妇女生育率的变化的决定因素在乌干达的农村地区

文摘

在乌干达农村妇女生育率持续下降。生育率在乌干达的研究都集中在整个生育。在这项研究中,我们关注的是农村妇女生育率的变化的决定因素在乌干达使用多元泊松分解技术来量化贡献妇女的社会经济和人口结构的变化,我们也称之为特征影响和改变他们的生育行为(生育)的系数的影响或风险对整个农村妇女生育率的下降在2006 - 2016年期间。使用“特征效应”意味着改变成分的影响妇女的社会经济和人口特征在2006和2016之间。另一方面,生育行为也提出了系数的影响意味着风险或可能性的变化之间的农村妇女生孩子两年调查。我们的研究结果表明,意味着曾经出生的儿童数量(MCEB)从4.5减少到2006年的3.9减少,这与女性的成分变化和生育行为。女性导致42%的成分而生育行为导致了58%的减少。教育水平达到和初次性交年龄显示重大贡献在两个组件的分解。观察到的生育率下降在很大程度上是与变化相关的风险在农村妇女生育。变化在生育的风险教育和农村妇女的年龄开始性别显示观察到的变化是最大的贡献生育能力。 Continued improvements in access, attendance, and completion of secondary schools by women in rural areas will be the key drivers to Uganda’s overall transition to low fertility. Furthermore, with improved access to mass media in the rural areas, there can be changes in attitudes and large family size preferences which can create a conducive environment for the utilization of family planning services in the rural communities. Efforts should therefore focus on applying appropriate methods to deliver packaged family planning messages to these communities.

1。介绍

非洲生育率一直高于其他发展中国家在过去的几十年里,这种持续的高生育率已经与社会经济发展的低水平相对于其他发展中地区(1]。尽管非洲生育率已经非常不同于其他地区,非洲有非凡的生育多样性实际上增加生育情况从pretransitional更替生育(2]。

人们普遍同意,全球生育率下降但讨论为什么生育率下降仍是重要的(3]。许多理论和框架解释生育率变化已经被提出。生育的主要解释变化和动力学起源于人口转变理论(德勤)在1929年首次由汤普森和Notestein 1945年(4]。这个理论属性生育率下降的变化与工业化和城市化,最初产生的下降以后死亡率和生育率下降。这个理论被发现是弱解释生育转变在城市化和工业化的国家。考德威尔流理论提出的财富在1976年发表的一篇文章中生育率下降归因于家庭的成核可能引发的经济或文化力量(5]。这个理论是基于研究在西非(加纳和尼日利亚)大家庭仍很强劲,家族长老可能受益于高生育率(5]。生育率下降的构想的理论属性生育的时间过渡到信息的扩散和新的社会规范关于避孕6]。虽然这个理论增加了早期的理论的一个重要元素,克莱兰德和威尔逊认为非洲造成困难的对于纯扩散理论特别是因为大家庭偏好(7]。

由于高生育率,乌干达政府1995年首次颁布明确的国家人口政策,但这是2008年修订后由于持续的高生育率其他挑战[8]。的计划生育的健康和经济利益,乌干达增加了分配计划生育用品从330万年的2012美元到690万年的2013/2014财政年度(9]。耗费在其计划生育实施计划,2015 - 2020;政府致力于减少对计划生育未满足的需求,现代避孕普及率10%,增加到2050年的50% (10]。同理,乌干达人口和健康调查(UDHS)旨在减少生育率从2016年的每位妇女5.4个孩子,2019年的5.1 (11]。

尽管一些研究已经表明,乌干达的国家之一,经历了停滞生育转变,Kabagenyi出版社(12]表明,这个国家在生育率转变的过程,但没有发现失速的证据。2017年,总生育率(TFR) 5.4,乌干达第一次不是世界上生育率最高的十个国家(13]。这表明,尽管在这个国家生育率居高不下,这是下降。进一步的生育率下降是观察从乌干达人口和住房普查14)和乌干达人口和健康调查(15]随着时间进行显示明显减少国家的生育率水平。

生育率下降在乌干达显示子群体之间的差异例如更快下降显示在大多数受过教育的女性和那些居住在城市地区和地区国家(16,17]。虽然教育水平较高的国家与快速生育率下降与同行相比,这种情况并没有在东非地区。例如,教育水平较低,尽管在坦桑尼亚和卢旺达和乌干达相比,这两个国家的生育率已经显示出更明显下降(18]。教育已经被指出的因素之一,影响了生育率降低城市乌干达(19]。因为小学和过渡到中学在很大程度上仍然是一个特权从更好的社会经济背景和城市的孩子20.),农村地区可能落后于城市地区生育率降低。妇女在农村地区有较高的生育率比女性在城市地区(5.9的总和生育率和生育4.0个孩子)。农村地区的妇女总和生育率从2006年的7.1下降到2016年的5.9。在城市地区,总和生育率已经不那么一致的模式,波动在4.0 [15]。分解研究量化贡献的女性的社会、经济和人口特征对生育水平(21- - - - - -23]。然而,研究没有关注子组。分析本是由分解生育率变化在2006年到2016年15 - 49岁的女性,在乌干达的农村地区。

2。方法和材料

辅助数据从2006年和2016年获得乌干达人口和健康调查被用于这项研究。全国代表性的横断面调查收集类似的人口和健康数据在15 - 49岁的女性。在2006年和2016年UDHS, 15 - 49岁的女性被问到,他们是否行过生,出生的数量。只有从未结婚,目前已婚/联盟,和以前已婚女性有过性包含在当前的研究中。这包含标准是基于事实,自然,女性从来没有性没有已知的妊娠和分娩的风险敞口。虽然大多数人口学家认为婚姻的开始接触频繁的性和生育,在非洲的研究报道,妊娠和分娩会在婚前和相当数量的第一胎可能发生婚前(24- - - - - -26]。我们注意到可能存在漏报和误报问题的性活动。女性有过性,但没有宣布因此被排除在研究,这可能导致低估。这种可能性的排斥是最有可能的,因为性活动对年轻人敏感问题,特别是那些未婚在文化和宗教背景,婚前性行为是不允许的。共有6044名和12612名女性的年龄在15岁至49岁居住在农村地区在2006年和2016年分别从8531年和18506年女性选择在2006年和2016年调查采访。尽管我们把主要精力集中于2006年和2016年的调查,2011年的数据也用于识别的趋势总和生育率在2006 - 2016年期间。数据第一次加权使用技术对于复杂的调查设计。加权变量在国土安全部使用样品重量变量生成数据和应用统计命令。两项调查的加权样本容量分别为6081和11639。图1显示了研究样本。

我们的分析需要曾经出生的儿童的数量(CEB)的女性被调查者两项调查作为因变量。CEB是衡量孩子的报道数量一个女人到数据收集的时刻(4]。其他措施,可以使用总和生育率和出生率的将军(GFR)。总和生育率是一个综合衡量,是基于假设的女性生育年龄的假设恒定的出生率的寿命,那没有人会离开假设队列(27]。另一方面,肾小球滤过率(GFR)是指每1000名育龄妇女的生育数量(28]。相关的出生人数的雌性生殖年龄,因此措施一般每年繁殖性能的女性(27]。它并没有考虑到这一事实的范围内15到49岁的育龄女性,有不同程度的妇女生产儿童(4]。肾小球滤过率(GFR)和总生育率依赖当前的行为(3或5年),与CEB。CEB被选中,因为它是一个测量实际累积生育的女人和各种因素的研究旨在量化贡献的变化累积2006 - 2016年期间生育的女性。此外,由于研究应用非线性分解技术,处理计算结果,如儿童的数量,我们发现CEB是一个更合适的结果。独立变量是年龄、教育、住宅,财富五分位数,类型的家庭(地位),妇女的社会地位,工作接触计划生育信息,避孕知识、避孕,初次性交年龄、理想的家庭规模和年龄在第一次婚姻。迎合女性婚前生育,我们介绍了一个类别“不结婚”。

统计分析是使用占据。描述性的总结表明女性的socio-demographic使用频率分布特点进行。使用tfr2工具(29日),我们生成和描述特定年龄生育模式和农村妇女总和生育率在2006 - 2016年期间。其次,因为我们的结果变量是一个计数CEB的一个女人,一个泊松模型被用来分析与CEB相关的因素。泊松回归模型优于普通最小二乘法(OLS)或其他线性模型因为CEB等计数变量的分布是一个正整数,是严重倾斜的长尾(30.]。OLS是合适的只有因变量,计数,独立同分布。CEB等重要但是非线性,因此应用程序假定常数的线性回归模型方差可能导致效率低下,不一致的和有偏见的估计。

二元层次的分析,每个独立变量和泊松回归CEB抵消当前年龄女性的自然对数为每个调查每年进行。模型是抵消当前时代的自然对数的女人因为年龄与CEB高度相关。这是旨在找出农村妇女与生育相关的因素的各自的调查。这个分析的重要因素包括在泊松分解模型来量化的因素变化的贡献生育率在2006 - 2016年期间农村妇女。为了便于解释,我们取幂系数产生事件率的比率(IRR)。IRR量化方向和强度的预测和CEB之间的关系。IRR值大于1意味着更高的可能性生孩子为特定类别的独立变量相对于参考类别而小于1意味着低生育率(减少给孩子出生的可能性)类别相比,参考类别。IRR比较的生育一个类别的农村妇女相对于参考类别和显示一个解释变量的变化如何影响结果的变量。例如在表1第1列教育,0.901的价值主要意味着农村妇女获得初级教育水平有低生育率与同行相比,他没有获得任何级别的教育。这意味着这些妇女没有与同行相比减少了9.9%的孩子的教育水平。CEB是高度相关的与当前时代的女性,在我们的模型中,当前的年龄是用作抵消。

在多元层面,一个非线性多元分解(31日)随时间变化为组件技术,部分归因于人口变化特征和变化的影响的结果应用的特点。前分解分析,多元泊松回归CEB分别做了调查2006年和2016年。结果在表中2,3分别。分解模型用于分区CEB为组件的2006 - 2016年的变化归因于变化特征的女性和CEB特征的变化的影响。变化特征是指随时间变化的结果的一部分,可归因于构成的改变集团选择的特点,这也被称为特征的影响。另一方面,指的是部分变化影响的差异引起的微分效应特征(系数)结局的,也被称为系数效应(31日]。在这项研究的背景下,影响系数代表生育的风险的变化,观察2006 - 2016年期间。所有的统计意义协会决定在0.05水平的意义。

因为这个研究是次要的数据集的分析,没有个人标识符,伦理批准并不是必要的。然而我们寻求许可访问和使用数据集从国土安全部通过链接https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm。所需的访问被允许和条件使用的数据曾被观察到。

3所示。结果

表中给出的结果4来自6081年和11639年的加权样本大小农村妇女分别在2006年和2016年的调查。结果表明,在2006年和2016年的样品,大部分的农村妇女报告说他们已经达到初级水平的教育,相对于2006年的样本,2016年的样本有较高比例的农村妇女达到二级水平和更高。这两个调查样本有更大比例(2016年45%,2006年为46%)的女性来自贫困家庭。同理,大多数农村妇女的调查报告说,他们从男性领导的家庭,目前多数人工作。在2006年和2016年的调查,调查结果表明,略多于一半的农村妇女没有co-wife但四分之一的受访者在2006年和2016年的28.7%报告说,他们单独或不确定对方是否有其他妻子。

农村计划生育的女性拥有知识方法构成了多数在2006年和2016年样本。此外研究结果表明,在两种样品,至少一半的农村女性受到计划生育信息通过大众媒体目前多数没有使用避孕措施。调查结果表明,大多数农村妇女报告说,他们首次性交时15 - 19岁。超过半数(54%)的农村妇女在2006年报道他们的首次性交年龄在15 - 19岁。在2016年这一比例为70%。同样重要的是观察,在2006年和2016年调查,农村妇女的比例首次性交年龄小于15年保持在20.6%,比例延迟他们第一次做爱,直到20岁及以上是2016年25%,2006年只有9%。这可能是一个农村妇女的比例指标,推迟初次性行为在青少年时期减少。同理,结果表明,农村妇女最大的比例在2006年和2016年报告了他们的第一次婚姻是15 - 19岁但在2016年,第一次结婚的比例报道他们的年龄20岁及以上高于2006。关于理想的家庭规模,两项调查结果表明,大多数农村妇女喜欢至少有五个孩子尽管2016年的比例是低于2006年。细节展示在表4。

3.1。选择的特点和农村妇女的生育能力之间的联系在2006年和2016年的调查

农村妇女的生育能力评估的基础上的泊松模型CEB抵消当前时代的自然对数15 - 49岁的女性在两个各自的调查。表1农村妇女的生育选择礼物结果特征在两年的调查。IRR值是一个量化的方向和强度的预测和CEB之间的联系。农村妇女生育的IRR比较利率。IRR值大于1意味着生育一个类别的农村妇女的速度高于参考类别而小于1意味着低利率相比,生育类的引用。结果表明,在2006年和2016年,生育减少的速度与受教育程度的增加。农村妇女获得中等和高等教育水平明显低生育率(IRR的0.589和0.508分别于2006年和2016年)比那些没有获得任何级别的教育。我们的研究结果还表明,在2006年和2016年调查,农村妇女从家庭列为富裕明显低生育率(IRR 0.921在2006年和2016年的0.823)与同行相比来自贫困家庭。研究结果还显示,女性报道来自女户主家庭已显著低生育率与同行相比男性户主家庭。关于女性的工作状态,表1表明,女性报告说,他们目前有更高IRR不同行相比。在这两个调查,农村妇女的生育率目前是15%高于非职业同行。此外,结果表明,农村妇女的生育率单或不确定对方是否有其他妻子明显降低(IRR的0.735和0.732分别于2006年和2016年)比那些没有co-wife同行。另一方面,我们的研究结果表明,在这两个调查,女性有co-wife有更高的相对于那些没有生育。这可能证明一夫多妻制对农村的影响生育能力,但需要进一步调查。

表1结果还表明,在2006年和2016年,计划生育的知识方法与CEB不显著。相应地,研究结果显示,在2006年,没有计划生育信息通过大众传媒之间的关系和农村妇女生育但在2016年,一个重要的协会观察女性报道受到计划生育信息明显低生育率0.908 (IRR)相对于同行的没有暴露出来。我们的研究结果表明,矛盾的是,在这两个调查,使用避孕药的女性生育能力有显著提高(2006年的1.076和1.136的IRR)而不是同行。这可能是因为在大多数情况下它是高生育率女性使用计划生育方法。研究结果还表明,首次性交的农村妇女的生育率在15 - 19岁的类别,是相对较低(IRR的0.853和0.813分别于2006年和2016年)比他的首次性交年龄类别的小于15年。我们观察到的农村妇女的IRR首次性交年龄20岁及以上同样分别为0.919和0.577分别在2006年和2016年的调查。这意味着低生育率女性推迟首次性相对于那些性首次出现低于15岁。从调查结果我们还表明,女性非数字反应了问题的理想生育率最高的儿童数量相比,那些理想的儿童数量是0 - 2。两项调查的发现表明,农村妇女的生育率与期望的孩子的数量增加。最后,表1结果表明,相对于女性没有结婚,农村妇女的生育率显著降低随着年龄的增加在第一次婚姻。

3.2。改变农村妇女生育率的乌干达

使用tfr2工具,结果在图2表明农村妇女总和生育率从2006年的7.6减少到2016年的每名妇女生育6.3个孩子。然而,在2006 - 2016年期间,2011年进行了UDHS和结果表明,农村妇女总和生育率为每位妇女生育7.2个孩子。

结果在图3表明,特定年龄生育率(ASFR)农村妇女在2006年和2011年都高于2016年同行。

确定2006 - 2016年的生育率变化观察到在农村妇女中是重要的,单向方差分析(方差分析)进行CEB和年的调查。研究结果表明,2006 - 2016年期间,女性生育(MCEB)在农村地区显著( )从2006年的4.5减少到2016年的3.9。

3.3。分解的生育率变化在农村妇女中

结果在表5(一个)显示的整体分解变化在农村妇女生育观察2006 - 2016年期间。结果表明,74%的农村妇女生育率的变化可以归因于变化特征对CEB在2006 - 2016年期间26%的改变是由于改变社会经济和人口特征的女性。变化的影响特点是分解组件,可归因于不同的影响(系数)的特征意味着曾经出生的儿童数量,也被称为系数影响标签的表5(一),5(b)6。现在的变化系数影响的农村妇女生育的风险随着时间的某些特征。改变特点是归因于改变成分分解组件组的选择特点和这是标签的“特征效应”表。推导比例系数除以每个组件(总)系数的总和。特征的影响为例,26.4%的比率从3.909−(−−3.9091 + 10.880)。这甚至适用于详细的分解结果的表6。

当目前避孕使用从分解模型,与变化相关的贡献组成的女性增加了42%,而与特征变化的影响意味着生育率水平降低到58%。这意味着避孕的重要性。结果在表5(b)总结分解结果当避孕使用排除在模型。

结果在表5(一)和5(b)的整体分解为农村妇女曾经出生的儿童的数量在2006 - 2016年期间。表6显示了详细的分解结果,表明多少每个选定的特征导致了每个类别观察生育以MCEB衡量的变化。选择的总体百分比贡献特点是到达通过总结所有的百分比在每个类别的各自的特点。作为一个例子,对于教育,我们添加的值1.4和19.2在第四列的表6获得20.6%的生育能力的变化,是由于变化组成的农村妇女教育获得2006年和2016年之间。详细的分解结果表6表明,关于教育的范畴,增加女性的比例至少达到中等水平的教育可以在生育与19%的变化有关。研究结果显示,轻微增加农村女性的比例属于中间财富范畴在2006 - 2016年期间0.2%的减少生育。研究结果还表明,改变的女性比例从女户主家庭可以关联到0.4%的农村妇女生育率的变化时期。研究结果表明,改变农村妇女的比例目前的调查,3%的减少生育观察2006 - 2016年的调查期间。我们的研究结果也显示,女性拥有的比例变化co-wife和同行单/不确定的co-wife状态,分别为1.3%和1%的农村妇女生育能力降低。

研究结果表明,提高农村妇女的比例通过大众媒体报道受到计划生育信息与1.3%的减少生育,是农村妇女中观察到的2006 - 2016年期间。研究结果进一步表明,2006年至2016年,女性的比例性增加,这可能是15 - 19岁首次与8.6%的减少生育期间的农村妇女。另一方面,有一个减少的比例首次性交的女性年龄是20年以上,这导致生育率的增加(24.2%)的收益可以抵消由于推迟首次性交的生育能力降低。因此初次性交年龄的总体贡献农村妇女的生育率变化−15.5%。同样的,表6调查结果显示,女人第一次结婚的年龄组成的变化可以关联到一个整体对生育率的变化的贡献22.2%。更具体地说,观察到的减少比例的农村妇女第一次结婚的报道年龄低于15年与26.2%的农村妇女生育率的降低而减少的比例第一次结婚的女性年龄是15 - 19年贡献了37.8%的生育率下降期间观察到的。此外,研究结果表明,家庭规模偏好与整体的贡献8.3%,观察到的变化在农村妇女生育率在2006 - 2016年期间,但具体来说,理想的女性的比例下降的儿童数量是5 +孩子与8%的观察变化有关生育而减少比例的农村妇女非数字反应了这个问题在理想的儿童数量减少2.7%的生育能力。

对观察到的特征的影响生育能力的变化,只有教育水平达到财富,初次性交年龄、性别的头部和一夫多妻制家庭生育的重要贡献者观察到的变化。研究结果表明,不同的生育风险与整体贡献51.5%的农村妇女生育率的变化。微分效应在2006 - 2016年农村妇女生育的风险获得了初级和中级教育,与观测到的生育率变化分别为36.5%和13.5%。研究结果进一步表明,13.4%的生育可以观察到的变化与2006 - 2016年的变化影响生育的财富(特别是富有)。同理,在农村妇女生育的变化风险从2006 - 2016年期间女性户主家庭贡献了12.3%,生育是观察到的变化。我们的研究结果表6也表明,增加妇女生育率在一夫多妻的工会与整体生育能力增加了10.7%。最后,结果表明,不同的风险第一次性的农村妇女生育年龄是20年以上,47.8%的农村妇女生育率的变化。

表1中的结果列6基于MCEB不同类别的变量相对于参考类别。例如,关于教育。−0.207表明从2006年到2016年,农村妇女的MCEB达到初级教育水平低20.7%的MCEB“没有教育”的农村妇女群体。

4所示。讨论

我们的研究结果表明女性教育生育率转变的重要性。这两个组件的分解表明,教育有一个小的贡献变化观察到的变化在2006年和2016年之间的生育能力调查。不过,重要的是要注意风险的变化为农村妇女生育(变异系数)与中小学教育水平与大的贡献百分比观察生育率变化相比,女性受教育程度的构成的变化。这意味着教育在某种程度上影响女性的生育行为的决定何时生和生多少个孩子。教育是众所周知的强烈影响女性的生育年龄推迟第一次结婚,减少家庭规模。本研究的发现部分同意早期的研究(19,22]发现教育程度增加了女性负责至少一半的生育率下降在撒哈拉以南非洲。同样,Jain &罗斯(2012)观察到的过渡从高到低生育率与提高女性教育(32]。在乌干达,发现女性教育,尤其是实现至少中等教育水平会增加使用避孕措施的可能性,降低生育率(33]。教育也被发现在其他国家对生育有重要影响。尼泊尔夏尔马(2015)断言,生育可以显著减少通过略微增加教育妇女地位(34]。夏皮罗& Gebreselassie (2008)、Westoff Bietsch, &考夫曼夫人(2013),和释迦& Gubhaju(2016)也指出,提高妇女的受教育程度是一个关键因素导致生育率持续下降(35- - - - - -37]。

虽然,户主的性成分的变化没有显示生育率的观察变化的重大贡献,家庭能力明显导致了行为组件的分解模型。这可能与在家庭生育决策。女性女性户主家庭更有可能做出独立决定关于生育能力。这可能不是从男性与女性户主家庭尤其是在农村地区,那里是有限的权力。这指向家庭生育决策可能采取的头在大多数情况下的人都是男性。

我们的研究结果表明,在2006年和2016年,女性报告说他们目前MCEB高于同行。此外,虽然目前农村妇女的比例在2006年的调查工作是略高于2016年,研究结果表明,这种变化做出了重大贡献:观察到的生育能力的变化。我们的研究结果表明,女性的工作状态造成1.9%的生育能力的变化。这一发现部分与其他的研究报道关于女性就业的重要性在生育转变。在博茨瓦纳,一项研究发现,非职业母亲曾经出生的儿童数量比他们的工作(38]。同理,在女性的参与劳动力被发现降低生育率(39]。在波兰,工作被发现对新生儿的数量直接影响工作的女性有更多的孩子比那些没有工作3]。

在撒哈拉以南非洲,第一次结婚的年龄更有助于发现影响生育率的变化(40]。Kabagenyi et al。(2015)认为乌干达的持续高生育率在年轻的时候结婚,仍然相当低(12]。在哥伦比亚等国、多米尼加共和国、和土耳其,结婚时的平均年龄下降之后,增加生育能力(41]。婚姻的延期导致的减少,一些国家的生育率在1990 - 2008年期间(42]。在早前的研究在乌干达妇女生育率的变化(23),第一次结婚的年龄是最大的贡献者之一生育率的变化观察到的2006年和2011年之间。我们当前的研究表明,调查了农村妇女的比例第一次结婚报告了他们的年龄20岁及以上之间增加两年调查这贡献了很大一部分总体生育率变化观察到在农村地区。考虑到利用避孕药在乌干达的农村地区仍低于城市地区,这些地区的第一次结婚的年龄仍然是农村的一个重要因素。这需要努力提高计划生育服务的可访问性,不仅提供避孕选择,而是目标敏感和教育的农村人口早婚的危险性和社会经济健康和人口增加的福利推迟结婚。

研究结果表6表示,2006年至2016年的生育率变化明显与女性的首选的儿童数量的变化在两个调查。家庭规模偏好影响人们的生育行为,尤其是决定是否使用或不使用避孕药具等生育控制措施。这些发现支持了观点17,41,43- - - - - -45),指出转变所需的家庭规模的重要性在许多国家的生育率下降。

暴露在大众媒体的因素是决定孩子所需的数量和增加使用现代避孕用品尤其是他们接力计划生育信息(36,45,46]。信息的扩散控制生育的方法现在被认为是一个重要的生育机制改变(1]。我们的研究结果表明,暴露在计划生育信息通过大众媒体做了一个小的贡献0.9%。虽然百分比贡献似乎小,重要的是要注意,大众媒体覆盖农村地区也同样低是大多数人有限或没有收音机和电视。毫无疑问,计划生育的吸收增加会导致不必要的生育率出现显著下降。必须更多的投资计划生育计划,加强现有程序,使他们甚至可以达到难以达到地区农村乌干达。

首次性交无疑扮演了一个重要的角色在生育率转变。推迟首次性意味着推迟怀孕和生育。在许多非洲国家,第一胎之前正式婚姻和在某些情况下繁殖能力是一个重要的先决条件的证明形式化婚姻债券(25]。我们的研究结果表明,首次性交年龄是一个重要的因素减少生育。研究发现,尽管女性的比例变化他们的初次性交年龄相对较小的百分比贡献整体变化在农村妇女生育率,初次性交年龄上的第二大贡献比例系数的影响分解。调查结果显示,与年龄相关的减少生育的风险首先性为农村妇女在2006年至2016年期间大幅减少导致观察到的生育能力。家庭的类型(女性co-wife与否或是否还是单身)导致了降低生育能力。地位与女性拥有的比例从22.1%下降到19.1 2006 - 2016年期间,那些单周期从25.4增长到28.7%,结果表明,这种贡献了1.6%的降低生育能力。一夫多妻制,很大程度上是一个常见的做法在农村但似乎正在改变可能造成了这一观察。一夫多妻制对女性的生育行为的影响贡献了23%,观察到的减少生育如表示6。一项研究应该探索一夫多妻制对生育行为的影响尤其是在农村地区。

这个手稿的强度分析是基于全国代表性调查数据。国土安全部坚持国际标准协议和过程进行调查。此外,便于使用的分析技术将结果随时间的变化划分到组件由妇女社会经济和人口结构的改变和改变生育行为。

我们的分析只包括女性有过性行为,因为他们是唯一已知的怀孕和分娩。这种包容是基于女性回答了这个问题在他们的性行为。这个问题敏感的性活动的大多数农村未婚人士预计禁欲直到他们都结婚了。记住这一点,我们注意到漏报和/或谎报是可能的,因此一些女性有过性行为,但没有声明可以被排除在外。然而,2011年UDHS是在2006年和2016年之间进行的,我们的分析技术仅局限于分析两组之间的差异。因此,分解技术不允许包含两个以上的调查。我们选择了两个调查,一个相对长的时间间隔,使我们能够分析生育,因为这种变化是已知的变化需要更长时间。因此,我们汇集了2006年和2016年的数据集进行分解分析,农村妇女的生育率变化时间超过十年。

尽管国土安全部一般生育率数据分析的良好来源,值得注意的是生育率数据容易召回问题[47]和诞生的历史问题的本质使女性回溯诞生出生为了避免完成历史问题[26]。此外,我们注意到,国土安全部生育可能没有足够的数据质量检查的趋势生育特别是当使用两个数据点(48),但我们的研究旨在量化的因素导致了不同肥力水平的农村妇女使用2006年和2016年而不是研究的趋势。此外,我们的分析依赖于横断面调查,因此我们只找到关联,而不是因果关系。量化研究的贡献与农村妇女的生育率变化相关的因素在2006 - 2016年期间观察到的。

5。结论和影响

生育率的变化观察女性居住在农村地区2006 - 2016年期间都归因于变化构成的女性社会经济和人口特征和生育行为的变化。教育水平达到第一次性显示重大贡献和年龄这两个组件的分解。其他因素导致观察到的减少生育;性的家庭,妇女地位工作,接触到计划生育信息,使用避孕,家庭规模偏好第一次性别和年龄。

持续改进访问,出席并完成中学由女性在农村地区将是关键司机乌干达的整体过渡到低生育率。此外,通过改进利用大众媒体在农村,可以有改变态度和大型家庭规模偏好可以创造一个有利的环境利用计划生育服务的农村社区。努力应该适当关注应用适当的方法将打包这些社区计划生育信息。

我们的发现指出这样一个事实:初次性交年龄是一个重要的决定因素的生育率在乌干达的农村地区。乌干达政府长期赞助的活动和信息在乌干达年轻人对性禁欲,但这在很大程度上预防艾滋病毒的。这样的活动需要更全面,这样早期和频繁的生育可以合并的问题。

数据可用性

在这项研究中使用的数据集是通过链接公开https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm。

的利益冲突

作者宣称没有利益冲突有关的出版。

作者的贡献

Paulino Ariho构思的想法和设计和数据进行分析,解释结果,讨论和起草手稿。亚伯Nzabona引导概念化,建议在数据分析和参与起草手稿。所有作者阅读和批准最终的手稿。

资金

作者遇到了成本和没有外部资助的研究。

确认

作者感谢测量国土安全部批准UDHS数据访问和使用。

引用

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