Ebook Nghiên cứu xã hội học và dân số Việt Nam (Tập 1): Phần 2

Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (1.78 MB, 20 trang )

(1)<div class='page_container' data-page=1>

PHẦN II:

</div>
(2)<div class='page_container' data-page=2></div>
(3)<div class='page_container' data-page=3>

ƯỚC LƯỢNG TUỔI KẾT HƠN TRUNG BÌNH

LẦN ĐẦU QUA SỐ LIỆU TổN G ĐIỂU TRA

DÂN SỐ VÀ NHÀ ở NĂM 1999 <*>

ĐẶNG NGUN ANH

Tình trạng hơn nhân là một trong những chỉ tiêu đặc 
trưng trong nghiên cứu dân số và xã hội. Cho đến nay, hầu hết 
các cuộc điều tra khảo sát đểu sử dụng thông tin về tình trạng 
hơn nhân như một biến số cơ bản khi thiết kế, thu thập và phân 
tích kết quả. Ngay từ những năm 60, để đảm bảo tính so sánh

quốc

tế, Liên hợp quốc đã có quy ước thốhg nhất tình trạng hơn 
nhân thành 5 nhóm sau: (a) Độc thân hay chưa vợ/chồng (b) Có 
vợ/chồng hợp pháp và cùng chung sống (c) Có vợ/chồng nhưng 
sống ly thân (d) Gố vợ/chồng nhưng chưa tái hơn (e) Ly hôn/ly 
dị và chưa tái hôn.1 Do sự nhạy cảm và riêng tư của những 
thơng tin liên quan đến tình trạng hôn nhân mà hiện nay trong 
nhiều cuộc điều tra, luôn có một tỷ lệ đáng kể nhóm đối tượng 
khảo sát không muốn khai báo thông tin về tình trạng hơn

n h â n

của

m ình.

So vối tình trạng hơn nhân, tuổi kết hơn trung bình lần 
đầu là một tiêu chí khơng kém phần quan trọng vì nó phản ánh 
đặc trưng dân sơ" và trình độ phát triển của mỗi quốc gia.2
Nhiều chính phủ trên thế giới đã xem việc nâng cao tuổi kết

1 Xem United Nations, Principles and Recommendations for the 1970

Population Censuses, Statistical Paper, Series M, No. 44, 1967, pp.

52-53.

2 Đe thuận tiện cho ngưòi đọc, trong bài này tuổi kết hôn trung bình

</div>
(4)<div class='page_container' data-page=4>

hơn như một trong những biện pháp thúc đẩy tiến bộ xã hội. 
Từ lâu, chương trình DS-KHHGĐ ở nưốc ta ln chú trọng công 
tác tuyên truyền, vận động thế hệ trẻ không kết hơn

sớm. Tình

trạ n g tảo hôn bị p h áp lu ậ t nghiêm cấm, lu ậ t hôn nhân và gia

đình từ lâu đã có quy định rõ ràng tuổi kết hôn hợp pháp ở Việt 
Nam (20 đối với nam và 18 đối với nữ).

Mặc dù có ý nghĩa quan trọng trong thực tiễn như vậy, 
song so với tình trạng hôn nhân, thông tin về tuổi kết hơn
thưịng khơng được thu thập hoặc thu thập không đầy đủ qua 
các cuộc điều tra khảo sát. Do những hạn chê trong khả năng 
hồi cố sự kiện của người cung cấp thông tin nên nhiều trường 
hợp số liệu về tuổi hoặc thời điểm kết hôn bị thiếu hụt, đặt ra 
những trỏ ngại lớn trong công tác nghiên cứu và hoạch định 
chính sách. Vì những khó khăn phức tạp đó mà các cuộc Tổng 
điểu tra dân số với quy mô quốc gia thường không thu thập 
thông tin vể tuổi kết hôn. Trong trường hợp này, tuổi kết hơn
trung bình của dân sơ' khơng được xác định.

Nhằm khắc phục được tình trạng trên, khoa học dân sơ đã
tìm ra phương pháp ước tính

gián tiếp

tuổi kết hơn trung bình 
thơng qua tình trạng hơn nhân của dân số hoặc nhóm dân cư.

Phương pháp này được áp dụng với giả định không

xảy ra tử

vong trong độ tuổi khảo sát. Sơ' liệu-đầu vào khá đơn giản, đó là 
tỷ trọng độc thân (chưa vợ/chồng) chia theo nhóm tuổi. Sự giảm
dần của tỷ trọng này qua từng nhóm tuổi phản ánh thực tê hôn 
nhân gia tăng theo thời gian, thường được tính đến

nhóm tuổi

50-54. Có thể tóm tắt các bưóc tính tốn như sau:

</div>
(5)<div class='page_container' data-page=5>

5 năm). Kết quả thu được là số năm sống độc thân của nhóm 
dân cư khảo sát.

Bước 2: Cộng thêm 1500 (15 xlOO) vào kết quả của bước 1.
ở đây, 1500 là số năm sống độc thân của nhóm dân cư trước khi 
sang tuổi 15.

Bước 3: Điều chỉnh tỷ trọng chưa kết hơn của hai nhóm 
45-49 và 50-54 tuổi bằng phép nội suy.

Bước 4: Nhân kết quả bước (3) với 50 sau đó trừ vào kết 
quả bước (2) nhằm loại trừ sô" năm sống độc thân đối với những 
người vẫn không kết hôn trước khi sang tuổi 50.

Bước 5: Lấy 100 trừ đi kết quả bước (3) rồi lấy bước (4)
chia cho số thu được, ta sẽ có tuổi kết hơn trung bình của nhóm 
dân cư khảo sát.

Bài viết đã vận dụng phương pháp ước lượng gián tiếp nói 
trên để tính tốn tuổi kết hơn trung bình của Việt Nam qua sô' 
liệu do cuộc TĐTDS thu thập tại thời điểm 1-4-1999 trên phạm

vi cả nước. Cũng giống như những cuộc Tổng điều tra trước đây, 
cuộc TĐTDS lần này khơng có thơng tin về thời điểm hay tuổi 
kết hôn. Thông tin duy nhất có liên quan là tình trạng hơn 
nhân. Vào thồi điểm điều tra, tất cả những người từ 13 tuổi trở

lên

đều được

hỏi về tình trạng hôn nhân. Câu trả lời được chia

thành 5 nhóm: (a) chưa vợ/chồng; (b) có vợ/chồng; (c) gố; (d) ly 
hơn; (e) ly thân.1 Theo quy ưốc, cuộc Tổng điều tra chỉ ghi nhận 
những cuộc hôn nhân hay ly hôn

hợp

pháp đã

được

pháp luật 
thừa nhận.

1 Thông tin chi tiết đề nghị tham khảo nội dung bảng câu hỏi của cuộc

</div>
(6)<div class='page_container' data-page=6>

Bảng 1. Dân số 13 tuổi ỉrỏ lên chia theo giói tình

và tình trạng hơn nhãn, Việt Nam 1999

Tình trọng Nam Nữ

hôn nhàn Số lượng % Số lượng %

Chưa vợ/chổng 9530864 3Ố,4 8501113 30.1

C ó vợ/chồng 15965773 61,1 16299563 57,7

G o á 467415 1,8 2941827 104

Ly hôn 91501 0,35 291239 1,0

Ly thân 84749 0,3 215071 0.8

Không khai báo 10440 0,04 12537 0,04

Tổng số 26150742 100,0 28261350 100,0

Nguồn: TCTK, số liệu gốc mẫu 3%

</div>
(7)<div class='page_container' data-page=7>

ta. Mặc dù chỉ chiếm một tỷ trọng không đáng kể song trong 
cuộc tổng điều tra, vẫn có trên 12 nghìn nữ và trên 10 nghìn 
nam khơng có thơng tin khai báo về tình trạng hơn nhân.

Các số liệu cơ bản giúp cho việc tính tốn tuổi kết hơn 
trung bình của dân sô" Việt Nam được trình bày trong Bảng 2.
Các con sơ cho biết tình trạng chưa lập gia đình theo nhóm tuổi 
cho nam và nữ (từ 15 tuổi trở lên). Nhằm mục đích minh họa và 
làm phong phú thêm kết quả phân tích, báo cáo này cịn xác
định tuổi kết hơn trung bình riêng cho: (a) Nhóm khơng di cư
(b) Nhóm di cư, và (c) Chung cho tổng thể dân cư khảo sát.1 Kết 
quả chung cho thấy sau tuổi 35, tỷ lệ nữ chưa có điều kiện xây 
dựng gia đình cao hơn nhiều so với tỷ lệ này ở nam giới.

Bỏng 2. Tỷ trọng độc thân của dân số 15 tuổi trỏ lẻn chia theo nhóm tuổi,
giói tính và tình trạng di chuyển, Việt Nam 1999 (%)

Nhóm Khơng di cư Dỉ cư Chung

tuổi Nam Nữ Nam Nữ Nam Nữ

15-19 97.7 91,8 98,1 78,9 97,7 90,7

20-24 66,2 45,7 794 43,3 67,7 453

25-29 27 3 17 2 377 18,1 28,3 17 6

30-34 9,0 9,6 13 5 11,1 9,3 9 7

35-39 3 7 7,4 5,0 6,0 3 8 7,3

44-49 1.8 6,5 3 3 6,5 1,9 6 5

45-49 11 5,7 17 8 3 1.1 5,8

50-54 0,8 ' 4,6 2,0 4,9 0,9 4,6

Nguồn: TCTK, s ố liệu gốc m ẫu 3%

</div>
(8)<div class='page_container' data-page=8>

Dựa trên sô" liệu Bảng 2 và phương pháp tính toán 5 bưốc
trên đây, chúng tơi đưa ra một ví dụ cụ thể cách tính tuổi kết 
hơn trung bình đốì vối nhóm nữ không chuyển cư như sau:

Bưéc 1: (91,8 + 45,7 + 17,2 + 9,6 + 7,4 + 6,5 + 5,7) X
X 5 = 919,50

Bước 2: Cộng thêm giá trị 1500: 919,50 + 1.500 = 2419,50
Bước 3: Nội suy cho 2 nhóm tuổi cuối: (5,7 + 4,6)/2 = 5,15
Bưóc 4: Điều chỉnh sơ" năm sống độc thân: 2419,50 - (5,15

X 50) = 2162,00

Bước 5: Tuổi kết hơn trung bình của nhóm nữ khơng 
chuyển CƯ:

2162,00 / (100 - 5,15) = 22,79

Như vậy theo sô” liệu do cuộc TĐTDS năm 1999 thu thập, 
dân số nữ không chuyển cư trung bình sống độc thân 22,8 năm 
trước khi kết hôn. Áp dụng phương pháp ước lượng gián tiếp 
tương tự như trên cho 5 nhóm cịn lại, tuổi kết hơn trung bình 
của dân số Việt Nam theo giới và tình trạng di cư qua số liệu 
tổng điều tra được trình bày trong Bảng 3:

Bàng 3. Tuổi kất hỏn trung bỉnh lổn đổu của dân sồ 15 tuổi trỏ lén

thoo giói tính và tỉnh trạng di chuyển, Việt Nam 1999

GIỚI tính Khơng dỉ cư Dỉ cư Chung

Nam 25,1 26,5 252

Nữ 22,8 21,7 22,7

Nguồn: TCTK, số

liệ u

gốc mẫu 3%

</div>
(9)<div class='page_container' data-page=9>

nữ kết hôn sớm hơn nam (khoảng 2,5 năm). Do tính chọn lọc
của quá trình di cư nên so với nhóm khơng di cư, nam giới, trẻ 
tuổi, chưa xây dựng gia đình tập trung trong đối tượng di cư
dẫn đến tuổi kết hơn trung bình của nhóm nam di cư là cao

nhất. Hơn nữa, đối với nam, tuổi kết hơn trung bình của nhóm 
di cư là cao hơn nhóm khơng di cư. Trong khi đó, đối với nữ, tuổi 
kết hơn trung bình của nhóm di cư lại thấp hơn nhóm khơng di 
cư. Điều này phản ánh thực tế và phong tục xã hội Việt Nam, 
trong đó có rất nhiều trường hợp nữ di cư là do hệ quả trực tiếp 
của hôn nhân, tức là chuyển cư về nhà chồng hoặc nơi

ở

mới sau

khi cưới.

Thay cho lời kết, có thể nói rằng phương pháp ước lượng 
gián tiếp trình bày trong bài viết này có ý nghĩa thực tiễn cao. 
Nó cho phép chúng ta ưốc lượng được tuổi kết hơn trung bình 
trong trư-ờng hợp số liệu điều tra chỉ có thơng tin duy nhất về 
tình trạng hơn nhân của tổng thể dân số hoặc nhóm dân cư
được khảo sát.

</div>
(10)<div class='page_container' data-page=10>

CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG

ĐẾN KHN MẪU T U ổI KẾT

h ơ n

CỦA DÂN C ư ĐỔNG BANG

s ồ n g

HỖNG^

NGUYỄN HỮU MINH

1. Tổng quan các nghiên cứu

Vai trị của các nhân tơ" kinh tê - xã hội trong việc quyết 
định khuôn mẫu tuổi kết hôn là một chủ đề thu hút được sự
quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu. Từ các nghiên cứu liên 
quan đến khuôn mẫu tuổi kết hôn trên thế giới, đặc biệt của

các nước trong khu vực, có thể nêu vắn tắt một số kết quả 
chính sau.

</div>
(11)<div class='page_container' data-page=11>

thì dường như nghề nghiệp người chồng khơng có ý nghĩa quan 
trọng đối với tuổi kết hôn của vợ (Mohammad 1983). Tương tự 
như vậy, sự khác biệt đô thị-nông thôn về khuôn mẫu tuổi kết 
hôn không chỉ do tính chất đơ thị hóa tạo nên mà còn do ảnh 
hưởng tổng hợp của yếu tô" học vấn và nghề nghiệp (Von Elm và 
Hirschman 1979; Pasternak 1986).

Ngoài các yếu tố được coi là đặc trưng cho quá trình hiện 
đại hóa, một số nhân tố khác được đánh giá có ảnh hưởng quan 
trọng đến việc hình thành khuôn mẫu tuổi kết hôn. Chẳng hạn 
như chuẩn mực coi hôn nhân là không thể thiếu được trong cuộc 
đời mỗi ngưòi, sự can thiệp của cha mẹ trong việc hôn nhân của 
con cái, tôn giáo, chính sách nhà nước, yà nhân tố chiến tranh. 
Tác động của các yếu tô" này biên đổi tùy thuộc vào các nước 
khác nhau. Chẳng hạn, trong khi tại phần lốn các nưóc châu Á
sự kiểm soát chặt chẽ của cha mẹ thưịng dẫn tói việc kết hôn 
sớm hơn. của con gái (UN 1988: 28) thì ở nơng thơn Thái Lan nó 
lại có xu hướng làm chậm lại hôn nhân vì lao động nữ được coi 
là rất quan trọng đối với kinh tế hộ gia đình (Chamratrithirong 
và cộng sự 1986: 38). Vai trò quan trọng của con trai cả trong 
gia đình và dịng họ tại nhiều xã hội Á châu cũng gợi ý xu hướng 
kết hôn sớm hơn của những người là con trai cả so với những 
•người khác.

</div>
(12)<div class='page_container' data-page=12>

thường xảy ra tình trạng kiểm soát chặt chẽ hơn của cha mẹ và 
các thiết chế tôn giáo đối với hôn nhân của cá nhân nhằm duy 
trì quan hệ nội hôn trong tơn giáo đó (Godscheider 1971;

Kennedy 1973). Điều này có thể làm cho các thành viên trong 
tơn giáo đó kết hơn sớm hơn.

</div>
(13)<div class='page_container' data-page=13>

Những nghiên cứu về tuổi kết hôn ỏ Việt Nam tuy cịn 
ít ỏi song cũng đã xác nhận xu hướng kết hôn muộn trong 
các tầng lóp dân cư. Tuy nhiên, trong những năm gần đây có
dấu hiệu kết hơn sớm trong nhiều phụ nữ nơng thơn. Điều 
này có thể là do tác động của cải cách kinh tê gây ra (Khuất 
Thu Hồng 1994) tuy nhiên chưa có những bằng chứng mang 
tính đại diện xác nhận xu hưóng này. Nghiên cứu của tác 
giả (Nguyễn Hữu M inh 1995) dựa trên

số

liệu Điều tra nhân 
khẩu học và sức khỏe năm 1988, Tổng điều tra dân số năm 
1989, và Điều tra lịch sử cuộc sống dân cư 1991 cho thấy 
rằng các nhân tô' học vấn, đô thị hóa, cơ hội nghề nghiệp phi 
nông nghiệp là những nhân tô" chủ yếu quyết định khuôn 
mẫu mới của tuổi kết hôn ở Việt Nam. Đồng thòi, nghiên 
cứu trên đã chỉ ra ảnh hưởng mạnh mẽ của chiến tranh lên 
tuổi kết hôn. Tác động của các yếu tố đặc trưng cho hiện đại 
hóa và chiến tranh

được

coi là nhân tô" quyết định làm tuổi 
kết hôn tăng đáng kể trong mấy thập kỷ qua. Tuy nhiên, do
quy mô mẫu hạn chế của cuộc Điểu tra lịch sử cuộc sống dân 
cư năm 1991, những yếu tố về chính sách, chiến tranh, tơn 
giáo chưa được phân tích sâu. Với dung lượng mẫu lớn hơn 
và tập trung vào khu vực đồng bằng sông Hồng, trong 
nghiên cứu này chúng tơi sẽ xem xét tồn diện hơn vai trò 
của các yếu tố đó.

2. P hư ơ n g p háp n g h iê n cứu

Giả thuyết

</div>
(14)<div class='page_container' data-page=14>

nhân tố đặc trưng cho hiện đại hóa như sự tăng lên của học 
vấn, sự mở rộng các cơ hội nghề nghiệp mới, và đơ thị hóa. 
Tuy nhiên, khung cảnh đặc thù của Việt Nam, trong đó các 
chính sách nhà nưốc có vai trị quan trọng trong việc điều 
chỉnh các quan hệ hôn nhân và gia đình, cũng như những 
ảnh hưởng của cuộc kháng chiến chống Mỹ lâu dài, có thể 
làm cho khuôn mẫu tuổi kết hôn ỏ Việt Nam mang nhiều nét 
khác biệt so với các nước khác. Từ gợi ý của các nghiên cứu 
đã có về vấn đề này chúng tôi sẽ kiểm tra về mặt thực 
nghiệm một sô' giả thuyết cụ thể sau:

1. Xu hướng tăng tuổi kết hôn theo thời gian.

2. Tác động của các yếu tố kinh tế-xã hội: các đặc trưng

kinh tế-xã hội ít mang tính hiện đại hơn, chẳng hạn lớn lên 
tại các vùng nông thôn, làm các công việc nông nghiệp trước 
khi kết hôn, học vấn thấp, sẽ dẫn đến kết hôn sớm hơn.

3. Tác động của các yếu tố văn hóa: những người con
trai cả có nhiều khả năng kết hơn sớm hơn những ngưịi con 
trai khác trong gia đình; những người do cha mẹ sắp đặt hơn 
nhân .có khả năng kết hôn sớm hơn so với những người tự 
chọn lấy người vợ/chồng của mình.

4. Tác

động

của

c h ín h sách

nhà

nước:

n h ữ n g

người có
cha mẹ không là công chức nhà nưốc có. nhiều khả năng kết 
hôn sớm hơn so với những ngưòi mà cha mẹ là công chức 
nhà nước.

5. Tác động của việc phục vụ tro n g q uân đội: nhữ ng

</div>
(15)<div class='page_container' data-page=15>

Có thể có hai phương pháp đánh giá tác động của các yếu tố 
đến khuôn mẫu tuổi kết hôn tùy thuộc vào mẫu phân tích bao 
gồm chỉ những người đã từng kết hôn hay bao gồm cả những 
người chưa từng kết hôn. Đối với nhóm những người đã từng kết 
hôn,

Lớp thế hệ kết hôn

là chỉ báo đánh giá sự biến đổi lịch sử của 
khuôn mẫu tuổi kết hôn. Chỉ báo này hữu ích hơn chỉ báo

Năm

sinh

trong việc phân tích khn mẫu kết hơn ở Việt Nam trong 
thời gian gần đây. Những lớp thế hệ kết hôn gần đây bao hàm 
đầy đủ các lứa tuổi kết hôn trong khi việc phân tích tuổi kết hơn 
trung bình lần đầu theo năm sinh chỉ đề cập đến những người 
trong các lớp thế hệ mà kết hôn tương đối trẻ.

Tuy nhiên sự phân tích theo lốp thế hệ kết hơn trong mẫu 
của chúng tơi có hạn chế là gây ra xu hưóng kết hơn sớm giả tạo 
trong nhóm những người kết hơn ỏ thời kỳ trước đây, bởi lẽ 
những ngưòi già hơn đã không được đưa vào mẫu phân tích. 
Nguồn sơ' liệu mà chúng tôi sử dụng trong nghiên cứu này là 
cuộc Điều tra lịch đại năm 1995. Trong cuộc điều tra này, 
những người nhiều tuổi nhất trong mẫu sinh vào năm 1930. Vì 
thế, đối với những trường hợp kết hôn trước năm 1956, tuổi kết 
hôn cao nhất có thể có ở trong mẫu chỉ là 25. Để hạn chế những 
sai lệch gắn với cách phân tích theo

Lớp th ế hệ kết hơn

chúng tơi 
giới hạn phân tích chỉ những người kết hôn từ năm 1956 trở về 
sau. Tổng số người được đưa vào mẫu phân tích là 1582 nam và

1820 nữ.

Phương pháp phân tích'

</div>
(16)<div class='page_container' data-page=16>

Trong phân tích đa biến cho mẫu những người đã kết hôn, 
thủ tục phân tích MCA (Multiple classiíĩcation analysis) được áp
dụng nhằm đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến 
độc lập. M CA là một dạng phân tích hồi quy được sử dụng rộng rãi 
trong trường hợp các biến độc lập là biến phân loại (categorical 
variable) (xem Andrevvs và cộng sự 1973). Trong thủ tục M CA mỗi 
loại của biến phân loại dạng thang định danh (nominal) hoặc 
thang thứ tự (ordinal) được đánh giá như là mức sai khác với số
trung bình chung của biến phụ thuộc. Ánh hưỏng của các biến số
độc lập lên biến số phụ thuộc được tính tốn với cả hai dạng. Dạng 
thứ nhất có tính đến ảnh hưỏng của các biến khác (hay giữ các
biến khác không ảổi) gọi là ảnh hưỏng đã được hiệu chỉnh hay ảnh 
hưỏng riêng. Dạng thứ hai khơng tính đến ảnh hưởng của các biến 
khác và gọi là ảnh hưởng chưa hiệu chỉnh hay ảnh hưởng chung.

Đơì với cách phân tích áử dụng mẫu bao gồm cả những người 
chưa từng kết hôn, ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế-xã hội và các 
yếu tố khác đến thời điểm kết hôn được tính tốn bằng việc sử
dụng kỹ thuật do Cox đề xướng (Cox proportional hazard model

-xem Namboodiri và Suchindran 1987; Teachman 1983).

Năm sinh

được sử dụng như là chỉ báo đo lường sự thay đổi lịch sử trong 
phân tích này vì nhiều người vẫn cịn chưa kết hơn.

Những kết quả phân tích đa biến từ hai phương pháp trên 
về cơ bản đưa đến cùng một kết quả về ảnh hưởng của các nhân tố 
đến khuôn mẫu tuổi kết hơn. Vì vậy, trong bài viết này chúng tơi

chỉ trình bày kết quả phân tích đa biến sử dụng thủ tục MCA.

Các biến số

</div>
(17)<div class='page_container' data-page=17>

Các biến

số

độc lập

được

sử dụng trong phân tích bao gồm:

Lớp th ế

hệ kết hôn; Năm sinh; Khu vực cha mẹ làm việc; Tơn giáo của gia

đình gốc; Nơi lớn lên

(đô thị hoặc nông thôn);

Con cả

(chỉ áp dụng 
cho nam giới);

Học vấn bản thân và của vợ

/

chồng; Nghề nghiệp bản

thân và của vợ/chồng; Phục vụ quân đội của bản thản và của

vợ lchồng.

Các biến sô" độc lập đều là biến sô phân loại. Phân nhóm

của các biến sơ" độc lập được trình bày trên các Bảng 2 và 3:

3. Kết quả n ghiên cứu

3.1. Khuôn mẫu tuổi kết hôn lần đầu

Hình 1 và 2 trình bày tỷ lệ lũy tích của nam và nữ đã từng 
kết hôn tại các lứa tuổi khác nhau từ 15 đến 30 theo các lớp 
năin sinh khác nhau. Đốì với những người sinh sau năm 1970
còn nhiều người chưa kết hôn, riêng với những người đã từng 
kết hôn ở trong mẫu thì tuổi kết hôn tối đa là 24. Để tránh xu
hướng kết hôn sóm giả tạo do cách tiếp cận theo lớp năm sinh 
gây nên trong phân tích, ở Hình 1 và 2 chúng tôi chỉ đưa vào
mẫu phân tích những người tuổi từ 25 trở lên.

Hỉnh 1. Tỉ lệ lũy lích nam giỏi sinh từ 1930-35 đến 1966-70, đã từng kết hơn
ị mồi tuổi từ 15 đến 30: Điểu tra lịch đọi Việt Nam 1995

</div>
(18)<div class='page_container' data-page=18>

Lớp năm sinh 1930-1935 phản ánh khuôn mẫu hôn nhân 
truyền thống và liên quan đến thời kỳ kháng chiến chống Pháp. 
Lớp năm sinh 1936-1940 phản ánh ảnh hưởng của thòi kỳ hịa 
bình sau kháng chiến chống Pháp. Các lớp năm sinh 1941-1945, 
1946-1950, 1951-1955 liên quan đến thời kỳ kháng chiến chống 
Mỹ ác liệt nhất. Các lớp năm sinh từ 1956 trở đi phản ánh ảnh 
hưởng của thời kỳ thống nhất đất nước.

Hình 1 gợi ý rằng, khuôn mẫu tuổi kết hôn của nam giới 
chịu ảnh hưỏng khá rõ ràng của Luật Hơn nhân và Gia đình 
năm 1959 và cuộc chiến tranh. Tỷ lệ nam giới kết hôn trước 
tuổi 20 giảm đáng kể sau khi Luật Hơn nhân và Gia đình 
được thi hành. Ngoài ra kết hôn muộn cũng liên quan chặt 
chẽ với thòi kỳ chiến tranh. Phần lớn nam giới xa nhà tham 
gia vào quân đội ở lứa tuổi 20. Tác động của cuộc chiến tranh 
chống Mỹ gây chậm trễ hơn nhân cho nhiều người cịn kéo dài 
cho đến năm 1980. Sau đó khn mẫu tuổi kết hơn dần trở lại 
trạng thái bình thường. Tuy nhiên, tỷ lệ kết hôn chưa bao giờ 
quay lại đỉnh cao của nó.

Hình 2: TỈ lộ lũy tích phụ nữ sinh từ 1930-35 dến 1966-70, đâ từng kết hôn ỏ
mỗi tuổi từ 15 đến 30: Điểu tra lịch đại Việt Nam 1995

0.8

5 0.6

p 0.4

0.2

-0

-15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30

</div>
(19)<div class='page_container' data-page=19>

Hình 2 cho thấy một bức tranh tương tự đốì với nữ. Với 
tuổi 18 (lứa tuổi tối thiểu để kết hôn theo quy định của luật 
pháp) khuôn mẫu tuổi kết hôn của các lớp năm sinh gần đây 
khác rất nhiều so với các lớp năm sinh trước. Tỷ lệ phụ nữ đã 
từng kết hôn ở tuổi 18 trở xuống trong số những người sinh từ
1941-1945 trở về trưốc gấp khoảng 2 lần so với những người 
sinh sau đó. Tuy nhiên, có xu hướng tăng tỷ lệ phụ nữ đã từng 
kết hôn ở tuổi 24 trở xuống trong các lớp năm sinh trẻ nhất so
với một sô' lớp năm sinh già hơn. Điều này có thể phản ánh sự
“trì hỗn kết hôn bắt buộc” đối với các lớp năm sinh già hơn, 
những người đã trải qua chiến tranh.

Bảng 1: Tỳ lộ phù họp vể độ tuổi hôn nhân giữa nam và nữ (sinh 1930-1970)

ò

3 tỉnh Nam Định, Hà Nam, và Ninh Bình: Tổng Điếu tra dân số nãm 1989°

Nơm Sinh 1926-30/Nữ sinh 1931-35 0.77

Nơm sỉnh 1931-35/Nửsỉnh 1936-40 0.89

Nơm sỉnh 1936-40/Nữsỉnh 1941-45 0.96

Nơm sinh 1941-45/Nữsỉnh 1946-50 0.57

Nam sinh 1946-50/NỮ sỉnh 1951-56 0.63

Nơm sinh 1951-55/Nữsỉnh 1956hí>0 0.62

Nơm sinh 195Ố-Ố0/NỮ sính 1961-65 0.75

Nơm sỉnh I961-Ố5/Nữslnh 1966-70 1.00

a) Tác giả tính tốn từ sơ' liệu gốc Tổng điều tra dân số

1989; Tập I, Bảng 1.2, trang 35.

</div>
(20)<div class='page_container' data-page=20>

hơn nữ một nhóm tuổi khoảng cách 5 năm) tại 3 tỉnh theo các 
lớp

năm sinh. Các tỷ lệ này

được

tín h dựa theo số liệu gốc của

Tổng điều tr a d ân số năm 1989.

Như

có th ể dự đốn, nhóm phụ

nữ trưởng thành trong thời gian chiến tranh chống Mỹ ít có cơ
hội nhất trên thị trường hôn nhân do tỷ lệ chết cao của nam giới

tro n g độ tu ổ i p h ù

hợp.

Tỷ lệ ph ù

hợp

nam /nữ cho nhóm ph ụ nữ

này là thấp nhất, chỉ khoảng 60%. Chỉ từ nhóm những người 
phụ nữ thuộc lớp năm sinh 1966-1970 trỏ đi thì cơ cấu nam nữ 
mới tân đối với nhau. Kết quả trên cho thấy tác động của thị 
trường hôn nhân lên tuổi kết hôn của phụ nữ. Như vậy khuôn 
mẫu tuổi kết hơn của phụ nữ có thể thay đổi khi thị trường hôn 
nhân tạo điều kiện thuận lợi hơn cho những phụ nữ này.

Bảng 2 trình bày tuổi kết hơn lần đầu trung bình trong số

những ngưịi đã từng kết hôn sau năm 1955 theo các lớp thê hệ
kết hôn. Xu hướng kết hôn muộn thể hiện khá rõ ràng qua các 
lớp thế hệ kết hôn khác nhau. Mối quan hệ giả thuyết giữa các 
yếu tô' kinh tế - xã hội và tuổi kết hôn về cơ bản được khẳng 
định qua sự phân tích hai biến, ngpại trừ yếu tơ" con cả trong gia 
đình và yếu tố làm việc cho nhà nước của cha mẹ. Một điểm 
đáng lưu ý lạ xu hướng kết hôn muộn thể hiện rõ ràng đối vói 
tất cả các phân nhóm xã hội - nghề nghiệp. Tuy nhiên, nhịp độ
biến đổi là khác nhau giữa các phân nhóm của mỗi yếu tố,
•chẳng hạn giữa người làm nông nghiệp và phi nông nghiệp,

</div>

Ebook Nghiên cứu xã hội học và dân số Việt Nam (Tập 1): Phần 2

<b>PHẦN II:</b>

<b>ƯỚC LƯỢNG TUỔI KẾT HƠN TRUNG BÌNH</b>

<b>LẦN ĐẦU QUA SỐ LIỆU TổN G ĐIỂU TRA</b>

<b>DÂN SỐ VÀ NHÀ ở NĂM 1999 <*></b>

ĐẶNG NGUN ANH

quốc

n h â n

m ình.

Population Censuses, Statistical Paper, Series M, No. 44, 1967, pp.

52-53.

sớm. Tình

trạ n g tảo hôn bị p h áp lu ậ t nghiêm cấm, lu ậ t hôn nhân và gia

<i><b>gián tiếp</b></i>

xảy ra tử

nhóm tuổi

<b>đều được </b>

<b>hợp </b>

<b>được </b>

<i><b>Nguồn: TCTK, số liệu gốc mẫu 3%</b></i>

<i>Nguồn: TCTK, s ố liệu gốc m ẫu 3%</i>

<i><b>Nguồn: TCTK, số </b></i>

<i><b>gốc mẫu 3%</b></i>

<i><b>ở</b></i>

<b>khi cưới.</b>

<b>CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG</b>

<b>ĐẾN KHN MẪU T U ổI KẾT </b>

<b>h ơ n</b>

<b>CỦA DÂN C ư ĐỔNG BANG </b>

<b>s ồ n g</b>

<b> HỖNG^</b>

NGUYỄN HỮU MINH

<b>1. Tổng quan các nghiên cứu</b>

<i><b>số</b></i>

<b>được </b>

<b>2. P hư ơ n g p háp n g h iê n cứu</b>

động

c h ín h sách

<b>nước: </b>

n h ữ n g

5. Tác động của việc phục vụ tro n g q uân đội: nhữ ng

<i><b>Lớp thế hệ kết hôn</b></i>

<i><b>Năm</b></i>

<i><b>sinh</b></i>

<i><b>Lớp th ế hệ kết hơn</b></i>

<i><b>Năm sinh</b></i>

Các biến

<i>số</i>

độc lập

sử dụng trong phân tích bao gồm:

<i>Lớp th ế</i>

<i><b>hệ kết hôn; Năm sinh; Khu vực cha mẹ làm việc; Tơn giáo của gia</b></i>

<i><b>đình gốc; Nơi lớn lên</b></i>

<i><b>Con cả</b></i>

<i><b>Học vấn bản thân và của vợ</b></i>

<i><b>chồng; Nghề nghiệp bản</b></i>

<i><b>thân và của vợ/chồng; Phục vụ quân đội của bản thản và của</b></i>

<i>vợ lchồng.</i>

Các biến sô" độc lập đều là biến sô phân loại. Phân nhóm

<b>3. Kết quả n ghiên cứu</b>

<i><b>3.1. Khuôn mẫu tuổi kết hôn lần đầu</b></i>

<i><b>ò</b></i>

<i><b>a) Tác giả tính tốn từ sơ' liệu gốc Tổng điều tra dân số</b></i>

<i><b>1989; Tập I, Bảng 1.2, trang 35.</b></i>

năm sinh. Các tỷ lệ này

tín h dựa theo số liệu gốc của

Tổng điều tr a d ân số năm 1989.

có th ể dự đốn, nhóm phụ

tro n g độ tu ổ i p h ù

Tỷ lệ ph ù

nam /nữ cho nhóm ph ụ nữ

Tài liệu liên quan

Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về