معرفت

سال بیست و دوم ـ شماره 189 ـ شهریور 1392، 89ـ99

محمد شیرى¹

طه نوراللهى²

الهام رستمى³

چکیده

کشور ایران در دهه هاى اخیر تحولات چشمگیرى در زمینه تغییرات جمعیت تجربه نموده است. افزایش نرخ رشد جمعیت به 9/ 3 درصد در دهه 1355ـ1365 و کاهش رشد جمعیت به 29/ 1 درصد در دوره 1385ـ1390 به خوبى این مهم را نشان مى دهد. تغییرات بارورى مهم ترین عامل تبیین کننده تغییرات رشد جمعیت بوده است. با توجه به تفاوت هاى استانى بارورى در ایران و نقش تعیین کننده تغییرات استانى در روند آتى بارورى، بررسى ویژگى هاى اجتماعى، اقتصادى و جمعیتى منطقه اى در تبیین بارورى ضرورى به نظر مى رسد. هدف اصلى این مقاله بررسى نقش ویژگى هاى استانى در تبیین بارورى است.

     به منظور نیل به هدف این مقاله، روش تحلیل چندسطحى به کار گرفته شده است. داده هاى مورد استفاده برگرفته از داده هاى خام 2 درصد سرشمارى 1385 است که در دو سطح فردى و استانى طبقه بندى شده اند. میانگین استانى تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده و میانگین سنى زنان در معرض بارورى به عنوان متغیرهاى پیش بین سطح 2 و متغیرهاى اشتغال، تحصیلات، سن و ساختار خانواده به عنوان متغیرهاى پیش بین سطح 1 مدل سازى شده اند.

     نتایج مبیّن این است که ویژگى هاى سطح استانى، تأثیرات ثابت و تصادفى معنادارى را در ضرایب رگرسیونى سطح فردى در تبیین بارورى دارد، به گونه اى که میانگین میزان بارورى زنان از بارورى استان و میانگین سن زنان در معرض بارورى تأثیرپذیرند. همچنین نتایج گویاى این مهم است که میزان تأثیر متغیر تحصیلات زنان بر بارورى در استان هایى که میانگین کل تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده در سطح بالاترى قرار دارد به مراتب پایین تر است.

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

¹ دانشجوى دکترى جمعیت شناسى دانشگاه تهران. Mshiri@ut.ac.ir

² کارشناس ارشد جمعیت شناسى پژوهشکده آمار ایران. makannoor@yahoo.com

³ دانشجوى کارشناسى ارشد آمار زیستى دانشگاه علوم پزشکى و خدمات درمانى.

 Rostamy.elham@gmail.com

دریافت: 25/ 2/ 92               پذیرش: 29/ 6/ 92

مقدّمه

رشد جمعیت و تغییر ساختار آن، امروزه به یکى از موضوعات اصلى مورد مناقشه در عرصه سیاست گذارى تبدیل شده و بحث درباره روند تحولات، فرصت ها و چالش هاى آن یکى از مباحث مهم و اساسى حال حاضر کشور است. در ارتباط با تحولات سریع و پویایى فرایندهاى جمعیتى کشور و استان ها در دهه هاى اخیر، تعیین و بازنگرى راهبردها و سیاست هاى جمعیتى کشور موضوعى است که بیش از پیش توجه برنامه ریزان، سیاست گذاران و محققان کشور را در حال حاضر به خود معطوف داشته است. بدیهى است که بدون توجه به روندهاى گذشته و شرایط حال حاضر جمعیتى و همچنین پیش بینى هاى جمعیتى نمى توان به برنامه ریزى و سیاست گذارى پرداخت. ازاین رو، پویایى جمعیت که با بررسى تعیین کننده ها و پیامدهاى تغییرات در ساختار، توزیع و رشد جمعیت سروکار دارد، از اهمیت تحقیقاتى ـ سیاستى بسیارى برخوردار است.

     کشور ایران در طول دهه هاى اخیر تحولات جمعیتى متفاوتى را تجربه نموده است. در دوره 1355ـ1365 میزان رشد سالانه جمعیت کل کشور حدود 9/ 3 درصد بوده است که این میزان در طى دوره 1365ـ1375، به رقم 96/ 1 درصد رسیده است. با ادامه کاهش رشد جمعیت، در طى دوره 1375ـ1385 متوسط رشد سالانه جمعیت برابر  با 62/ 1 درصد برآورد شده است. با وجود این تغییرات، رشد جمعیت در مناطق مختلف ایران و استان هاى مختلف کشور از الگوى متفاوتى تبعیت مى کند. به عبارتى، در دوره 1375ـ1385 متوسط  رشد جمعیت نقاط شهرى 21/ 3 درصد و جمعیت نقاط روستایى 28/ 0 درصد بوده است. در سطح استانى نیز پراکندگى قابل توجهى مشاهده شده است، به گونه اى که استان هاى سیستان و بلوچستان (4/ 3 درصد)، کرمان (84/ 2 درصد)، هرمزگان (83/ 2 درصد)، تهران (64/ 2 درصد)، قم (07/ 2 درصد) و یزد (03/ 2 درصد) از بیشترین درصد رشد سالانه جمعیت برخوردارند. رشد سالانه جمعیت استان هاى همدان (15/ 0 درصد)، اردبیل (5/ 0 درصد)، کرمانشاه (55/ 0 درصد)، کردستان (68/ 0 درصد)، زنجان (69/ 0 درصد)، گیلان (7/ 0 درصد)، لرستان (8/ 0 درصد)، آذربایجان شرقى (81/ 0 درصد) و مرکزى (95/ 0 درصد) زیر یک درصد بوده است (نوراللهى و همکاران، 1386). با کنکاشى در روند تغییرات میزان رشد جمعیت در استان هاى متفاوت، مى توان گفت که اگرچه در برخى مناطق کشور مهاجرت به عنوان یکى از مؤلفه هاى اساسى در تغییرات جمعیت و آهنگ رشد جمعیت مؤثر بوده است، اما مؤلفه هاى مرگ و میر و بارورى نقش تعیین کننده را در این تغییرات ایفا مى نماید.

     در پویاشناسى جمعیت، اگرچه شاخص هاى مرگ و میر، مهاجرت و ساختار سنى از اهمیت بسزایى برخوردار است، لیکن بارورى مهم ترین شاخصى است که نقش بسزایى در تغییرات جمعیت مى تواند ایفا نماید (هایند، 1945، ص 17). نتایج تحقیقات عباسى و همکاران (1380) حاکى از این است که میزان بارورى پیش از انقلاب به دلیل سیاست هاى تنظیم خانواده، روند کاهش نسبى و بطئى داشته است و در دوران انقلاب (1357ـ1359) این روند، روبه افزایش گذاشته و از حدود 6، به 9/ 6 فرزند رسیده است. روند افزایش بارورى تا سال 1363 روندى افزایشى بوده است و لیکن نتایج سرشمارى هاى 1365 و 1375 حاکى از این است که پس از سال 1364 میزان بارورى کل رو به کاهش بوده است و پس از اعمال سیاست هاى تنظیم خانواده، میزان بارورى در سال 1375 به 7/ 2 فرزند و در سال 1385 به حدود 8/ 1 فرزند رسیده است (عباسى شوازى، 1380). با وجود همگرایى اساسى در کاهش بارورى در طول سال هاى 1365ـ1385، تفاوت هاى معنادار منطقه اى در زمینه سرعت کاهش بارورى و میزان کل بارورى وجود داشته است. به عبارتى، استان هاى سیستان و بلوچستان و هرمزگان اگرچه از سرعت بالایى در کاهش بارورى برخوردار بوده اند، اما میزان بارورى در این مناطق در سطح بالاترى در مقایسه با سایر استان هاى کشور قرار داشته است. به عبارتى، میزان بارورى استان هاى سیستان و بلوچستان و هرمزگان به ترتیب از 1/ 8 و 7/7 فرزند در دوره 1362ـ1365 به حدود 6/ 4 و 9/ 3 فرزند در دوره 1372ـ1375 رسیده است و در سال 1385 نیز استان هاى سیستان و بلوچستان و هرمزگان به ترتیب بیشترین میزان بارورى را به خود اختصاص داده اند (عباسى و همکاران، 2009).

     روند تغییرات آتى بارورى در تحقیقات متفاوت حاکى از ادامه روند کاهش بارورى با سرعت بطئى است (عباسى شوازى، 2002). عباسى شوازى (2009) در کنار عواملى همچون تداوم روند افزایش تحصیلات زنان، افزایش برابرى جنسیتى، و تداوم روند شهرنشینى، به نقش تفاوت هاى بارورى استان ها و همگرایى آتى این استان ها در زمینه بارورى در کاهش نسبى آتى بارورى تأکید دارد. ازاین رو، بررسى نقش ویژگى هاى استانى در بررسى بارورى با هدف شناخت جامع تر و برنامه ریزى منطقه اى براى مواجهه با تغییرات بارورى ضرورى به نظر مى رسد. به عبارتى، اعمال اقدامات مداخله اى در زمینه تغییرات بارورى به مثابه محرک اصلى رشد جمعیت، مستلزم شناخت این عوامل و بررسى نقش ویژگى هاى استانى در بارورى افراد مى باشد. این وضعیت مى تواند به سیاست گذاران و برنامه ریزان کمک کند تا محیط و بستر سیاستى مناسبى را براى بهره بردارى از فرصت ها و مقابله با چالش هاى جمعیتى ایجاد کنند. بنابراین، لازم است براى سیاست گذارى و برنامه ریزى، علاوه بر عوامل مؤثر بر رشد جمعیت و بارورى به تعیین کننده هاى جمعیتى منطقه اى نیز توجه شود.

     ازاین رو، با تکیه بر اهداف مطالعه حاضر، سؤال اساسى این است که آیا الگوهاى متفاوتى استانى از نظر مؤلفه هاى جمعیتى قابل شناسایى است؟ مهم ترین تعیین کننده هاى بارورى در سطح فردى چیست؟ ویژگى هاى استانى اعم از ویژگى هاى اجتماعى و جمعیتى (میزان شهرنشینى، سهم زنان سنین 25ـ29 ساله ازدواج کرده از کل زنان در معرض بارورى، ساختار سنى و...) چه تأثیرى در نقش بارورى زنان دارد؟

پیشینه تجربى و نظرى مسئله

دیدگاه هاى متفاوتى براى تبیین تحولات بارورى در کشورهاى مختلف جهان ارائه شده است. یکى از مهم ترین و بنیادى ترین نظریه هاى حوزه بارورى، «نظریه انتقال جمعیتى» است. اگرچه نظریات متفاوتى در زمینه انتقال جمعیتى وجود دارد، لیکن به نظر مى رسد که جامع ترین نظریه در این رابطه، نظریه انتقال جمعیتى 5 مرحله اى بلاکر است. بلاکر پنج مرحله تکامل جمعیتى را چنین مشخص مى کند (زنجانى و همکاران، 1378، ص 72):

     1. مرحله سطح ابتدایى با مشخصات میزان هاى بالاى مرگ و میر و موالید؛

     2. اوایل مرحله توسعه با میزان هاى موالید و مرگ و میر بالا و در حال کاهش؛

     3. اواخر مرحله توسعه با میزان هاى رو به کاهش موالید که کاهش بارورى خیلى سریع تر از میزان مرگ و میر است؛

     4. مرحله ایستایى پایین با میزان هاى موالید پایین؛

     5. مرحله کاهش با مرگ و میر پایین و موالید پایین تر و مرگ و میر بیشتر از موالید.

     نتشتاین (1953) در تبیین بارورى بر نقش توسعه یافتگى اقتصادى و اجتماعى تأکید داشته است. کینگزلى دیویس (1963) در نظریه خود تحت عنوان «تئورى تغییرات و واکنش هاى جمعیتى»، مدرنیزاسیون را عامل مهمى در انتقال بارورى مى داند. اقتصاددانان نیز با در نظر گرفتن قانون عرضه و تقاضا و همچنین قرار دادن بحث هزینه ها در کانون توجه خود تغییرات و انتقال بارورى را تبیین نموده اند (ایسترلین، 1983). کالدول (1982)، با ارائه نظریه «جریان ثروت بین نسلى» معتقد بود که علل کاهش بارورى، جریان ثروت از نسل هاى سالمندتر به کودکان است. علت این امر، ظهور و جایگزینى تفکر فرهنگى خانواده هسته اى و کم اولاد به جاى خانواده گسترده مى باشد. دیویس و بلیک (1963) عوامل مؤثر بر بارورى را در دو دسته «عوامل مستقیم» (سن ازدواج، درصد زنان ازدواج کرده، فراوانى و نسبت طلاق و بیوگى و ازدواج) و «عوامل غیرمستقیم» (محیط اقتصادى، اجتماعى و بیولوژیک) تقسیم مى کند. جفرى مک نیکل (1998) و گرین هال (1988) عوامل نهادى را مهم ترین عوامل شکل گیرى رفتار بارورى مى دانند. هر کدام از دیدگاه هاى فوق از یک منظر رفتارهاى بارورى و کاهش بارورى را مورد مداقه قرار داده اند.

     تحقیقات متفاوتى در ایران در زمینه بارورى انجام شده است. این تحقیقات، روند تحولات بارورى را پس از انقلاب اسلامى مورد مطالعه قرار داده اند که ازجمله آنها مى توان به مطالعات آقاجانیان و مهریار (1991و1999)، میرزایى (1998)، امانى (1378)، امیرخسروى (1376)، مطالعات کاربردى مرکز آمار ایران (1372و1377)، حاتم حسینى (1383) و صادقى (1383) اشاره کرد.

     این مقاله، عوامل مؤثر بر بارورى را با تکیه بر دو سطح ویژگى هاى فردى و استانى مورد بررسى قرار داده است. با توجه به تحقیقات اشاره شده در زمینه بارورى و مطالعات جمعیتى، یکى از جنبه هاى نوآورانه این مقاله استفاده از روش تحلیل چندسطحى است. یکى از مطالعات انجام شده در تبیین رفتارهاى بارورى با تکیه بر مدل هاى چندسطحى، مطالعه هیرشمن و گست (1990) است. هیرشمن در این مطالعه از متغیرهاى اشتغال همسر، تحصیلات مادر و مهاجرت به عنوان متغیرهاى سطح فردى و متغیرهاى موقعیت زنان (درصد زنان 15ـ34 ساله شاغل در بخش هاى غیرکشاورزى و درصد زنان 15ـ34 ساله با تحصیلات راهنمایى)، وضعیت اقتصادى ـ اجتماعى کودکان (درصد کودکان 10ـ14 ساله غیرشاغل، درصد کودکان محصل در سنین 7ـ15 ساله)، میزان مرگ و میر نوزادان و درصد زنان ازدواج نکرده سنین 15ـ24 ساله به عنوان متغیرهاى سطح دوم (منطقه) براى مدل سازى متغیر بارورى (تعداد فرزندان به دنیاآمده) استفاده نموده است. نتایج تحقیق حاکى از این است که متغیرهاى زمینه اى (سطح دوم) تأثیر مهم و معنادارى در تبیین بارورى داشته اند. انتوسیل و میسون نقش توسعه اقتصادى و اجتماعى و برنامه هاى تنظیم خانواده بر فرزندان زنده به دنیاآمده را براساس داده ها و اطلاعات 15 کشور مورد بررسى قرار داده است. نتایج حاکى از این بود که میزان درآمد سرانه کشورها و برنامه هاى تنظیم خانواده، علاوه بر تأثیر بر میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده، نقش تعیین کننده اى در رابطه بین پایگاه اقتصادى و اجتماعى زنان و تعداد فرزندان به دنیاآمده ایفا کرده است (انتوسیل و میسون، 1985). چارلز میرچام (2000) روند کاهش بارورى در تایلند، فیلیپین، مالزى و اندونزى در بین سال هاى 1968ـ1970 و 1980ـ1990 را با استفاده از مدل هاى چندسطحى مدل سازى کرده است. وى متغیرهاى نسبت زنان 15ـ49 سال، سطح توسعه یافتگى استان ها، درصد زنان ازدواج کرده، درصد کودکان مشغول به کار، جوانى جمعیت و مهاجرت هاى بین استانى متغیرهاى زمینه اى را مدنظر قرار داده است. میرچام نشان داد که مجموعه ویژگى هاى سطح کلان در مقایسه با ویژگى هاى فردى بخش قابل توجهى از تغییرات کاهش بارورى را تبیین نموده است (چارلز میرچام، 2000). علاوه بر این مطالعات، کراودال (2000و2002)، مورساند و کرادوال (2003) و آکسین و باربر (2001) نشان داده اند که متغیرهاى سطح منطقه اى همچون تحصیلات، زیرساخت ها، ساختار سنى و درصد زنان در سنین بارورى تأثیر بسزایى در بارورى داشته است. کاترینا گوستى و دانیله ویجنولى (2006) تعیین کننده هاى وسایل پیش گیرى از باردارى را در مصر با استفاده از مدل سازى چندسطحى مورد بررسى قرار دادند. آنها در سطح فردى ویژگى هاى اقتصادى و اجتماعى زنان و در سطح منطقه اى، ویژگى هاى اقتصادى و اجتماعى منطقه سکونت را وارد مدل تحلیلى خود کردند.

داده و روش

به منظور نیل به اهداف موردنظر، از روش تحقیق تحلیل ثانوى استفاده مى شود. در این مقاله، از داده سرشمارى 1385 و نیز از روش هاى سلسله مراتبى خطى به منظور بررسى نقش عوامل و متغیرهاى زمینه اى و سطح کلان بر ضرایب رگرسیونى سطح فردى در تبیین بارورى استفاده شده است. مدل سازى چندسطحى، تکنیک آمارى است که با هدف گسترش و اصلاح مشکلات تکنیکى و تئوریک رگرسیون چند متغیره گسترش یافته است. به عبارت بهتر، مدل سازى چندسطحى در شرایطى که داده ها، سلسله مراتبى و خوشه اى باشند مورد استفاده قرار مى گیرد. در تبیین بارورى، فرض اساسى بر این است که عوامل زمینه اى همچون ساختار سن زنان، موقعیت مرگ و میر نوزادان منطقه، سطح آگاهى و تحصیلات منطقه، مدل هاى فردى بارورى را تحت تأثیر قرار مى دهد. داده هاى مورد استفاده در این پژوهش، در دو مجموعه داده جداگانه و در دو سطح تنظیم خواهد شد. در سطح فردى، ویژگى هاى فردى، گردآورى شده و در سطح استانى نیز ویژگى هاى اجتماعى، اقتصادى و جمعیتى مورد استفاده قرار گرفته است. به منظور بررسى برازش مدل هاى سلسله مراتبى، از مدل شرطى استفاده شده است. در مدل شرطى که به مدل «ضرایب شیب خط و عرض از مبدأ به مثابه متغیر تابع» موسوم است، معادلات رگرسیونى سطح اول تغییرى نکرده و ضرایب رگرسیونى سطح اول به عنوان تابعى از ویژگى هاى ثابت و تصادفى سطح دوم (استانى) در نظر گرفته مى شوند. مدل سازى دو سطحى رفتار بارورى در مدل شرطى به ترتیب زیر است:

     در سطح اول رفتار بارورى که تعداد فرزندان به دنیاآمده است، تابعى است از عوامل اقتصادى و اجتماعى همچون میزان تحصیلات، سن، شغل، و ساختار خانواده (خانواده هسته اى و یا گسترده). به عبارت بهتر، تابع رگرسیونى سطح اول به ترتیب زیر خواهد بود:

Yij=ßo+ß1(eployment)+ß2

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

     Yij: متغیر تابع (شاخص بارورى یا تعداد فرزندان به دنیاآمده)؛

     ßo: عرض از مبدأ معادله سطح اول است؛

     ß1: شیب خط و یا میزان تأثیر متغیر وضعیت اشتغال در تغییرات متغیر تابع؛

     ß2: شیب خط و یا میزان تأثیر متغیر وضعیت تحصیلات در تغییرات متغیر تابع؛

     ß3: شیب خط و یا میزان تأثیر متغیر سن در تغییرات متغیر تابع؛

     ß4: شیب خط و یا میزان تأثیر متغیر ساختار خانواده در تغییرات متغیر تابع؛

     r: جزء خطاى مدل سطح اول.

     همچنان که اشاره شد، با توجه به فرض تأثیرات تصادفى سطح دوم بر ضرایب رگرسیونى سطح اول، مدل رگرسیونى سطح دوم به ترتیب زیر خواهد بود:

     به منظور مدل سازى ضرایب رگرسیونى سطح اول از 4 متغیر میانگین تعداد فرزندان به دنیاآمده، میزان شهرنشینى، سهم زنان 25ـ29 ازدواج کرده از کل جمعیت زنان در معرض بارورى و میانگین سن در بین زنان واقع در سنین بارورى استفاده شد که پس از آزمون ترکیب هاى متفاوتى از مدل ها، مدل رگرسیونى سطح دوم نهایى 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 میانگین کل تعداد فرزندان به دنیاآمده در سطح استان هاى کشور؛

     Yo1: میزان تأثیر متغیر میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده استان در عرض از مبدأ (میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده) سطح اول؛

     Yo2: میزان تأثیر متغیر میانگین سنى زنان در معرض سن بارورى در عرض از مبدأ (میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده) سطح اول؛

     Y1o: تفاوت میانگین کل میزان تأثیر متغیر وضعیت اشتغال در  بارورى زنان در سطح استان هاى کشور؛

     Y2o: میانگین کل میزان تأثیر متغیر وضعیت تحصیلات در سطح استان هاى کشور؛

     Y21: میزان تأثیر متغیر میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده استان در شیب خط متغیر میزان تحصیلات در سطح اول؛

     Y3o: تفاوت میانگین کل میزان تأثیر متغیر سن در بارورى زنان در سطح استان هاى کشور؛

     Y4o: تفاوت میانگین کل میزان تأثیر ساختار خانواده در بارورى زنان در سطح استان هاى کشور؛

     Yo,...4: خطاى تصادفى سطح دوم در ضرایب ذکرشده.

یافته ها

نتایج برآورد تأثیرات ثابت و تصادفى مدل دو سطحى در جدول 1 ارائه شده است. تأثیرات ثابت و تصادفى مؤلفه هاى مدل سازى شده در مدل دو سطحى، حاکى از تأثیرات معنادار ثابت و تصادفى سطح دوم در عرض از مبدأ و شیب خط مدل سطح اول است. نتایج جدول 1 حاکى از این است که متغیرهاى میانگین استانى تعداد فرزندان به دنیاآمده و میانگین سنى زنان در معرض بارورى تأثیرات ثابت معنادارى بر عرض از مبدأ یا میانگین تعداد فرزندان به دنیاآمده داشته است. مقدار ضرایب 63/ 0 حاکى از این است که در استان هایى که میانگین تعداد فرزندان زده به دنیاآمده بالاتر است، احتمال برخوردارى از تعداد زیادى فرزندان زنده به دنیاآمده را افزایش مى دهد. در مقابل، مقدار ضریب 095/ 0- حاکى از این است که در استان هایى که میانگین سنى زنان در معرض بارورى کمتر است، احتمال افزایش بارورى بیشتر است. اگرچه مقدار این ضریب پایین است، لیکن نمایانگر نقش ساختار سنى زنان در معرض بارورى استان در بارورى زنان است. یکى از مهم ترین نتایج برگرفته از تأثیرات ثابت ویژگى هاى استانى در شیب خط متغیرهاى تبیینى سطح اول، مرتبط با تأثیر میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده استانى در شیب خط متغیر تحصیلات زنان در سطح 1 (Y21) است. مقدار ضریب رگرسیونى 027/ 0- حاکى از این است که با افزایش میانگین کل تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده در بین استان ها، میزان تأثیر متغیر تحصیلات زنان بر بارورى کاهش مى یابد. به عبارت دیگر، تأثیر تحصیلات زنان در بارورى آنها در استان هایى که از بارورى کل بالاترى برخوردارند، پایین تر است. با وجود این، با توجه به مقدار ضریب 027/ 0-، شدت این تأثیر ضعیف ولى معنادار است. افزون بر این، نتایج تأثیرات ثابت حاکى از معنادارى میانگین کل تعداد فرزندان به دنیاآمده (Yoo)، میانگین کل میزان تأثیر متغیر وضعیت اشتغال در بارورى زنان (Y10)، میانگین کل میزان تأثیر متغیر وضعیت تحصیلات در بارورى زنان (Y20)، میانگین کل میزان تأثیر متغیر سن بارورى زنان (Y30)، میانگین کل میزان تأثیر ساختار خانواده در بارورى زنان (Y40) در سطح استان هاى کشور است. با توجه به مقدار ضرایب مؤلفه ها، مى توان نتیجه گرفت که اشتغال زنان با مقدار ضریب 14/ 0-، میزان تحصیلات با مقدار ضریب 12/ 0- و ساختار خانواده با مقدار ضریب 474/ 0- نقش معکوسى در بارورى داشته است. در مقابل، متغیر سن با مقدار ضریب 15/ 0 نقش تأثیر مثبتى در بارورى داشته است. به عبارت دیگر، با اشتغال زنان، افزایش تحصیلات زنان، و زندگى در ساختار خانواده هسته اى، بارورى را کاهش مى دهد.

     در جدول 1 میزان تأثیرات تصادفى سطح دوم در عرض از مبدأ و شیب خط سطح اول حاکى از تأثیر تصادفى معنادار مؤلفه هاى واریانس است. براساس معنادارى آماره X2، فرضیه صفر که دال بر عدم وجود تفاوت ضرایب رگرسیونى عرض از مبدأ و شیب خط در بین واحدهاى سطح دوم (استان) است رد شده و تأثیرات تصادفى سطح دوم در تبیین میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده (عرض از مبدأ سطح 1) و شیب خط متغیرهاى پیش بین مدل سازى شده در سطح 1 معنادار بوده است. معنادارى این مؤلفه ها حاکى از تفاوت معنادار ضرایب رگرسیونى سطح اول در بین استان هاى کشور است. معنادارى حاکى از این است که میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده (عرض از مبدأ سطح 1) در بین استان هاى کشور از تفاوت معنادارى برخوردار است. معنادارى مؤلفه هاى واریانس u1، u2،  u3و u4 مبیّن این مهم است که تأثیر اشتغال، سطح تحصیلات، سن و ساختار خانواده در بارورى زنان، در بین استان هاى کشور متفاوت بوده است که بخشى از آن به واسطه متغیرهاى موجود در مدل سطح 2 تبیین نشده و نیازمند مدل سازى متغیرهاى پیش بین جدید است. در جدول 1 مقدار پایایى ضرایب رگرسیونى برآوردشده ارائه شده است. مقدار پایایى عبارت است از: نسبت واریانس بین گروهى از کل واریانس. اگر واریانس درون گروهى در مقایسه با واریانس بین گروهى کوچک تر باشد، درنتیجه، پایایى بزرگ تر خواهد بود، و ضرایب رگرسیون سلسله مراتبى قابل اعتمادتر (پایاتر) خواهد بود. به عبارت بهتر، بالا بودن میزان شاخص پایایى براى ضرایب تصادفى حاکى از پایایى ضرایب برآوردشده در مدل هاى سلسله مراتبى خطى در مقایسه با برآوردها به روش  OLSاست. همچنان که در جدول 1 آمده است، مقدار پایایى همه ضرایب تصادفى برآوردشده سطح 1 در سطح بالایى قرار دارد و این مهم حاکى از پایایى مدل سلسله مراتبى انجام شده در برآورد ضرایب مذکور است.

     جدول 2 مؤلفه هاى تبیینى مدل دو سطحى را بیان مى دارد. در این جدول، 3 مؤلفه واریانس تبیین شده سطح 1، میزان واریانس تبیین شده ضرایب رگرسیونى و نکویى برازش مدل ارائه شده است.

     همچنان که در جدول 2 آمده است، حدود 5/ 56 درصد از تغییرات واریانس متغیر تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده با ورود متغیرهاى پیش بین سطح فردى تبیین شده است. نتایج واریانس تبیین شده مدارس حاکى از این است که تفاوت هاى استانى حدود 87 درصد از تغییرات میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده (عرض از مبدأ) را تبیین مى کند. در رابطه با ضرایب، شیب خط سطح اول کمتر است. در رابطه با تأثیر اشتغال زنان بر بارورى (ß1) نیز تفاوت هاى استانى حدود 3/ 2 درصد از واریانس تأثیر اشتغال بر بارورى را تبیین مى کند. تأثیر تفاوت هاى استانى در رابطه با پیوند تحصیلات و بارورى از اهمیت بالاترى برخوردار است، به گونه اى که حدود 4/ 21 درصد از واریانس تأثیر میزان تحصیلات بر بارورى به واسطه تفاوت هاى استانى تبیین مى گردد. تأثیر ویژگى هاى استانى در رابطه بین ساختار خانواده و سن با بارورى به ترتیب با میزان واریانس تبیین شده 2/ 3 درصد و 4 درصد در اولویت بعدى قرار دارند.

     در جدول 2، شاخص انحراف به منظور بررسى نکویى برازش مدل نهایى و شرطى مورد استفاده قرار گرفته است. در مدل غیرشرطى، متغیر تابع (بارورى) تابعى است از تأثیرات ثابت و تصادفى سطح اول و دوم بدون ورود متغیر پیش بین در سطح اول و دوم. در مدل شرطى متغیرهاى پیش بین سطح اول و دوم در تبیین تغییرات متغیر تابع مدل سازى مى گردد. کاهش مقدار شاخص انحراف در مدل شرطى در مقایسه با مدل غیرشرطى مبین نکویى برازش مدل و توانایى مدل در تبیین تغییرات است. مقدار شاخص انحراف در مدل شرطى که به واسطه متغیرهاى پیش بین وضعیت اشتغال، میزان تحصیلات، سن و ساختار خانواده در سطح اول و متغیرهاى میانگین سنى زنان در معرض بارورى و میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده استان در سطح دوم مدل سازى شده اند، برابر با 9/ 864156 است که در مقایسه با مقدار متناظر در مدل غیرشرطى (1044146) در سطح پایین ترى قرار دارد. این مطلب، نشان از نکویى برازش مدل چند سطحى با استفاده از متغیرهاى پیش بین سطح فردى و استانى است.

بحث و نتیجه گیرى

نتایج به دست آمده از تحلیل چندسطحى حاکى از این است که اشتغال زنان با مقدار ضریب 14/0-، میزان تحصیلات با مقدار ضریب 12/0- و ساختار خانواده با مقدار ضریب 474/0- نقش معکوسى در بارورى داشته است. در مقابل، متغیر سن با مقدار ضریب 15/0 نقش تأثیر مثبتى در بارورى داشته است. ویژگى هاى سطح استانى، تأثیرات ثابت و تصادفى معنادارى را ضرایب رگرسیونى سطح فردى در تبیین بارورى دارد. به عبارت بهتر، میانگین میزان بارورى زنان تابعى است از ویژگى هاى ثابت و تصادفى استانى، به گونه اى که میانگین میزان بارورى زنان از بارورى استان و میانگین سن زنان در معرض بارورى تأثیرپذیرند. همچنین تأثیر میانگین تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده استانى در شیب خط متغیر تحصیلات زنان در سطح 1 مبین این است که میزان تأثیر متغیر تحصیلات زنان بر بارورى در استان هایى که میانگین کل تعداد فرزندان زنده به دنیاآمده در سطح بالاترى قرار دارد به مراتب پایین تر است. با وجود این، با توجه به مقدار ضریب 027/0-، شدت این تأثیر ضعیف ولى معنادار است. در رابطه با تأثیرات تصادفى، معنادارى مؤلفه هاى واریانس مبیّن این مهم است که تأثیر اشتغال، سطح تحصیلات، سن و ساختار خانواده در بارورى زنان، در بین استان هاى کشور متفاوت بوده است.

     بنابراین، مى توان نتیجه گرفت که ویژگى هاى اقتصادى، اجتماعى و جمعیتى منطقه اى (استانى) نقش تعیین کننده اى در تبیین تغییرات بارورى زنان به واسطه ویژگى هاى فردى دارد. معنادارى تأثیرات تصادفى استانى در تبیین بارورى زنان نشان داد که مدل سازى تغییرات بارورى زنان با تکیه بر ویژگى هاى فردى در بین استان هاى کشور متفاوت مى باشد، نیز تابعى است از ویژگى هاى اجتماعى و جمعیتى منطقه اى که نیازمند مدل سازى جامع ترى است. اعمال اقدامات مداخله اى در زمینه تغییرات بارورى به مثابه محرک اصلى رشد جمعیت، مستلزم شناخت این عوامل و بررسى نقش ویژگى هاى استانى در بارورى افراد مى باشد. این وضعیت مى تواند به سیاست گذاران و برنامه ریزان کمک کند تا محیط و بستر سیاستى مناسبى را براى بهره بردارى از فرصت ها و مقابله با چالش هاى جمعیتى ایجاد کنند. بنابراین، لازم است براى سیاست گذارى و برنامه ریزى علاوه بر عوامل مؤثر بر رشد جمعیت و بارورى، به تعیین کننده هاى جمعیتى منطقه اى نیز توجه شود.

 منابع

حسینى، حاتم (1383)، قومیت و بارورى: تحلیل رفتار بارورى گروه هاى قومى کرد و ترک در مناطق روستایى شهرستان ارومیه، طرح پژوهشى مرکز مطالعات و پژوهش هاى جمعیتى آسیا و اقیانوسیه.

زنجانى، حبیب الله و دیگران (1378)، جمعیت، توسعه و بهداشت بارورى، تهران، نشر و تبلیغ بشرى.

صادقى، رسول (1383)، قومیت و بارورى: تحلیل رفتار بارورى گروه هاى قومى در ایران، پایان نامه کارشناسى ارشد جمعیت شناسى، تهران، دانشکده علوم اجتماعى دانشگاه تهران.

عباسى شوازى، محمدجلال و همکاران (1384)، تحولات بارورى در ایران به شواهدى از چهار استان منتخب، تهران، وزارت بهداشت، درمان و آموزش پزشکى.

ـــــ ، «همگرایى رفتارهاى بارورى ایران: میزان، روند و الگوى سنى بارورى در استان هاى کشور در سال هاى 1351ـ1375» (1380)، نامه علوم اجتماعى، ش 18، ص 201ـ231.

مرکز آمار ایران (1377)، نماگرهاى جمعیتى ایران (1335ـ1375).

نورالهى، طه (1379)، برآورد سطح و الگوى بارورى در ایران با استفاده از روش فرزندان خود 1351ـ1375، پایان نامه کارشناسى ارشد جمعیت شناسى، تهران، دانشکده علوم اجتماعى دانشگاه تهران.

ـــــ و همکاران (1386)، بررسى و تحلیل ویژگى هاى جمعیتى کشور و استان ها براساس سرشمارى عمومى نفوس و مسکن 1385، پژوهشکده آمار ایران.

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.