republic of Iran, 1976-1996", Asian-Pacific Population Journal, 14: 21-42.

Bryk, A. S. & S. W. Raudenbush (1992), Hierarchical Linear Models, Newbury, Park, California, Sage.

Caldwell, John C (1982), Theory of Fertility Decline, London, Academic Press.

Cleland, J. G. & C. Wilson (1987), Demand Theories of the Fertility Transition: An Iconoclastic View Population Studies, 41, 5-30.

Davis, Kingsley (1963), "The Theory of Change and Response in Modern Demographic History", Population Index 29: 345-366.

Easterlin, Richard A. & M. Eileen (1985), The Fertility Revolution: A Supply-Demand Analysis, Chicago, University of Chicago Press.

Entwisle, B., & W. M. Mason (1983), "The Multilevel Effects of Socioeconomic Development and Family Planning Programs on Children Ever Born", Research Report no. 83-53. Ann Arbor, University of Michigan, Population Studies Center.

Entwisle,B., W. Mason & A. I. Hermalin (6891), "Multilevel Dependence of Contraceptive Use on Socioeconomic and Family planning Program Strength, Demography, 23, 199-216.

Entwisle. B & W. Mason (1985), Multilevel Effects of Socioeconomic Development and Family Planning Programs on Children Ever Born, The American Journal of Sociology, V. 91, N. 3, p. 616-649.

Gelman, Andrew and Jennifer Hill (2007), Data Analysis Using Regression and Multilevel/Hierarchical Models, Cambridge University Press.

Hinde, A (2002) Demographic perspectives on Human population Dynamics, Cambridge University Press.

Hirschman. C, P Guest (1990), "Multilevel Models of Fertility Determination in Four Southern Asian Countries: 1970 and 1980", Demography, V. 27, Issue 3, p. 369-396.

Kravdal, O (2000), A Search for Aggregate-Level Effects of Education on Fertility, Using Data from Zimbabwe, Demographic.

Kravdal, O (2002), Education and Fertility in Sub-Saharan Africa: Individual and Community Effects, Demography, 39, 233-250.

Mirzaie, M (1998), "Swing in Fertility limitations in Iran", Working Paper in Demography, N. 72, Canberra, The Australian National University.

Moursund, A. & O. Kravdal (2003), Individual and community effects of women's Education and autonomy on contraceptive use in India, Population Studies, 57, 285-301.

Vignoli .D , C Giusti (2006), "Determinants of Contraceptive Use in Egypt: A Multilevel, Statistical Methods and Applications, V. 15, Issue 1, p. 89-106.