TỶ SỐ GIỚI TÍNH KHI SINH Ở VIỆT NAM HIỆN NAY:
MỨC ĐỘ VÀ CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG
NGUYỄN ĐỨC VINH P0F*
1. Đặt vấn đề:
Tổng quan về tỷ số giới tính khi sinh:
Tỷ số giới tính khi sinh (SRB) được tính bằng số trẻ em trai sinh ra trên 100 trẻ em gái được sinh ra trong một khoảng thời gian cụ thể. Thông thường, SRB dao động trong khoảng từ 103 đến 107 và phổ biến nhất là 105. Trong thực tế, khi không thể biết chính xác số trẻ em được sinh ra, SRB có thể được ước lượng bằng tỷ số trẻ em trai trên 100 trẻ em gái ở độ tuổi sơ sinh nào đó, chẳng hạn như trẻ em dưới 1 tuổi. Rõ ràng là tỷ số giới tính khi sinh ảnh hưởng trực tiếp đến cơ cấu giới tính của một dân số trong tương lai. Do tỷ lệ tử vong của trẻ em trai thường cao hơn gái nên SRB trong khoảng từ 103 đến 107 sẽ tương ứng với sự cân bằng giới tính của dân số khi bước vào độ tuổi trưởng thành. Ngược lại, khi SRB quá cao hoặc quá thấp sẽ dẫn đến sự mất cân bằng giới tính của dân số trong độ tuổi kết hôn, sinh đẻ và điều đó có thể gây ra nhiều vấn về xã hội không mong đợi. Cụ thể, theo các nhà nghiên cứu, tỷ lệ ly hôn, trầm cảm, bạo lực, buôn bán phụ nữ, tội phạm tình dục, và phạm pháp khác… sẽ gia tăng khi có nhiều nam giới không thể kết hôn do thiếu phụ nữ. Do đó, hiện tượng mất cân bằng giới tính khi sinh là chủ đề được nhiều nhà nghiên cứu và làm chính sách dân số quan tâm.
Do chịu tác động bởi một số yếu tố sinh học và văn hóa xã hội, tỷ số giới tính khi sinh có thể thay đổi theo thời gian và khác nhau giữa các nhóm dân số (Grech, Vassallo-Agius, Savona-Ventura, 2008). Về mặt sinh học, đã có bằng chứng cho thấy SRB có liên quan đến khả năng thụ thai và tình trạng sảy thai (Weller & Bouvier, 1981), tình trạng sức khỏe hay chủng tộc (Smith & Behren, 2005), tuổi và sự chênh lệch tuổi tác vợ chồng (Teitelbaum, 1972; Erickson 1976; Chahnazarian, 1988), môi trường tự nhiên (Vartiainen et al., 1999), khu vực địa lý (Grech et al., 2000; Masoudi & Saadat, 2008). Tác động của những yếu tố này thường nhỏ, ít dẫn đến SRB bất thường và không phải là sự chủ động can thiệp của con người vào SRB.
Trong khi đó, sự kết hợp của các yếu tố văn hóa, xã hội và chính sách lại có thể ảnh hưởng rõ rệt đến SRB. Việc hạn chế sinh đẻ cộng với mong muốn có con trai và việc dễ dàng tiếp cận phương tiện chuẩn đoán thai nhi sớm có thể dẫn đến những can thiệp nhằm lựa chọn giới tính thai nhi một cách chủ định (Williamson, 1976; Banister, 2004). Trong bối cảnh như vậy, SRB ở Trung Quốc đã tăng từ 107,6 năm 1982 lên đến 117,8 vào năm 2000 (Banister, 2004) và điều đó dẫn đến triển vọng thiếu hụt dân số nữ trầm trọng trong tương lai gần. Một số hành vi như khai báo thiếu hay giết trẻ sơ sinh nữ cũng là những yếu tố làm tăng tỷ số giới tính một cách chủ địnhP1F1P. Tuy nhiên, trường hợp ở Trung Quốc cũng
* TS. Viện Xó hội học
1Nói một cách chính xác thì những hành vi này tác động đến tỷ số giới tính trẻ sơ sinh chứ không phải tỷ số giới tính khi sinh, nhưng vẫn thường được xét đến do SRB có thể được ước luợng qua tỷ số giới tính trẻ sơ sinh.
như một số nước khác như Hàn Quốc hay Ấn Độ, việc phá thai nhi nữ là nguyên nhân chủ yếu dẫn đến tình trạng SRB tăng cao như vậy (Hull, 1990; Das Gupta, 1998; Clark, S., 2000; Banister & Investment, 2004; Assche, 2004; Li, 2007). Ngoài ra, việc can thiệp vào quá trình thụ thai bằng biện pháp truyền thống (như thuốc đông y, ăn uống, thời điểm và cách thụ thai) hay hiện đại (chọn lọc tinh trùng) để tăng xác suất có con theo ý muốn (trai hay gái) cũng đã được áp dụng với mức độ phổ biến khác nhau tùy theo dân số, quốc gia.
Tuy nhiên, trong khi các biện pháp truyền thống chưa được chứng minh là có hiệu quả rõ rệt thì biện pháp chọn lọc tinh trùng vẫn chưa được áp dụng rộng rãi do rào cản pháp lý và đòi hỏi công nghệ cao, chi phí lớn.
Có nhiều hướng tiếp cận khác nhau trong các nghiên cứu trên thế giới về nguyên nhân của sự mất cân bằng giới tính khi sinh. Để tìm hiểu việc SRB tăng cao, một khung phân tích phổ biến là chia các yếu tố tác động ra làm ba nhóm chính. Nhóm thứ nhất là những yếu tố tác động trực tiếp chủ yếu: giết (hay ngược đãi) trẻ sơ sinh gái, khai báo thiếu trẻ sơ sinh gái, và phá thai nhằm chọn lọc giới tính (Assche, 2004; Li, 2007). Trong đó, riêng yếu tố thứ hai là nguyên nhân của tình trạng mất cân bằng giới tính “giả”. Nhóm thứ hai bao gồm những yếu tố văn hóa, nhân khẩu học và kinh tế - xã hội đã góp phần tạo nên và duy trì nhu cầu có con trai của các cặp vợ chồng. Nhóm thứ ba bao gồm các yếu tố chính sách và công nghệ như quy định về số con tối đa (ví dụ chính sách 1 con ở Trung Quốc hay 2 con ở Việt Nam); luật bảo vệ trẻ em, phụ nữ và bình đẳng giới; điều kiện và khả năng kiểm tra giới tính thai và nạo phá thai. Giả thuyết chung của khung phân tích này là: trong một số điều kiện văn hóa, kinh tế - xã hội, nhân khẩu và pháp lý nhất định, khi nhu cầu có con trai cao mà chỉ có thể có một số con giới hạn thì tỷ số giới tính sẽ gia tăng bởi các hành vi giết trẻ sơ sinh gái, khai báo thiếu trẻ sơ sinh gái, hay phá thai. Chỉ báo nhân khẩu hay liên quan đến việc chọn lọc giới tính là tuổi khi sinh, số lượng và giới tính các con đã sinh trước đó (ví dụ: Assche, 2004; Yaqiang & Mason, 2005).
Vấn đề tỷ số giới tính khi sinh ở Việt Nam:
Ở Việt Nam, vấn đề sở thích có con trai, một yếu tố quan trọng dẫn đến SRB cao, đã được các nhà nghiên cứu và làm chính sách quan tâm tìm hiểu khá lâu trước năm 2000.
Mối quan tâm chủ yếu khi đó là sở thích có con trai sẽ tăng khả năng sinh hơn hai con và điều đó sẽ đi ngược mục tiêu giảm mức sinh ở nước ta (Vũ Mạnh Lợi, 1991; Phí Văn Ba, 1992; Goodkind, 1994, 1995, 1996; Haughton & Haughton, 1996, 1999; Johansson, 1998;
Belanger, 2001).
Từ khoảng năm 2003 trở lại đây, khi mức sinh ở Việt Nam đã tương đối thấp, những quan ngại về sự gia tăng SRB ngày càng được thể hiện rõ (ví dụ Belanger và cộng sự, 2003; Đặng Hà Phương, 2006; Dung và cộng sự, 2005; UNFPA, 2008). Theo kết quả Tổng điều tra Dân số 1999 và Điều tra Biến động dân số mấy năm gần đây của Tổng cục Thống kê (TCTK, 2007 và 2008), SRB ở Việt Nam đã tăng từ khoảng 107 năm 1999 lên 111,6 năm 2007. Tuy nhiên, sự gia tăng của SRB trong khoảng thời gian này có vẻ không đồng đều và liên tục (Hình 1).
Hình 1. Tỷ số giới tính khi sinh từ 1999 đến 2007 theo công bố của Tổng cục Thống kê
100 102 104 106 108 110 112 114
1999 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
Tỷ số giới tính khi sinh
Nguồn: TCTK, 2007 và 2008.
Tỷ số giới tính khi sinh được tính toán từ số liệu báo cáo về số sinh năm 2007 của Bộ Y tế và của TCTK thu thập tại các cơ sở y tế năm 2006 cũng cho kết quả tương tự. Đặc biệt, số tỉnh/thành phố có SRB từ 110 trở lên đã tăng từ 19 năm 2006 lên đến 35 vào năm 2007 (UNFPA, 2008). Thậm chí, kết quả điều tra này còn cho thấy SRB rất cao hoặc thấp một cách khó tin tại một số tỉnh/thành phố, như Bắc Ninh (132,7), Hải Dương (135,6), Quảng Bình (130,2), Lâm Đồng (133,8), Lai Châu (88,9), Trà Vinh (82,8) (theo TCTK, 2008).
Ngoài ra, báo cáo của một số tỉnh cho thấy mức độ chênh lÖch giới tính khi sinh còn nghiêm trọng hơnP2F2P.
Những thông tin về sự gia tăng SRB không chỉ thu hút sự quan tâm từ phía các nhà nghiên cứu mà trên cả phương tiện thông tin đại chúng. Không quá khó để nhận thấy rằng trong mấy năm gần đây, vấn đề mất cân bằng SRB đã xuất hiện trên hầu hết các tờ báo hoặc trang thông tin điện tử lớn với những tiêu đề rất đáng chú ý, ví dụ như “Mất cân bằng giới tính có chiều hướng gia tăng” P3F3P, “Chênh lệch trẻ sơ sinh trai/gái đã đến mức báo động” P4F4P,
“Nguy cơ mất cân bằng giới tính ở trẻ sơ sinh” P5F5P, “Báo động mất cân bằng giới tại Việt Nam trong những năm tới” P6F6P, “Chủ tịch Nước Nguyễn Minh Triết: Không để tình trạng mất cân bằng giới tính kéo dài” P7F7P, “Việt Nam đang mất cân bằng giới tính” P8F8P, “Mất cân bằng giới tính ở VN: Báo động đỏ!”P9F9P.
Những thông tin này phản ánh sự quan tâm đáng kể của của xã hội và các nhà quản lý đối với một vấn đề dân số đang nổi lên. Chính vì vậy mà một số chính sách chống lựa chọn giới tính thai nhi được ban hành trong thời gian gần đây P10F10Plà câu trả lời rất cần thiết.
2“Việt Nam chưa sợ mất cân bằng giới tính”, http://www.vnexpress.net/ GL/Doi-song/2006/07/ 3B9EC3AD
3 Thông Tấn Xã Việt Nam, ngày 20/9/2005
4 Báo Lao ®ộng, số 156 Ngày 09/07/2007
5 Báo điện tử Đảng Cộng sản Việt Nam, ngày 9/11/2007, http://www.cpv.org.vn,
6 Báo điện tử Đảng Cộng sản Việt Nam, ngày 18/7/2008, http://www.cpv.org.vn
7 Báo Lao ®ộng, số 302, ngày 27/12/2007
8 Báo Lao ®ộng Cuối tuần, số 1, ngày 06/01/2008
9 Người Lao động online, ngày 20/4/2008, http://www.nld.com.vn/tintuc/chinh-tri-xa-hoi/222087.asp
10 Theo Nghị định số 114/2006/NĐ-CP ban hành ngày 03/10/2006: Hành vi lựa chọn giới tính thai nhi, bắt mạch, hoặc bằng các hình thức khác không được pháp luật cho phép để xác định giới tính thai nhi, hoặc phổ biến phương pháp tạo giới tính thai nhi qua sách, báo, tài liệu... bị phạt từ 500 nghìn đến 1 triệu đồng; Siêu âm, xét nghiệm máu, gen, nước ối, tế bào..., cung cấp hóa chất, thuốc hoặc các biện pháp loại bỏ thai nhi khi biết người mang thai muốn lựa chọn giới tính, tàng trữ tài
Tuy nhiên, điều đáng chú ý là không có nhà nghiên cứu hay phương tiện thông tin đại chúng nào quan tâm đến các con số phản ánh SRB quá thấp như trình bày ở trên. Một số kết quả ước lượng về SRB không nhất quán giữa các nguồn số liệu (giữa điều tra chọn mấu và thống kê tại cơ sở y tế), nhất là ở cấp địa phương. Ngoài ra còn có những ý kiến nghi ngờ về tình trạng tỷ số giới tính khi sinh qua cao ở Việt Nam.2 Nghi ngờ cũng không phải hoàn toàn vô căn cứ bởi hầu hết các nghiên cứu đã có về SRB ở Việt Nam chỉ là những ước lượng thô, còn rất thiếu các phân tích sâu và xem xét đánh giá số liệu một cách khách quan.
Hơn nữa, ngay cả trong trường hợp các công bố về SRB là tương đối chính xác thì điều đó lại phản ánh sự thiếu hiệu quả của chính sách chống lựa chọn giới tính thai nhi ở nước ta hiện nay. Điều đó đòi hỏi có những nghiên cứu chuyên sâu hơn nhằm đánh giá đúng thực trạng mất cân bằng giới tính cũng như các yếu tố tác động đến SRB ở Việt Nam.
2. Số liệu và phương pháp phân tích
Nguồn số liệu chính sử dụng trong bài viết này là từ cuộc Điều tra Biến động dân số và kế hoạch hóa gia đình do Tổng cục Thống kê thực hiện tháng 4 năm 2007 (BĐDS-2007).
Mẫu của cuộc điều tra này được thiết kế không chỉ đại điện cho toàn quốc, khu vực thành thị - nông thôn, và tám vùng kinh tế, mà còn cả cho 64 tỉnh/thành phố. Kích thước mẫu khá lớn, khoảng 2% dân số với chừng 1,6 triệu cá nhân tại trên 3500 địa bàn điều tra.
Trong các thông tin mà cuộc điều tra BDDS-2007 thu thập có số liệu về tuổi và giới tính của các thành viên trong hộ gia đình, về năm và giới tính của lần sinh gần đây nhất của phụ nữ 15 - 49 tuổi, về giới tính và thứ tự sinh của tất cả các con đã sinh của phụ nữ 15 - 49 tuổi, và các thông tin nhân khẩu - xã hội khác như trình độ học vấn, tình trạng hôn nhân, tình trạng biết giới tính trước khi sinh…. Những thông tin này cho phép ước lượng SRB và mối tương quan giữa SRB (hay giới tính khi sinh) và các yếu tố nhân khẩu - xã hội khác.
Hạn chế của bộ số liệu BĐDS-2007 là không cung cấp những thông tin chi tiết về tình trạng kinh tế của hộ gia đình và các cá nhân. Ngoài ra, cuộc điều tra cũng không thu thập thông tin về đặc điểm kinh tế văn hóa xã hội của các cộng đồng chọn mẫu (địa bàn điều tra). Tuy nhiên, do trọng tâm của nghiên cứu là phân tích mối liên hệ giữa SRB với một số yếu tố nhân khẩu xã hội cơ bản, những hạn chế trên có lẽ không ảnh hưởng nhiều đến mục tiêu nghiên cứu đề ra.
3. Kết quả
Kết quả ước lượng SRB và các phân tích mô tả:
Kết quả ước lượng tỷ số giới tính trẻ em nhóm 0 - 4 tuổi tại thời điểm điều tra được trình bày trong Bảng 1. Do tỷ suất tử vong trẻ em tương đối thấp (IMR< 16‰) và chỉ khác biệt rất ít giữa trẻ em nam và nữ nên các con số có thể rất gần với SRB vào các năm sinh tương ứng, trừ khi sự khai báo thiếu trẻ em khác biệt đáng kể theo giới tính.
liệu, phương tiện chứa nội dung về phương pháp tạo giới tính... bị phạt từ 3 đến 7 triệu đồng; Dùng vũ lực, đe dọa, ép buộc người mang thai phải loại bỏ thai nhi vì lí do lựa chọn giới tính, phá thai mà biết rõ người mang thai muốn lựa chọn giới tính sẽ bị phạt từ 7 đến 15 triệu đồng.
Bảng 1. Tỷ số giới tính trẻ em dưới 5 tuổi vào tháng 4/2007
Tuổi trẻ em Thành thị Nông thôn Toàn quốc N
0 tuổi 109,8 110,2 110,1 11799
(103,1-
116,5) (106,2-114,2) (106,7-113,5)
1 tuổi 107,7 109,5 109,0 11626
2 tuổi 103,1 103,6 103,5 12018
3 tuổi 104,3 107,0 106,3 13330
4 tuổi 109,0 107,2 107,7 11830
Chung (0-4) 106,7 107,5 107,3 60603
Chú thích: giá trị trong ngoặc là khoảng tin cậy 95%
Cụ thể, tỷ số giới tính trẻ em vào tháng 4 năm 2007 ở khu vực thành thị là 109,8, ở khu vực nông thôn là 110,2 và toàn quốc là 110,1, thấp hơn một chút so với ước lượng SRB mà Tổng cục Thống kê đã công bố (tương ứng là 112,7, 111,3 và 111,6), và sự khác biệt đáng kể nhất là ở khu vực thành thị (Bảng 1). Toàn bộ khoảng tin cậy 95% của tỷ số giới tính trẻ em 0 tuổi đã vượt ra khỏi SRB chuẩn (105), nhưng vẫn chưa vượt qua mức độ tối đa có thể chấp nhận được (107). SRB như vậy là cao hơn mức bình thường, nhưng có lẽ chưa ở mức độ nghiêm trọng. Ngoài ra, tỷ số giới tính của nhóm trẻ em các độ tuổi từ 0 đến 4 cũng cho thấy, SRB có xu hướng gia tăng trong mấy năm gần đây, nhưng không đều và liên tục.
Tỷ số giới tính trẻ em dưới 1 tuổi cũng tương đối khác biệt theo 8 khu vực và giữa thành thị và nông thôn (Biểu đồ 2). Ở nông thôn, tỷ số này cao nhất là ở khu vực Bắc Trung bộ (117,8), Tây Nguyên (113,0) Đông Nam bộ (110,8) và Đồng bằng Sông Hồng (110,7). So với khu vực thành thị, tỷ số giới tính trẻ em dưới 1 tuổi ở nông thôn cao hơn ở khu vực Đồng bằng Sông Hồng, Đông Bắc và Đồng bằng Sông Cửu Long, không khác nhau ở Duyên Hải Trung Bộ, và thấp hơn ở những khu vực còn lại, nhất là ở Tây Bắc.
Biểu đồ 1. Tỷ số giới tính trẻ em dưới 1 tuổi ở thành thị và nông thôn tại 8 khu vực, 2007
90 95 100 105 110 115 120 125
ĐB Sông Hồng
Đông Bắc
Tây Bắc Bắc Trung bộ
Duyên hải Trung
bộ
Tâ y Ng uyên
Đông Nam bộ
ĐB Sông Cửu Long Thành thị Nông thôn
Biểu đồ 3 trình bày ước lượng SRB cũng ở thành thị và nông thôn tại 8 khu vực (giai đoạn 2004 - 2007) dựa trên thông tin về lần sinh gần nhất của các bà mẹ 15 - 49 tuổi. Kết quả không khác nhiều so với thông tin ở Biểu đồ 2. Điều đó cho thấy, hai loại thông tin được sử dụng để ước lượng không mẫu thuẫn với nhau.
Biểu đồ 2. Tỷ số giới tính khi sinh ở thành thị và nông thôn theo 8 khu vực, 2004- 2007
90 95 100 105 110 115 120 125
ĐB Sông Hồng
Đông Bắc
Tây Bắc Bắc Trung bộ
Duyên hải Trung
bộ
Tâ y Ng uyên
Đông Nam bộ
ĐB Sông Cửu Long Thành thị Nông thôn
Phân bố của SRB theo nông thôn - thành thị và một số chỉ báo nhân khẩu - xã hội được trình bày trên Bảng 2. Điều có thể dễ dàng nhận thấy là việc mới chỉ có con gái có thể là một trong những lý do quan trọng khiến các cặp vợ chồng tìm cách để sinh thêm con trai. Thật vậy, SRB cho nhóm này ở khu vực thành thị và nông thôn lần lượt là 110,7 và 111,8, cao hơn đáng kể so với các nhóm đã có con trai hoặc vừa trai vừa gái. Tương tự, so với ở nhóm biết giới tính thai nhi muộn hơn, SRB cao nhất ở nhóm biết sớm (thai 0 - 16 tuần) bởi đó là điều kiện quan trọng để có thể can thiệp nhằm chọn lọc giới tính.
Đối với các chỉ báo khác trong Bảng 2, các con số tuy không thể hiện những khuôn mẫu rõ rệt, nhưng cũng cho thấy một số xu hướng nhất định. Chẳng hạn, SRB ở nông thôn có vẻ tăng lên trong mấy năm gần đây, chứng tỏ sự lo ngại về vấn đề này không phải là không có cơ sở. Có lẽ do cần phải có một số kiến thức cơ bản để có thể can thiệp hiệu quả, SRB tăng dần theo trình độ học vấn của bà mẹ, ngoại trừ ở nhóm có trình độ học vấn cao nhất (trên phổ thông trung học). Ở nhóm này, SRB giảm xuống rất thấp ở khu vực đô thị, nhưng chỉ giảm chút ít và vẫn ở mức khá cao ở khu vực nông thôn. Xét theo mối quan hệ trong hộ gia đình, nhóm có SRB thấp nhất ở khu vực đô thị là những phụ nữ có bố/mẹ đẻ là chủ hộ, nhưng nhóm có SRB cao nhất ở khu vực nông thôn lại là nhóm có quan hệ khác với chủ hộ (có lẽ chủ yếu là con dâu). Phải chăng, việc bố mẹ chồng giữ địa vị quan trọng trong gia đình (chủ hộ) tạo ra một áp lực nhất định đối với người phụ nữ nông thôn trong việc phải sinh được con trai?
Bảng 2. SRB theo một số chỉ báo nhân khẩu - xã hội ở thành thị và nông thôn, 2004 - 2007
Thành thị Nông thôn
Năm sinh con
2004 105,4 108,9
2005 105,6 110,8
2006 114,5 110,5
2007 103,3 114,4
Tuổi khi sinh con
15 - 24 105,5 112,8
25 - 29 112,9 108,5
30 - 34 102,8 111,2
Thành thị Nông thôn
35 - 49 116,1 105,2
Học vấn
Dưới Tiểu học 98,6 106,5
Dưới PTCS 107,8 109,5
Dưới PTTH 113,6 113,0
PTTH 114,3 113,3
Trên PTTH 98,6 112,5
Quan hệ với chủ hộ
Chủ hộ 108,2 102,9
Vợ chủ hộ 112,7 108,7
Con đẻ 98,1 108,6
Khác 107,8 115,2
Giới tính các con trước
Trai 106,5 106,4
Gái 110,7 111,8
Trai & Gái 106,1 107,5
Thứ tự sinh
Thứ 1 108,6 112,8
Thứ 2 107,6 106,9
Thứ 3 115,9 111,0
Thứ 4+ 98,6 115,1
Biết giới tính khi:
Có thai 0 - 16 tuần 114,2 117,0
Có thai 17 - 24 tuần 109,2 113,4
Có thai 24 - 42 tuần 110,4 114,2
Sau khi sinh 96,0 104,1
Chung 108,5 110,6
Chúng tôi cũng đã thử ước lượng SRB cho các tỉnh/thành phố, nhưng tương tự như tính toán của Tổng cục Thống kê (TCTK, 2008), kết quả thu được có sai số chuẩn rất lớn và hầu hết không có ý nghĩa thống kê khi so sánh hay đánh giá, phân tích. Câu hỏi đặt ra là liệu những ước lượng SRB cho cấp tỉnh/thành phố từ nguồn số liệu khác (như thống kê sinh đẻ tại bệnh viện, hay tổng điều tra dân số) có đáng tin cậy hơn hay không? Rất khó khẳng định điều này nếu không có thông tin để đánh giá chất lượng nguồn số liệu và phương pháp ước lượng. Thống kê sinh đẻ từ các bệnh viện có thể chính xác hơn từ các trạm y tế xã phường nhưng lại chỉ chiếm tỷ lệ khá nhỏ so với tổng số sinh đẻ trên toàn quốc. Hơn nữa, sở thích có con trai có thể ảnh hưởng đến kết quả ước lượng SRB từ số liệu bệnh viện (biết có thai con trai thì muốn sinh tại bệnh viện hơn chẳng hạn). Trong khi đó, tổng điều tra dân số có thể bỏ sót khá nhiều trẻ sơ sinh.P11F11PVì vậy, có thể nói hầu hết các ước lượng đã có về SRB ở cấp tỉnh/thành phố là chưa đáng tin cậy.
11So sánh kết quả hai cuộc Tổng điều tra Dân số năm 1989 và 1999 thì số lượng trẻ em 10 tuổi năm 1999 cao hơn số lượng trẻ em 0 tuổi năm 1989 khoảng 5%, trong khi tỷ suất nhập cư ở độ tuổi này có lẽ thấp hơn nhiều.
Bảng 3. Tỷ lệ biết giới tính trước khi sinh ở thành thị, nông thôn và 8 vùng (2004 - 2007) ĐB
Sông Hồng
Đông
Bắc Tây
Bắc Bắc Trung
bộ
Duyên hải Trung
bộ
Tây Nguyên
Đông Nam bộ
ĐB Sông
Cửu Long
Chung
Thành thị
0 - 16 tuần 26.9 20.6 15.8 19.0 26.6 23.1 15.6 8.5 18.9 17 - 20 tuần 45.5 41.5 42.0 43.7 50.8 50.8 63.5 60.6 54.0 21 - 42 tuần 9.7 14.8 18.8 18.2 11.6 12.2 12.5 22.4 14.1 Muộn hơn hay KB 17.9 23.1 23.4 19.2 11.0 14.0 8.4 8.5 13.0
N 4163 3411 1273 2073 2802 1937 3654 4706 24019
Nông thôn
0 - 16 tuần 17.5 6.2 2.1 5.6 15.8 12.2 12.1 6.6 10.2
17 - 20 tuần 32.3 19.7 9.6 23.7 40.0 35.6 54.4 56.8 37.1 21 - 42 tuần 15.0 12.2 6.1 17.1 19.8 16.3 18.1 26.2 17.8 Muộn hơn hay KB 35.1 61.9 82.2 53.7 24.4 35.9 15.5 10.4 35.0
N 6653 7518 3378 3874 3587 4400 5238 8793 43441
Toàn quốc
0 - 16 tuần 19.9 8.7 3.7 7.4 19.2 14.9 13.9 7.0 12.5
17 - 20 tuần 35.7 23.6 13.4 26.4 43.4 39.3 59.1 57.6 41.5 21 - 42 tuần 13.7 12.7 7.6 17.2 17.2 15.3 15.2 25.4 16.8 Muộn hơn hay KB 30.7 55.0 75.2 49.0 20.2 30.5 11.9 10.0 29.2 N 10,816 10,929 4,651 5,947 6,389 6,337 8,892 13,499 67,460 Tiếp theo, chúng ta sẽ tìm hiểu tình trạng biết trước giới tính thai nhi. Bảng 3 cho thấy, tỷ lệ biết giới tính thai nhi trước khi sinh (bằng phương pháp siêu âm) khá cao: 12,5%
trước khi thai được 4 tháng tuổi và 70,8% trước khi thai được 6 tháng tuổi, và tương đối khác biệt giữa nông thôn, thành thị, cũng như giữa 8 vùng địa lý. Cụ thể là tỷ lệ biết giới tính khi có thai dưới 4 tháng (0 - 16 tuần) ở thành thị cao gần gấp đôi ở nông thôn (18,9%
và 10,2%) và cao hơn nông thôn ở cả 8 vùng địa lý. Nếu so sách giữa 8 vùng địa lý, tỷ lệ này cao nhất ở Đồng bằng Sông Hồng, rồi lần lượt đến khu vực Duyên hải Trung bộ và Tây Nguyên. Tuy nhiên, điều hơi ngạc nhiên là tỷ lệ biết sớm giới tính thai nhi ở Đông Nam Bộ, khu vực có mức độ phát triển kinh tế cao nhất, lại chỉ đứng thứ 7 ở thành thị (15,6%) và thứ tư ở nông thôn (12,1%). Trong khi đó, Đông Nam Bộ là khu vực có tỷ lệ biết giới tính khi có thai được 17 - 20 tuần (khi ít có khả năng phát thai chọn loc giới tính) khá cao so với tỷ lệ không biết giới tính trước khi sinh cũng như so với tỷ lệ tương ứng ở 7 khu vực còn lại.
Trình độ học vấn mẹ dường như là một biến số quan trọng liên quan đến việc biết giới tính trước khi sinh. Theo kết quả phân tích trong Bảng 4, biết giới tính khi thai được dưới 4 tháng ở khu vực nông thôn tăng dần từ 5,2% ở nhóm có trình độ dưới tiểu học lên 14,0% nhóm nhóm phổ thông trung học và 17,5% ở nhóm trên phổ thông trung học.Tỷ lệ này cao hơn đáng kể ở khu vực đô thị, những cũng với mức độ tăng tương ứng theo trình độ học vấn của phụ nữ.
Bảng 4. Tỷ lệ biết giới tính trước khi sinh theo học vấn mẹ, 2004 - 2007 Học vấn mẹ
<Tiểu
học <PTCS <PTTH PTTH >PTTH Thành thị
0 - 16 tuần 10.0 11.3 17.6 23.6 26.2
17 - 20 tuần 50.7 57.4 55.4 52.9 51.1
21 - 42 tuần 18.4 18.5 13.4 11.5 11.7
Không biết trước 21.0 12.8 13.6 12.0 11.0
N 1768 5511 5685 6883 4172
Nông thôn
0 - 16 tuần 5.2 9.4 11.9 14.0 17.5
17 - 20 tuần 28.3 40.9 35.6 41.0 46.4
21 - 42 tuần 15.0 20.1 17.0 17.9 17.5
Không biết trước 51.5 29.6 35.5 27.1 18.6
N 11072 15289 11468 4296 1316
Chú thích: Tính từ lần sinh gần đây nhất của phụ nữ 15 - 49 tuổi từ 4/2004 đến 3/2007 3.2. Kết quả phân tích hồi quy đa biến:
Bảng 5 trình bày kết quả hồi quy logistic về xác suất sinh con trai trong lần sinh thứ nhất, từ thứ hai và từ thứ ba trở lên (không tính những đứa con đã chết). Chú ý là những so sánh trong phần này đều với giả thiết các biến số độc lập khác trong mô hình hồi quy không đổi, và sự khác biệt của hệ số hồi quy phản ánh chiều hướng thay đổi của xác suất sinh con trai so với nhóm đối chứng.
Kết quả cho thấy hệ số hồi quy đối với lần sinh thứ nhất và thứ 2 trở lên không khác biệt đáng kể giữa 8 khu vực địa lý. Tuy nhiên nếu chỉ xét lần sinh thứ ba trở lên và so với khu vực Đông Nam Bộ thì hệ số hồi quy khá cao vào có ý nghĩa thống kê ở Đồng bằng Sông Hồng, Đông Bắc và Bắc Trung Bộ. Điều này có thể liên quan đến sự khác nhau theo vùng/miền của những yếu tố văn hóa xã hội khác không có trong mô hình.
Cả ba mô hình hồi quy trình bày trên Bảng 5 đều không cho thấy tác động khác đáng kể của yếu tố nông thôn và thành thị, nhóm tuổi của phụ nữ khi sinh con, năm sinh con, cũng như quan hệ của phụ nữ với chủ hộ đến xác suất sinh con trai. Hệ số hồi quy cho năm sinh con cũng không có sự biến thiên rõ ràng giữa các năm từ 2004 đến 2007 nên không thể khẳng định được sự thay đổi của SRB trong mấy năm gần đây là do sự tác động của các yếu tố nào đó không có trong mô hình.
Trong khi đó, tác động của trình độ học vấn đối với xác suất sinh con trai rất mờ nhạt ở lần sinh thứ nhất nhưng khá rõ ở các mô hình lần sinh con thứ 2 và thứ 3 trở lên. Điều đó thể hiện qua sự tăng dần của hệ số hồi quy theo học vấn, trừ nhóm phổ thông trung học ở mô hình sinh con lần thứ 2 trở lên. Như vậy, học vấn có thể là yếu tố cần thiết đề các bà mẹ có kiến thức cũng như khá năng tiếp cận và áp dụng hiệu quả biện pháp chọn lọc giới tính thai nhi.
Giới tính các con đã sinhđược kỳ vọng là một trong các chỉ báo là có tác động mạnh nhất đến xác suất sinh con trai. Theo kết quả hồi quy thì trong cả 2 mô hình cho các lần sinh con thứ 2 và thứ 3 trở lên, hệ số hồi quy cho “con gái” đều thấp hơn so với cho “con trai” và “trai và
gái”. Tức là xác xuất sinh con trai sẽ lớn hơn khi người phụ nữ mới chỉ có con gái. Tuy nhiên, sự khác biệt này chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình sinh con thứ 3 trở lên, khi tác động của giới tính các con đã sinhtrở nên thực sự rõ ràng. Tương tự, hệ số hồi quy tăng dần theo thứ tự sinh và đó là bằng chứng cho thấy việc sinh nhiều con (3 con trở lên) đã góp phần làm tăng tỷ số giới tính khi sinh ở Việt Nam.
Bảng 5. Mô hình hồi quy logistic về xác suất sinh con trai, 2004-2007
Biến số độc lập Con thứ nhất Con thứ 2+ Con thứ 3+
Khu vực
ĐB Sông Hồng -0.053 0.059 0.222 P*
Đông Bắc 0.031 0.104 P* 0.329 P***
Tây Bắc 0.051 0.103 0.152
Bắc Trung bộ 0.084 0.097 0.193 P*
Duyên hải Trung bộ -0.077 0.003 0.122
Tây Nguyên -0.066 0.051 0.126
Đông Nam bộ (ref.) 0.000 0.000 0.000
ĐB Sông Cửu Long -0.077 0.027 0.154
Thành thị (nông thôn= ref.) -0.043 -0.002 -0.031
Tuổi khi sinh con
15 - 24 (ref.) 0.000 0.000 0.000
25 - 29 -0.000 -0.012 -0.000
30 - 34 -0.059 -0.021 -0.036
35 - 49 -0.043 -0.038 -0.084
Học vấn
Dưới Tiểu học (ref.) 0.000 0.000 0.000
Dưới PTCS -0.059 0.058 0.123 P*
Dưới PTYH -0.026 0.083 P* 0.068
PTTH -0.061 0.131 P* 0.291 P*
Trên PTTH -0.092 -0.045 0.321
Quan hệ với chủ hộ
Chủ hộ (ref.) 0.000 0.000 0.000
Vợ chủ hộ 0.013 0.044 -0.017
Con đẻ -0.048 0.059 0.195
Khác 0.036 0.070 -0.063
Năm sinh con
2004 (ref.) 0.000 0.000 0.000
2005 -0.019 0.031 0.065
2006 0.040 0.008 0.050
2007 -0.034 0.066 0.094
Giới tính các con đã sinh
Gái (ref.) na 0.000 0.000
Trai na -0.028 -0.257 P***
Trai và Gái na -0.080 -0.137 P**
Thứ tự sinh
Thứ 2 na -0.149 P** na
Thứ 3 na -0.066 -0.093
Thứ 4+ (ref.) na 0.000 0.000
Biết giới tính trước
Không biết trước (ref.) 0.000 0.000 0.000
Khi được 0 - 16 tuần 0.201 P*** 0.124 P** 0.239 P**
Khi được 17 - 20 tuần 0.159 P*** 0.099 P** 0.164 P**
Khi được 21 - 42 tuần 0.183 P*** 0.088 P* 0.066
Hằng số 0.048 -0.003 -0.037
N 30086 37316 12547
Log pseudo likelihood -20800 -25800 -8624
Chi square 41.857 42.247 69.645
Chú thích: * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001; ref. nhóm đối chứng;
na: không áp dụng;
Việc biết giới tính trước khi sinh (bằng biện pháp siêu âm) có lẽ là biến số liên quan trực tiếp nhất đến sự lựa chọn giới tính thai nhi. Kết quả cho thấy, hệ số hồi quy cho nhóm biết giới tính trước khi sinh đều cao hơn so với nhóm đối chứng (biết sau khi sinh) và hầu hết đều có ý nghĩa thống kê. Điều đáng chú ý là xác suất sinh con trai cao nhất khi các bà mẹ sớm biết giới tính,tức là khi thai được dưới 16 tuần tuổi và có thể được phép nạo phá thai.
Về lý thuyết thì việc biết giới tính khi thai thai trên 4 tháng tuổi (nhất là trên 6 tháng tuổi) là qua muộn để lựa chọn giới tính (phá thai). Tuy nhiên, rất có thể không ít người được phỏng vấn đã không nhớ chính xác hoặc không muốn khai báo chính xác thời điểm họ biết giới tích con của họ. Ngoài ra, chúng tôi cũng không loại trừ khả năng có những trường hợp xác định giới tính thai nhi bằng biện pháp hiệu quả khác (không phải siêu âm) và việc đi siêu âm sau đó (khi trên 4 tháng) chỉ là các để khẳng định lại mà thôi.
Tóm lại, kết quả ước lượng mộ hình hồi quy trong Bảng 5 cho thấy việc sinh con trai trong thời gian gần đây ở Việt Nam không phải là một yếu tố hoàn toàn ngẫu nhiên mà có ít nhiều liên quan đến một số chỉ báo xã hội và khác nhân khẩu học khác như, khu vực sống, trình độ học vấn, tuổi khi sinh, và nhất là giới tính các con trước, và việc biết trước giới tính thai nhi.
Bảng 6. Mô hình hồi quy logistic về xác suất biết giới tính trước khi sinh , 2004 - 2007
Biến số độc lập Toàn quốc Thành
thị Nông thôn Khu vực
ĐB Sông Hồng -0,932 P*** -0,666 P*** -1,057 P***
Đông Bắc -1,656 P*** -1,091 P*** -1,849 P***
Tây Bắc -2,286 P*** -1,257 P*** -2,606 P***
Bắc Trung bộ -1,615 P*** -0,994 P*** -1,794 P***
Duyên hải Trung bộ -0,406 P*** -0,157 -0,533 P***
Tây Nguyên -0,548 P*** -0,221 P* -0,687 P***
Đông Nam bộ (ref.) 0,000 0,000 0,000
ĐB Sông Cửu Long -0,031 -0,388 P*** -0,030
Thành thị (NT= ref.) 0,558 P*** na na
Tuổi khi sinh con
15 - 24 (ref.) 0,000 0,000 0,000
25 - 29 0,293 P*** 0,355 P*** 0,260 P***
30 - 34 0,358 P*** 0,395 P*** 0,320 P***
Biến số độc lập Toàn quốc Thành
thị Nông thôn
35 - 49 0,309 P*** 0,278 P* 0,306 P***
Học vấn
Dưới Tiểu học (ref.) 0,000 0,000 0,000
Dưới PTCS 0,665 P*** 0,351 P*** 0,719 P***
Dưới PTYH 0,903 P*** 0,662 P*** 0,952 P***
PTTH 1,295 P*** 1,002 P*** 1,294 P***
Trên PTTH 1,446 P*** 1,022 P*** 1,537 P***
Quan hệ với chủ hộ
Chủ hộ (ref.) 0,000 0,000 0,000
Vợ chủ hộ -0,131 P* -0,133 -0,133
Con đẻ -0,262 P** -0,022 -0,342 P***
Khác -0,091 0,104 -0,148
Năm sinh con
2004 (ref.) 0,000 0,000 0,000
2005 0,119 P** 0,169 P* 0,108 P*
2006 0,221 P*** 0,260 P*** 0,214 P***
2007 0,256 P*** 0,217 0,276 P***
Giới tính các con đã sinh
Trai (ref.) 0,000 0,000 0,000
Gái 0,146 P*** 0,194 P** 0,135 P***
Trai và Gái -0,246 P*** -0,115 -0,277 P***
Thứ tự sinh
Thứ 2 0,179 P** 0,259 0,150 P*
Thứ 3 0,110 P* 0,091 0,112
Thứ 4+ (ref.) 0,000 0,000 0,000
Hằng số -0,462 P*** -0,020 -0,324 P**
N 37316 12047 25269
Log pseudo likelihood -22520,7 -6884,9 -15400,5
Chi square 3897,10 349,65 2929,43
Pseudo R2 0,129 0,045 0,115
Chú thích: biến phụ thuộc là tình trạng biết giới tính thai khi được 0 - 16 tuần qua biện pháp siêu âm, lần sinh gần đây nhất của phụ nữ 15 - 49 tuổi, lần sinh thứ 2 trở đi;
* p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001; ref nhóm đối chứng; na không áp dụng;
Bảng 6 trình bày mô hình hồi quy logistic về xác suất biết giới tính trước khi sinh cho khu vực thành thị, nông thôn và toàn quốc. Kết quả cho thấy hầu hết các biến số độc lập trong 3 mô hình hồi quy này đều có liên quan đến xác suất biết giới tính trước khi sinh. Ở mô hình hồi quy cho toàn quốc, hệ số hồi quy cho khu vực thành thị cao hơn hẳn ở nông thôn. Liên quan đến 8 khu vực địa lý, điều hơi ngạc nhiên là hệ số hồi quy cho khu vực phát triển nhất lại cao nhất. Cụ thể hệ số cho Đông Nam Bộ, khu vực có mức phát triển kinh tế cao nhất, lại thấp hơn đáng kể hệ số ở tất cả 7 khu vực còn lại.
Tuổi khi sinh con và trình độ học vấn của phụ nữ đều có mối liên hệ rõ rệt và thuận chiều với về xác suất biết giới tính trước khi sinh. Trong khi đó, hệ số hồi quy cho nhóm phụ
nữ làm chủ hộ nói chung cao hơn ở các nhóm còn lại (vợ, con, khác).
Về năm sinh con, kết quả cho thấy hệ số hồi quy tăng dần từ năm 2004 đến 2007. Điều đó rõ ràng phản ánh sự dễ dàng hơn trong việc tiếp cận công nghệ và dịch vụ phát hiện giới tính thai nhi ở nước ta trong thời gian gần đây. Bên cạnh đó, chúng ta cũng không loại trừ khả năng hành vi nhận biết giới tính thai nhi để chọn lọc đang ngày càng gia tăng.
Tác động của “giới tính các con đã sinh” có thể gợi ý rõ hơn mối liên hệ giữa chọn lọc giới tính với biết giới tính trước khi sinh, hoặc ít ra là với tình trạng mong muốn có con trai.
Thật vậy, ở cả ba mô hình ở Bảng 6, hệ số hồi quy cho nhóm chỉ có con gáiđều cao hơn hẳn nhóm chỉ có con traivà thấp nhất ở nhóm có cả con trai và gái. Điều đó có nghĩa là các bà mẹ thường tìm cách xác định sớm giới tính thai nhi nhất khi họ mới chỉ có con gái và ít quan tâm nhất khi họ đã có cả con gái và con trai.
Bên cạnh đó, thứ tự sinh cũng là một yếu tố quan trọng đối với việc biết giới tính trước khi sinh, nhất là ở khu vực nông thôn. Hệ số hồi quy cho thứ tự sinh cao nhất là ở nhóm sinh con thứ 2, và thấp dần cho các nhóm thứ tự sinh cao hơn (thứ 3 và thứ 4 trở lên). Tuy nhiên, hệ số hồi quy này chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình cho toàn quốc và khu vực nông thôn.
4. Kết luận
Thứ nhất, tỷ số giới tính khi sinh ở Việt Nam theo số liệu Điều tra Biến động dân số năm 2007 là khoảng 110 trẻ trai trên 100 trẻ gái, hơi cao so với mức chuẩn, nhưng không cao như một số nguồn thông tin khác đã công bố. SRB cao nhất là ở Bắc Trung Bộ, rồi đến Đồng bằng Sông Hồng, và Tây Bắc.
Thứ hai, ước lượng SRB cho các tỉnh/thành phố từ bộ số liệu Điều tra Biến động dân số không đủ tin cậy (sai số chọn mẫu quá lớn) để có thể so sánh, phân tích. Do đó, những cảnh báo, và quan ngại về tình trạng gia tăng SRB quá cao ở một số tỉnh/thành phố là không đáng tin cậy nếu chỉ dựa trên số liệu Điều tra Biến động dân số.
Thứ ba, việc sinh con trai trong thời gian gần đây ở Việt Nam không phải là một yếu tố hoàn toàn ngẫu nhiên mà có ít nhiều liên quan đến một số chỉ báo xã hội và nhân khẩu học khác như, khu vực sống, trình độ học vấn, tuổi khi sinh, nhất là giới tính các con trước và việc biết trước giới tính thai nhi. Ở khu vực nông thôn, các bằng chứng cho thấy xác suất sinh con trai đã tăng cao đáng kể ở lần sinh con thứ 3 trở lên, khi cặp vợ chồng chưa có con trai và khi sớm biết trước giới tính thai nhi. Điều đó khẳng định việc chọn lọc giới tính khi sinh là hiện tượng xã hội đang tồn tại ở Việt Nam.
Thứ tư, việc biết sớm giới tính thai nhi hiện này ở nước ta là hiện tượng khá phổ biến.
Mặc dù phải được trợ giúp bằng hành vi trái pháp luật nhưng có tới 12,5% phụ nữ biết giới tính khi thai nhi được dưới 4 tháng tuổi và khoảng 70,8% phụ nữ biết giới tính trước khi thai nhi được 6 tháng tuổi. Điều đó cho thấy những chính sách chống lựa chọn giới tính thai nhi hiện hành vẫn còn chưa hiệu quả.
Thứ năm, có mối liên hệ rõ rệt giữa việc biết sớm giới tính thai nhi và một số chỉ báo xã hội và nhân khẩu học khác như: khu vực sống, trình độ học vấn, tuổi khi sinh, và nhất là thứ tự sinh và giới tính các con trước. Kết quả phân tích đã phản ánh mối liên hệ tương đối rõ ràng giữa tình trạng chọn lọc giới tính và việc biết sớm giới tính thai nhi ở nước ta.
Tóm lại, mặc dù tỷ số giới tính khí sinh ở Việt Nam chưa ở mức báo động, các phân tích đã cho thấy những cảnh báo sớm về vấn đề này là cần thiết khi sở thích có con trai còn khá
phổ biến mà khả năng tiếp cận công nghệ chuẩn đoán giới tính thai nhi cũng như dịch vụ y tế nói chung đang có xu hướng ngày càng phát triển. Vì vậy, những chính sách ngăn ngừa hành vi chuẩn đoán và chọn lọc giới tính thai nhi cần được triển khai hiệu quả hơn. Chính sách “mỗi cặp vợ chồng chỉ có 1 hoặc 2 con” nên tiếp tục chấn chỉnh và duy trì bởi điều đó không chỉ nhằm hạn chế mức sinh mà còn góp phần giảm mức chênh lệch giới tính khi sinh.
Bên cạnh đó, việc đẩy mạnh công tác giáo dục tuyên truyền nâng cao nhận thức của người dân về bình đẳng giới, về ý thức pháp luật cũng rất cần thiết để có thể tránh được nạn “thừa nam thiếu nữ” trầm trọng của dân số Việt Nam trong tương lai.
Tài liệu tham khảo
Assche S., 2004. A different perspective on the imbalance of reported sex ratios at birth in rural China, Stanford Journal of East Asian Affairs, 4(2): 50-67.
Banister, J. & J. Investment, 2004. Shortage of girls in China today, Journal of Population Research, 21(1):19-45.
Belanger, D., K.T.H. Oanh, L. Jianye, L.T. Thủy, P.V. Thanh, 2003. Are sex ratios at birth increasing in Vietnam?, Population, 58(2):231-250.
Belanger, D., 2001. Son preference and demographic change in Vietnam, Paper presented at the XXIVth IUSSP General Population Conference, Salvador de Bahia, Brazil, August 2001.
Belanger, D., 2002. Son preference in a rural village in North Vietnam, Studies in Family Planning, 33:321-334.
Echavarriy, A., 2006. Gender bias in sex ratio at birth: the case of India, Working Paper, Public University of Navarre and CSC (Cambridge University).
Erickson, J.D., 1976. The secondary sex ratio in the United States 1969-71: association with race, parental ages, birth order, paternal education and legitimacy, Annals of Human Genetics, 40, pp. 205-212.
Goodkind, D., 1994. Abortion in Vietnam: Measurement, puzzles, and concerns, Studies in Family Planning, 25(6): 342-352.
Graffelman J, R. Hoekstra, 2000. A statistical analysis of the effect of warfare on the human secondary sex ratio, Human Biology, 72:433–45.
Grech V, Vassallo-Agius P, Savona-Ventura C, 2000. Declining male births with increasing geographical latitude in Europe, Journal of Epidemiological Community Health, 54:244–246.
Grech, V., P Vassallo-Agius, C Savona-Ventura, 2008. Secular trends in sex ratios at birth in North America and Europe over the second half of the 20th century, Journal of Epidemiological Community Health, 57:612–615.
Haughton, D, J. Haughton, 1995. Son preference in Vietnam, Studies in Family Planning, 26: 325-338.
