第156期2018年03月12日
新基因工程科技的承諾和危險（下）
印度有6300萬女性「消失」，超過1100萬肇因於性別篩選流產
數以百萬計的印度女性，從人口中憑空消失，原因是長久以來、根深蒂固的性別偏見和極端的偏愛男孩所致。
根據印度政府最近一份驚人的報告，目前印度人口中有6300萬婦女失踪。該報告估計，每年約有200萬女性不見。報告進一步估計，另外還有2100萬名女孩被父母「嫌棄」，因為他們偏愛男孩。
這些數據是由印度財政部於今年1月在2017-2018年經濟調查報告中所發布。
在印度，男性與女性的性別差距如此之大，有幾個原因。首先，印度的許多女性所接受的醫療保健、適當營養、教育和其他資源，與男性相比，明顯減少。因此，女性相對於男性的死亡率，高於印度國家經濟發展水平的預期。
數百萬計的女孩在出生前，也因為性別篩選流產的普遍做法而遭淘汰，這是一種歧視性的做法，女孩因為不是男孩而被選擇性地終結。即使在出生後，女孩也會受到各種忽視，減少提供食物、醫療保健、教育或其他必需品。如果她們不巧是第二或第三個女兒，這情況便特別真實。
一般認為，出生時的自然性別比例，是每個女孩接近1.06個男孩。出生時的性別比例自然高於1.0，因為男性的死亡率高於女性。出生時的性別比例可能會因國家的不同而略有不同，從1.03到1.07，根據該國普遍存在的死亡率以及尚未完全了解的其他因素。[1] [2] [3]
然而，除非性別篩選的做法發揮作用，出生時的性別比例並不會偏離標準太多。根據經濟調查報告引用的數字，印度2014年的出生性別比接近1.11，遠超預期的自然比例。
財政部根據Amartya Sen（1990），Ansley Coale（1991），[4]和Siwan Anderson和Debraj Ray（2010）[5]所制定的方法，估計了失踪女性的總數。
儘管性別篩選流產是印度「失踪女性」的主要原因，但該報告沒有提及通過性別篩選流產所喪失的女性人數。因此，我們在人口研究所，採用了相同的方法，並與聯合國經濟和社會事務部（UNDESA）的人口估計和印度預測的結果進行配對，以估計通過性別篩選墮胎所流失的女性人數。
假設採用這種方法，我們估計自1990年以來，印度的性別篩選流產已經消滅了1180至1410萬印度人口中的女性。[6]
可悲的是，即使這個驚人的數字，可能也只是一個保守的估計而已。因為這些數據是利用西方國家出生時的自然性別比例推導出來的，然而，由於發展中國家的出生性別比例往往會較低，因此通過性別篩選流產而喪失的女性，實際人數可能要高得多。
根據Abrevaya（2008）的研究，我們的下限估計值為1,180萬，假設出生時的自然性別比例為1.066，即1992 - 2004年期間居住在美國的亞裔印度裔美國人的平均出生性別比。但是，隨著研究和死亡率統計一致地顯示，男嬰天然比女嬰更容易死亡[8] [9]，[10] [11]。由於印度的嬰兒死亡率遠高於美國，因此 印度出生時的自然性別比例不太可能高達1.066。
此外，研究發現證據，移民印度的女性在美國[12] 和在其他西方國家[13]，[14]，[15]繼續被迫進行性別篩選流產，甚至在搬遷到西方國家後多年。因此，美國印度移民在出生時所觀察到的性別比例為1.066，無疑是很高的，因為一些移民繼續進行性別篩選流產，這一因素會導致我們的數字低估了印度的性別篩選流產的發生率。
1410萬的上限估計值假設出生時的自然性別比例等於1.059，Coale發現這是1962年至1980年間歐洲國家樣本中出生時的中位數性別比例。[17] 這與Gretch（2002）所有歐洲估計的1950年至1999年出生時的性別比例為1.058幾乎一致。但是，2015年印度的嬰兒死亡率，超過了自1960年代以來大多數歐洲國家的死亡率[19]。
如果我們使用人口統計學家和世界衛生組織常常提到的出生性別比例作為自然比例（1.05）的近似值，那麼印度性別篩選流產的女性人數就會攀升到1690萬。
此外，我們估計自1990年以來，大約有100萬女孩從未出生，因為她們的假想準媽媽是在15年前或更早的時候通過性別篩選流產被終結[20]。我們還估計，如果這些母親沒有被選擇性地墮胎，100萬人以上的額外出生人數不會由於性別篩選流產而超過62,000人[21]。
PRI總裁Steven Mosher說：「隨著性別篩選墮胎的死亡人數持續上升，我們呼籲世界各國禁止這種令人髮指的做法。畢竟，性別篩選墮胎是可以想像的歧視形式中，最糟糕的一種。這是一種殺人的歧視。」
註釋：
[1] Chahnazarian A. Determinants of the sex ratio at birth: review of recent literature. Social Biology. 1988;35(3-4):214-35.
[2] Andersson R, Bergström S. Is maternal malnutrition associated with a low sex ratio at birth?. Human Biology. 1998 Dec;70(6):1101-6.
[3] Davis DL, Gottlieb MB, Stampnitzky JR. Reduced ratio of male to female births in several industrial countries: a sentinel health indicator?. JAMA. 1998 Apr 1;279(13):1018-23.
[4] Coale AJ. Excess female mortality and the balance of the sexes in the population: an estimate of the number of” missing females”. The Population and Development Review. 1991 Sep;17(3):517-23.
[5] Anderson S, Ray D. Missing women: age and disease. The Review of Economic Studies. 2010 Oct;77(4):1262-300.
[6] 出生性別比（SRB）計算自：聯合國經濟和社會事務部人口司（2017年）。世界人口前景：2017年修訂版。對0歲人口的移民假設為0。計算出生時失踪婦女的方法學取自：Anderson（2010），前註2，包括採用正常SRB的估算數據：Coale（1991），前註1 （上限），而基於美國亞裔印度裔美國人的SRB的下限，取自1992-2004年：Abrevaya J. Are there missing girls in the United States? Evidence from birth data. American Economic Journal: Applied Economics. 2009 Apr;1(2):1-34.
[7] Abrevaya J. Are there missing girls in the United States? Evidence from birth data. American Economic Journal: Applied Economics. 2009 Apr;1(2):1-34.
[8] MacDorman MF, Atkinson JO. Infant mortality statistics from the linked birth/infant death data set–1995 period data. Monthly vital statistics report. 1998 Feb 27;46(6 Supp 2): 1-23.
[9] Mathews TJ, MacDorman MF. Infant mortality statistics from the 2013 period linked birth/infant death data set. National Vital Statistics Reports. 2015 Aug 6;64(9):1-30.
[10] Stoll BJ, Holman RC, Schuchat A. Decline in sepsis-associated neonatal and infant deaths in the United States, 1979 through 1994. Pediatrics. 1998 Aug;102(2):e18.
[11] Wells JC. Natural selection and sex differences in morbidity and mortality in early life. Journal of Theoretical Biology. 2000 Jan 7;202(1):65-76.
[12] Puri S, Adams V, Ivey S, Nachtigall RD. “There is such a thing as too many daughters, but not too many sons”: a qualitative study of son preference and fetal sex selection among Indian immigrants in the United States. Social Science & Medicine. 2011 Apr;72(7):1169-76.
[13] Urquia ML, Ray JG, Wanigaratne S, Moineddin R, O’Campo PJ. Variations in male-female infant ratios among births to Canadian-and Indian-born mothers, 1990-2011: a population-based register study. CMAJ Open. 2016 Apr;4(2):E116.
[14] Singh N, Pripp AH, Brekke T, Stray-Pedersen B. Different sex ratios of children born to Indian and Pakistani immigrants in Norway. BMC Pregnancy and Childbirth. 2010 Dec;10(1):40.
[15] Ray JG, Henry DA, Urquia ML. Sex ratios among Canadian liveborn infants of mothers from different countries. Canadian Medical Association Journal. 2012 Jan; 184(9): E492–E496.
[16] Brar A, Wanigaratne S, Pulver A, Ray JG, Urquia ML. Sex Ratios at Birth Among Indian Immigrant Subgroups According to Time Spent in Canada. Journal of Obstetrics and Gynaecology Canada. 2017 Jun;39(6):459-64.
[17] 見Coale (1991).
[18] Grech V, Savona-Ventura C, Vassallo-Agius P. Unexplained differences in sex ratios at birth in Europe and North America. BMJ. 2002 Apr 27;324(7344):1010-1.
[19] 見聯合國經濟和社會事務部（經社部）人口司（2017年）。世界人口前景：2017年修訂版。
[20] 我們使用UNDESA，人口司刪減生命表來估計1990 - 2000年從x歲存活到x + n（npx）的概率，假設所有npx值估計生命第一年的死亡率之間的線性關係。見聯合國經濟和社會事務部人口司（2017年）。 世界人口前景：2017年修訂版。
直到1994年，對於x> 1的所有群組，1990 - 2000年UNDESA npx與世界衛生組織（WHO）印度壽命表生存概率之間呈現二次方關係（npx = 1 - [（1-nqx）/ n ]，其中nqx是從年齡x到x + n的死亡概率）。見世界衛生組織。各國生活表格：印度。全球衛生觀察站數據庫。網址為： http://apps.who.int/gho/data/view.main.60740?lang=en.
從1994年至1997年，由於只有兩個數據點可供估算，因此假定聯合國經濟和社會事務部與世界衛生組織的生命表估計值呈線性關係。2000年以後的所有群組都利用了世衛組織對nqx的估計，重新配置為單年npx。據推測，1999年以後所有WHO nqx值都是線性相關的。1至4歲的R平方值為0.99，5-9歲為0.96，10至14歲為0.91，15至19歲為0.96，20至24歲為0.97，25至29歲為0.95。假設前幾年（2000-2015）之間呈線性關係，我們預測了2016年和2017年的數值。
我們使用UNDESA 5歲組，5歲特定生育率估計和預測來計算每個假設群組中的出生人數。見聯合國經濟和社會事務部人口司（2017年）。世界人口前景：2017年修訂版。我們假設每年出生時的性別比例等於0歲人口的男女比例。
[21] 我們說不到62,000，因為到2017年，當我們的數據切斷時，我們假想資料中年齡最大的女性到了2017年還不到30歲。眾所周知，性別篩選流產在更高的出生胎序（特別是3胎以上）和最後一胎時（即使最後一胎是第一胎）更普遍。由於年輕女性較年長女性較少經歷較高出生胎序，而且由於年輕女性較年長女性較少可能性有最後一胎，因此年輕女性出生時的性別比例必然低於印度普通人口。我們在這裡假設出生時的自然性別比為1.05。
（資料來源：LifeNews.com作者:Jonathan Abbamonte）
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