普查中的近期生育率数据评估
可用数据：单次普查法
期望得到的数据：生育率
方法： 评估方法
在评估普查中的近期生育率数据之前，检查问卷中相关问项的确切措辞是十分重要的。这些问题不论是在同一国家连续的普查中还是在不同国家的普查中都会有很大不同。而这些问项的措辞可能会影响到估计值的有效性以及数据中误差或偏差的方向和大小。
一般来说，普查中关于近期生育率的问项有三种形式：
• 在过去的一年中(或其他参照期)你是否生育过？
这个问项会产生一个简单的是或否的应答。然而，参照期内的多次生育信息不能被获知。这些多次生育信息有可能来自一次怀孕而生育的双胞胎或三胞胎，也可能是来自生育间隔期很短的两次不同的怀孕。这两种情况都不可能在很大程度上影响总体生育率的估计，因为生育间隔少于一年的情况比较罕见，而且一次怀孕多胞胎的概率在大多数情况下也低于2％ (撒哈拉以南的非洲国家可能是一个例外)。当面对这类数据时，建议作简化假定，即所有生育都发生在参照期的中点并且每次怀孕都只有一个活产。
• 在过去的一年中(或其他参照期)你生育过几个孩子？
对比上一个问项，这个问项更加细化。虽然它无法获知参照期间内生育的时间信息，但是它却可以捕捉到同一妇女多次生育的情况。这些多次生育信息不会区分一次怀孕的多胞胎和很短生育间隔内的多次怀孕的情况。同上，在这里也可以合理地假定所有生育都发生在参照期的中点。
• 你最后一次活产生育的日期是什么时候？
这个问项旨在以更大的准确程度来确定最后一次生育的时间，虽然通常只记录生育的月份和年份信息。如果后续问项进一步询问了当时出生的子女数，那么将会得到关于近期生育数的更准确信息。
有些普查偶尔也会询问其他一些问项(例如，最后一次生育的子女的存活情况，最后一次生育的子女的性别，或者倒数第二次生育的日期)。这些问项答案可以被用来，例如，从数据中直接估计分性别的儿童死亡率或者出生人口性别比。
为了评估近期生育数据的质量，可以进行以下检验：
1)比较数据得出的总生育数与预计的总生育数 (预计的总生育数可以来自生命登记系统，也可以是用年龄别生育率和年龄别的普查登记妇女人口计算得出的总生育数。当然，在后一种情况下，妇女系统性地漏报生育数有可能导致生育率的低估。
2)评估直接从数据中计算得到的年龄别生育率的分布合理性。合理的生育率分布几乎都是单峰、凸形、稍右偏，并且在育龄范围两端接近零。相邻年龄间的生育率也应该表现出合理的平滑变动。
3)检查申报的参照期内生育数是否合理。在一些普查中(例如， 1996年南非的普查)，有相当大的一部分受访者混淆了终身生育率和近期生育率两个问项，因此对这两个问题给出了相同的答案。如果对普查数据中分母亲年龄的曾生子女数和在前一年生育的子女数做列联表，那么这个误差将表现为对角线上数据的高度重合(莫尔特里和提马亚斯 2002)。
4)如果搜集了最后一个出生子女的性别，那么应该检查数据中的出生性别比。出生性别比通常约为1.05。非洲国家的出生性别比会低到0.95，而在某些亚洲人口中该数值会高达1.1。那些在0.99至1.06的范围以外的数值都应作仔细检查。
在任何情况下，都要正确地鉴别被要求回答问项的被访妇女的总体(特别是那些符合条件的受访者的年龄和婚姻状况)，并确保记录以及未回答和不正确数据编码的规则没有问题。
评估近期生育率数据
在分析年龄别生育率之前，最好检查一下近期生育数据缺失或不可靠的程度。如果数据没有任何缺失，那么几乎可以肯定该数据已经被编辑了。如果这一点不能确定，则应该尽可能地调查该数据是否被编辑以及被插补的程度。例如，针对数据中被插补过的变量来检验其插补值的分布。
数据缺失的比例也应该被检查。如果缺失比例超过近期生育数据总数的百分之五，则需要进一步调查。特别是，我们应该检查那些有缺失个案的年龄分布。如果这些有缺失个案都集中在年轻妇女或四十几岁的妇女中，这意味着数据缺失可能是因为这些妇女在参照期内没有生育，并且普查员留下空白记录而不是填报为0 。这非常类似于需要应用巴德里校正法的情况。
当数据可以给出参照期内的具体生育数(而不是简单询问在参照期内是否生育过)时，则应该对一胎和多胎的分布进行检查。一般来讲，只有不到2％的妊娠会产生多胞胎。三胞胎及以上的多胞胎也是极其罕见的(小于0.5％)。如果参照期内多胞胎比例过高的话，那么应该对照检查各年龄组妇女的曾生子女数和过去一年的生育数。如果曾生子女数和过去一年生育数在相当大比例的个案中都相似，甚至对于两个或两个以上子女数的情况也如此，这可能表明受访者或普查员没有理解终身生育问项和近期生育问项之间的区别。然而，也存在另一种可能，即很多曾生子女数只有一个的年轻妇女是在参照期间内生育了该子女，在这种情况下年轻妇女中终身生育一次和参照期生育一次的数据有所类似就并不能说明存在申报误差。
从普查数据中直接估计生育率
当数据质量足够好的情况下，可以直接估计年龄别生育率。而当数据质量不好的时候，则可将直接估计出的年龄别生育率作为各种间接估计方法的基础以估算出更可靠的生育率。
年龄别生育率估计值的准确程度有赖于所搜集到数据的性质。任何给定年龄(或任何给定年龄组)的年龄别生育率，是指该年龄(该年龄组)妇女在参照期内的生育数和同一年龄(同一年龄组)的妇女在该时期内的所活的人年数之间的比率。为了准确计算年龄别生育率，需要以可靠方式获得母亲准确的出生日期(用于确定母亲年龄)和孩子准确的出生日期。然后再精确计算出母亲在生育孩子时的年龄，以及她在参照期内在该年龄或年龄组内历险的时间。
在普查微观数据中通常缺乏这种精确计算所需要的数据，这可能是因为一开始就没有搜集确切的出生日期的有关信息，也可能是因为向数据用户提供出生日期的完整数据有泄漏隐私的风险。此外，普查数据质量不好也会使计算的精确程度难以保证。在普查登记中，经常会遇到出生月份的堆积(例如一月份)和出生年份的堆积(例如以0或5为结尾的年份)。延长普查的登记期限也会引发问题，因为参照期(如在访问日期的过去一年内)和日历年份(如2008年)可能被混淆。此外，普查中关于近期生育数的回顾性问题无法捕捉到已死亡或者已离开该国的母亲的生育信息。
表5.1列举了母亲生命信息和其近期生育信息在普查中可能出现的四种组合情况。
表5.1 普查中关于近期生育率的母亲数据和子女数据的组合情况
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| 母亲信息 | |
|---|---|---|---|
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| 普查时点的周岁年龄 | 母亲出生日期(至少精确到月份和年份) |
参照期内子女出生情况(*) | 出生子女数 (或者是否有生育) | (1) | (2) |
最后一次生育的日期(至少精确到月份和年份) | (3) | (4) | |
(*) 一般来说，参照期被设定为调查之前的12个月。分析员也要注意一些非常规的参照期设定，比如参照期被设定为一次国家重大事件或者节日之后的时期。
即使对于表5.1中的第四种情况，即包含了最详细生育信息的情况，准确计算历险时间进而估计生育率的尝试通常也未必奏效，这是因为某些特殊月份的堆积以及其他数据质量问题都可能会严重歪曲所得到的估计值。因此，在这种情况下使用基于普查数据的简单近似值来计算生育率通常是适当的。第12章《由生育史调查数据直接估计生育率》介绍了如何更准确地计算历险时间的方法以及如何从高质量数据来估计生育率。
组合1和2：子女出生时间信息不可用时，从普查数据直接估计年龄别生育率
表5.1中的前两种组合中，关于母亲的近期生育率我们所能获得的全部信息只有母亲在普查前的参照期内是否生育过至少一个孩子。询问母亲普查前参照期内的活产婴儿数量能提供更多近期生育的信息。这个问项能够帮助区别一次怀孕中的多胞胎(双胞胎，三胞胎等)情况以及参照期内多次怀孕的情况。
由于生育年龄未知，通常使用的近似值是基于母亲在普查时点所申报的年龄。这涉及到另一个假定，即所有生育都发生在参照期的中点。这意味着，母亲在普查时点的年龄平均比其生育时的年龄大了一点(相当于大了参照期长度的一半)，这也暗示着年龄别生育率中所指的年龄实际上要小于在普查中所申报的年龄。大多数间接估计生育率的标准方法会弥补由于这种年龄不匹配引起的差异。
第二种组合下的附加信息(即母亲的出生月份和年份)，对更好地估计生育率不是特别有帮助，这是因为需要额外地假定孩子的出生日期均匀分布。因此，对于表5.1中第一种或第二种情况下的数据，生育率的估算是将参照期内所申报的出生子女数(按母亲在普查时点的年龄分组)除以该年龄的妇女数。在普查时点年龄为x岁的妇女在参照期内的生育总数, Bx, 由下式得出：
$$B_x = \displaystyle\sum_{k=0}^{\omega} k \cdot N_{x,k}$$
其中，$k$是参照期内申报的出生子女数，$\omega$代表$k$在数据中的最大值，$\mathrm{N}_{x,k}$是普查中自报前一年中有$k$次生育的年龄为 $x$岁的妇女人数。如果$\omega$被处理为开放区间，例如在参照期内3次以上的生育，该区间内妇女的生育数则被假定为区间的始点。再次说明由此所产生的误差是很小的。
年龄为x岁的妇女数由下列等式给出
$N_x = \displaystyle\sum_{k=0}^{\omega} N_{x,k}$ 。
那些近期生育数为未知或未被记录的妇女必须要从分子和分母中剔除出去，这隐含假定了这些妇女的近期生育率与那些近期生育率已知的妇女相同。x岁的年龄别生育率(ASFRs)由下列等式给出
$f_x = B_x / N_x$。
使用常规年龄范围(从15岁到49岁，15岁和49岁包括在内)作为界限，将各个单岁生育率加总得到的总和生育率(TF)为
$\displaystyle TF = \sum_{a=15}^{49} f_a$。
总和生育率是一个假想队列指标：假设一位妇女活到50岁(被认为育龄期的结束)并且在整个育龄期经历了基于普查当下观测到的各个年龄别生育率，那么其拥有的子女数就是总和生育率。
应该计算每一个单岁生育率并作图来检查整个数据的内部一致性。这些年龄别生育率会比它们的分子或分母更稳定，并可揭示生育率可能的水平和分布。而一系列很不稳定的年龄别生育率会明显偏离预期的n形，从而清楚地表明近期生育率的数据存在问题，并提示进一步检查的必要性。
最后，通常以五岁为一组的年龄别生育率, 5fx, 当x = 15, 20,…,45, 能够由下式得出：
$f_i = 5 f_x = \dfrac{\sum\limits_{x=5i+10}^{5i+14} B_x}{\sum\limits_{x=5i+10}^{5i+14} N_x}$，
其中，系数i，由i =(x /5)- 2确定。由此，总和生育率为
$ TF = 5 \cdot \displaystyle\sum_{i=1}^{7} f_i $。
虽然总和生育率是一个年龄标准化的生育率指标(隐含假定了每个年龄组内各年龄育龄妇女人口的分布是一致的)，但是分年龄组的生育率在组内并没有被标准化。因此，基于年龄组和单岁年龄计算出的总和生育率通常会在小数点第二或第三位存在细微差异。
由普查数据计算出的总和生育率应该与由同一国家其他数据(例如人口和健康调查的数据)得到的估计值进行比较。值得注意的是，使用以上方法得出的年龄别生育率和总和生育率，其分母并没有使用真正意义上的历险人年数。此外，在以上方法中，分子中所包括的那些参照期内发生的生育是按参照期结束时而不是按生育发生时的母亲年龄来分组的。大多数间接估计生育率的方法都会调整推算结果以考虑这种时间差。如果只是为了作基本比较(即评估生育率分布的形状和水平)，那么这类时间差异问题就不会特别重要。但是如果需要处理这类时间差异，冈珀茨关联模型的单F-点变化式可以平滑生育率而不改变其取值。
示例：直接估计生育率
2008年柬埔寨人口普查中询问了妇女在过去一年的生育数。母亲年龄在这里指的是普查时点的年龄。数据详见表5.2。
表5.2 分母亲年龄的近期生育率, 柬埔寨2008年人口普查
| 过去一年的生育数 |
|
| ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
母亲年龄 | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 缺失数 | 合计 生育数 | 妇女数 | 年龄别生育率 |
15 | 160,980 | 120 | 0 | 0 | 0 | 80 | 120 | 161,180 | 0.0007 |
16 | 152,710 | 500 | 0 | 0 | 0 | 50 | 500 | 153,260 | 0.0033 |
17 | 144,970 | 1,250 | 10 | 10 | 0 | 20 | 1,300 | 146,260 | 0.0089 |
18 | 182,500 | 3,540 | 20 | 0 | 0 | 40 | 3,580 | 186,100 | 0.0192 |
19 | 127,840 | 5,640 | 10 | 0 | 0 | 30 | 5,660 | 133,520 | 0.0424 |
20 | 147,990 | 8,840 | 80 | 0 | 0 | 90 | 9,000 | 157,000 | 0.0574 |
21 | 123,960 | 9,500 | 30 | 0 | 0 | 70 | 9,560 | 133,560 | 0.0716 |
22 | 126,030 | 11,600 | 80 | 0 | 0 | 30 | 11,760 | 137,740 | 0.0854 |
23 | 123,750 | 11,830 | 70 | 10 | 0 | 110 | 12,000 | 135,770 | 0.0885 |
24 | 121,820 | 11,010 | 150 | 10 | 20 | 80 | 11,420 | 133,090 | 0.0859 |
25 | 137,460 | 12,420 | 100 | 0 | 0 | 60 | 12,620 | 150,040 | 0.0841 |
26 | 115,370 | 11,320 | 110 | 0 | 0 | 80 | 11,540 | 126,880 | 0.0910 |
27 | 117,840 | 11,580 | 190 | 0 | 0 | 40 | 11,960 | 129,650 | 0.0923 |
28 | 118,270 | 10,690 | 110 | 0 | 10 | 30 | 10,950 | 129,110 | 0.0848 |
29 | 82,990 | 7,600 | 120 | 0 | 0 | 40 | 7,840 | 90,750 | 0.0864 |
30 | 77,690 | 5,950 | 40 | 10 | 0 | 30 | 6,060 | 83,720 | 0.0724 |
31 | 58,800 | 4,820 | 50 | 20 | 0 | 30 | 4,980 | 63,720 | 0.0782 |
32 | 67,110 | 4,480 | 150 | 20 | 0 | 110 | 4,840 | 71,870 | 0.0674 |
33 | 67,080 | 4,240 | 40 | 0 | 0 | 50 | 4,320 | 71,410 | 0.0605 |
34 | 67,010 | 3,800 | 30 | 10 | 10 | 70 | 3,930 | 70,930 | 0.0555 |
35 | 90,720 | 4,570 | 60 | 20 | 0 | 30 | 4,750 | 95,400 | 0.0498 |
36 | 77,950 | 3,800 | 10 | 10 | 0 | 30 | 3,850 | 81,800 | 0.0471 |
37 | 81,320 | 4,070 | 50 | 10 | 10 | 10 | 4,240 | 85,470 | 0.0496 |
38 | 92,290 | 3,780 | 30 | 20 | 30 | 30 | 4,020 | 96,180 | 0.0418 |
39 | 74,030 | 2,920 | 50 | 0 | 0 | 30 | 3,020 | 77,030 | 0.0392 |
40 | 88,940 | 2,720 | 70 | 10 | 10 | 50 | 2,930 | 91,800 | 0.0319 |
41 | 71,250 | 2,140 | 0 | 0 | 0 | 20 | 2,140 | 73,410 | 0.0292 |
42 | 81,560 | 2,010 | 30 | 0 | 0 | 60 | 2,070 | 83,660 | 0.0248 |
43 | 72,930 | 1,270 | 10 | 0 | 0 | 30 | 1,290 | 74,240 | 0.0174 |
44 | 69,660 | 930 | 10 | 0 | 0 | 50 | 950 | 70,650 | 0.0135 |
45 | 84,290 | 760 | 30 | 10 | 10 | 30 | 890 | 85,130 | 0.0105 |
46 | 67,330 | 510 | 0 | 50 | 30 | 40 | 780 | 67,960 | 0.0115 |
47 | 66,220 | 270 | 10 | 0 | 10 | 0 | 330 | 66,510 | 0.0050 |
48 | 74,790 | 310 | 10 | 10 | 0 | 30 | 360 | 75,150 | 0.0048 |
49 | 57,600 | 120 | 0 | 20 | 10 | 20 | 220 | 57,770 | 0.0038 |
合计 | 3,473,050 | 170,910 | 1,760 | 250 | 150 | 1,600 | 175,780 | 3,647,720 | 1.6157 |
“缺失数”一列显示， 15-49岁的将近365万妇女中，只有1600人没有近期生育记录。这只占妇女总数的0.04％，所以不会对柬埔寨妇女的生育率估计产生重大影响。对这些缺失个案的年龄分布的进一步检查显示，这些缺失与年龄不相关。在表中最后一行，出生数是经加权的申报1，2，3和4次生育的妇女总数。计算结果表明，共计173070 (=170,910 + 1,760 + 250 + 150)名妇女在普查前一年生育了175,780 (=1×170,910 + 2×1,760 + 3×250 + 4×150)个婴儿。这些妇女中，98.8％(=170910/173070)生下了一胞胎，1.0%生下了双胞胎，还有0.2%生下了三胞胎或以上的多胞胎。五胞胎(或在参照期内两次生育产生五个婴儿)的可能性是很低的，不需要加以考虑。如果普查没有单独地调查多胞胎的情况，粗出生率的被低估的因子为0.984(=173070/175780)，或者低估率为1.6%。
基于上述数据，用每个年龄妇女的生育数除以申报了有近期生育行为的妇女数便可求得分单岁的年龄别生育率。这意味着，那些没有申报过去一年内生育子女的妇女被剔除出去了。就此得出的生育率如图5.1所示。尽管每个年龄上被登记的妇女数是有波动的，单岁的年龄别生育率的分布还是相对平滑的，呈现出一个清晰的生育模式和二十岁中期的一个典型峰态。
根据这些数据，总和生育率为每个妇女生育1.61个孩子。对以五岁为单位的年龄组来说，将五岁组的生育数和妇女数相除再加总所得到的结果是相同的(见表5.3)，尽管如前所述，这些结果在小数点后的第三位会有所不同。
即使不和其他数据做对照检验，柬埔寨2008年人口普查的结果也表明了令人难以置信的低生育水平。该数据结果也与第3章《分孩次数据评估》中得到的平均子女数不一致。这表明，这次普查的近期生育率数据存在严重问题。这一点也在外部检验中得到确认，即对照普查前后分别开展的两次人口和健康调查所得到的生育率估计值。表5.3最后两列数据显示，2010年人口和健康调查(基于调查前三年内的生育数)的总和生育率估计值为每个妇女平均生育3.1个子女；2005年人口和健康调查的总和生育率估计值为每个妇女平均生育3.4个子女。这揭示，柬埔寨2008年人口普查中，普查前一年的生育数似乎只有大约一半作了登记。
表5.3 五岁组的年龄别生育率, 柬埔寨2008年人口普查、2005年和2010 年人口和健康调查
年龄组 | 妇女数 | 缺失数 | 生育数 | 年龄别生育率 | 2005年人口和健康调查 | 2010年人口和健康调查 |
|---|---|---|---|---|---|---|
15-19岁 | 780,320 | 220 | 11,160 | 0.014 | 0.047 | 0.046 |
20-24岁 | 697,160 | 380 | 53,740 | 0.077 | 0.175 | 0.173 |
25-29岁 | 626,430 | 250 | 54,910 | 0.088 | 0.180 | 0.167 |
30-34岁 | 361,650 | 290 | 24,130 | 0.067 | 0.142 | 0.121 |
35-39岁 | 435,880 | 130 | 19,880 | 0.046 | 0.091 | 0.071 |
40-44岁 | 393,760 | 210 | 9,380 | 0.024 | 0.041 | 0.028 |
45-49岁 | 352,520 | 120 | 2,580 | 0.007 | 0.005 | 0.004 |
总和生育率 |
|
|
| 1.61 | 3.41 | 3.05 |
来源：普查估计，英文原作者自主计算; DHS StatCompiler (www.statcompiler.com)
图5.2中的左图显示了基于2008年人口普查和两次人口和健康调查得出的年龄别生育率。普查得到的生育率和两次人口和健康调查的结果明显不符。而后者也呈现了一些不太正常的生育变化，即25至44岁之间的生育率几乎直线降低。然而当这些生育率在总和生育率被标准化为1后，其年龄分布变得相似(图5.2中的右图)。尽管它们背后的生育水平存在很大差异，可是三个标准化后的年龄分布形状是相似的，只在20-24岁组有显著的不同。因此，柬埔寨2008年人口普查中近期生育率的数据质量在不同年龄上没有太显著的差异。
这一结果表明，即使2008年普查数据得出的生育率水平估计存在严重问题，其生育率分布的形状仍然是相当准确的。这一点是许多间接估计生育率方法得以成立的先决条件。
柬埔寨2008年人口普查、2005年和2010 年人口和健康调查
组合3和4：当子女出生时间信息可用时，估计年龄别生育率
如果用妇女最后的生育日期来将生育数分组，则需要为生育率的估算选择一个合适的参照期。一般而言，参照期最好不要超过一年，这是因为参照期延长会增加妇女在那个时期内多次怀孕的概率。这样的话，在时间上较早发生的生育将被遗漏(因为普查要求申报该参照期内最后一个孩子的出生日期，而不是在此期间生育的所有子女的出生日期)，这意味着生育率的估计值中将系统地剔除该期间内那些较早期的生育数。另外，在生育率迅速变化的情况下，延长参照期至一年以上意味着所产生的估计值将代表这段时期内生育率的某种平均值。但是，如果普查在当年年初或年末进行，将参照期分别选为上年年初或者当年年初则可能有很好的效果，因为这不需要母亲去准确地记住孩子的出生月份。参照期内申报的出生数可以转换成一年内的出生数。生育率可以用这种方式来计算，也可以直接以12个月为参照期，并将两者结果进行比较。
表5.1的第三种组合情况下，不可能估算出完全准确的生育率，因为没有母亲生育孩子的年龄。然而，子女出生日期的信息却有助于更仔细地估算出年龄别生育率的分子。
普查中经常有关于最后一个孩子出生年份和月份的问项，在这种情况下，可以采用一个更仔细的方法来确定上一年的子女出生数。通常来说，普查的标准时点是明确的。普查问卷中的问项通常指向一个特定日子，即使登记的实际过程需要几个星期。联合国记录了最近三轮人口普查的普查日期，可参照以下链接：http://unstats.un.org/unsd/demographic/sources/census/censusdates.htm; 国际微观样本系列整合共享数据库中的普查数据的日期可参照以下链接：https://international.ipums.org/international/samples.shtml.
表5.4 普查时点上(1999年8月24-25日) 分母亲年龄的每月出生数，肯尼亚1999年人口普查
| 普查时点的母亲年龄 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
出生时间 | 15-19岁 | 20-24岁 | 25-29岁 | 30-34岁 | 35-39岁 | 40-44岁 | 45-49岁 |
1998年8月 | 13,240 | 31,300 | 23,120 | 13,940 | 8,940 | 3,220 | 560 |
1998年9月 | 9,800 | 22,900 | 17,260 | 9,560 | 6,180 | 2,080 | 680 |
1998年10月 | 9,240 | 21,580 | 15,520 | 9,600 | 5,880 | 1,880 | 500 |
1998年11月 | 9,040 | 21,940 | 16,060 | 9,880 | 5,280 | 1,660 | 540 |
1998年12月 | 10,200 | 23,700 | 18,000 | 10,580 | 5,940 | 2,080 | 480 |
1999年1月 | 14,720 | 28,620 | 20,620 | 12,260 | 7,300 | 2,180 | 660 |
1999年2月 | 20,740 | 42,140 | 30,860 | 17,400 | 11,220 | 4,560 | 2,060 |
1999年3月 | 15,620 | 31,480 | 21,320 | 12,520 | 7,340 | 2,820 | 520 |
1999年4月 | 18,660 | 33,160 | 24,260 | 12,240 | 7,820 | 2,860 | 720 |
1999年5月 | 19,660 | 33,880 | 22,860 | 13,960 | 7,440 | 2,480 | 760 |
1999年6月 | 20,100 | 32,140 | 23,380 | 12,580 | 7,300 | 2,720 | 560 |
1999年7月 | 21,600 | 32,360 | 23,860 | 13,800 | 7,060 | 2,640 | 520 |
1999年8月 | 15,900 | 25,020 | 16,720 | 9,280 | 5,840 | 1,620 | 360 |
前一年的出生估计数 | 188,269.68 | 355,987.74 | 255,940.65 | 146,807.74 | 86,618.71 | 30,307.10 | 8,486.45 |
妇女人数 | 1,700,060 | 1,495,180 | 1,205,060 | 849,620 | 725,780 | 519,740 | 417,500 |
年龄别生育率 | 0.1107 | 0.2381 | 0.2124 | 0.1728 | 0.1193 | 0.0583 | 0.0203 |
在计算生育率公式中的分子时，普查当月所报告的所有出生数应包括在内，前一年同一月份所申报的出生数按比例分摊以后也应包括在内。为了从普查数据中提取这一信息，需要利用统计软件包中的日期处理功能，或者使用人口和健康调查中的世纪月代码(CMC)系统。
肯尼亚1999年人口普查的官方普查日期是1999年8月24-25日当晚。为了估计普查前一年至普查时点的出生数，所有1998年9月至1999年8月间的出生子女数，以及出生在1998年8月的1-24/31(= 7/31)的出生子女数，都将被包括在内。对1998年8月份出生子女数进行比例分摊假定了一个月中每天的出生数是均匀分布的(表5.4)。
例如，30-34岁年龄组在普查前一年的出生数的估计值是这样计算的
$ \frac{7}{31}(13,940) + 9,560 + 9,600 + \dots + 9,280 = 146,807.74 $。
在母亲详细出生日期缺失的情况下，以上数据是基于普查时点的母亲年龄来列表的。如前所述，这样得到的生育率将有半年的时间差。
将这些出生数除以各年龄组的妇女数将得出年龄别生育率。总和生育率的估计值为4.66，明显与该国在这个时期其他的生育率估计值不符。这表明，肯尼亚和柬埔寨的情况一样，普查前一年的出生数存在普遍的漏报现象。
只有在第四种组合情况下，即当母亲和子女的出生日期的详细信息都被搜集到时，才有可能对生育率进行精确估计。但是，如果有迹象表明出生日期存在堆积(例如1月1日)，那么进行精确估计的努力就没意义了，因为这些估计值被日期的堆积所歪曲了。由于普查的数据质量和内部一致性不太可能与人口和健康调查相媲美，将适用于人口和健康调查数据的生育率精确计算方式应用到普查数据上也不妥。但是在某些情况下，数据中出生日期的堆积现象以及其他误差的程度是不大的，因此，用直接计算生育的方法仍有许多优势。在这种情况下，第12章《由生育史调查数据直接估计生育率》中列出的原则应该被采用。
参考文献
Moultrie, Tom A. and Ian M. Timæus. 2002. Trends in South African Fertility between 1970 and 1998: An Analysis of the 1996 Census and the 1998 Demographic and Health Survey. Cape Town: Medical Research Council. https://www.mrc.ac.za/sites/default/files/attachments/2022-08/trends.pdf. Accessed: 17 October 2024..
Suggested citation
Moultrie TA. 2013. Evaluation of data on recent fertility from censuses. In Moultrie TA, Dorrington RE, Hill AG, Hill K, Timæus IM and Zaba B (eds). Tools for Demographic Estimation. Paris: International Union for the Scientific Study of Population. https://demographicestimation.iussp.org/content/evaluation-data-recent-fertility-censuses.