高出生率（共6篇）
高出生率 篇1
1 引言
早期的许多实证研究, 比如Moreland和McNicoll, 还有一些近期的文献, 比如Brander and Dowrick, 均发现人口增长与经济增长这两个变量之间是负相关的。在这篇论文中, 我们运用中国各省的数据来检验出生率对经济增长的影响。运用国内数据可以避免可比较性跨国数据的复杂性。更重要的是, 中国特有的计划生育政策可以使我们运用工具变量法来检验出生率对经济增长的影响。
2 实证策略
根据近年来的实证增长文献中的稳态增长模型得出指定回归方程。由于我们研究的是中国各省, 那么这个模型的本质上就是一个开放型的经济增长模型, 这个增长回归方程表达如下:
log (yt/yt-1) =γ1Logyt-1+γ2BRt+Xtγ3+ϵt, (1)
其中, log (yt/yt-1) 表示从t-1到t时段的实际人均GDP的增长率。 logyt-1) 表示滞后一个时段的实际人均GDP的对数。 BRt表示t时刻的出生率。 Xt表示可以确定稳态的其他变量。γ3和ϵ表示系数和误差项。
根据Brander and Dowrick, 我们用面板数据模型做增长回归估计分析。将1978-1998这一总的时期按每5年一间隔分为4个时段, 方程右边的变量是每5年的最初水平或平均数。
根据Temple和Shioji, 我们用GMM做增长回归模型。广义矩估计方法的第一步是用一阶差分增长方程来估计固定效应。然后将工具变量法应用于一阶差分。GMM不仅可以用来处理变量偏差和出生率的内源性, 而且可以用来处理与内源性相关的滞后人均GDP的一阶差分。
3 数据
我们采用的数据库包括从1978-1998年这一时期中国28个省份的人口以及经济变量。
数据来源:《中国统计年鉴》, 《新中国50年来的综合数据和材料》。
数据表明在某一时期有着高经济增长的省份, 它们的人口增长率和出生率较低。在1978-1998年间, 每年的实际人均收入增长率属于较高的8.1%, 相应的人口增长率为较低的1.4%, 以及低于2%的出生率。数据同样表明, 经济增长和生产力有着不可忽视的异质性。广东省在1978-1983年间经历了最快的发展时期, 这一阶段的年度增长率为14.6%, 而安徽省在1983-1988年间经济发展速度最慢, 年度增长率只有0.3%。宁夏在1978-1998这一时期有着最高的出生率2.8%, 相比较而言, 上海市在1993-1998这一时期的出生率只有0.6%。少数民族人口的平均份额为10.7%, 标准差为15.7。
我们验证了一阶差分出生率或者每五年一期的少数民族比例的变更。通常, 五年偏差对整个样本是5‰。尽管偏差集中在 (0, 2‰) 这个范围内, 但是60%的观察报告的偏差出在这个范围, 事实上, 标准差为11‰, 是五年偏差的两倍。通常, 这种分布表明时间序列上的一阶差分少数民族比例有一个合理的大变更, 而且这种变更不全是由界外值所造成的。对于出生率是否对经济增长有负影响这一系统局部检验, 首先要提供基本结论, 然后进行敏感性检验。
3.1 基本结论
为了检验工具变量是否能解释出生率和经济增长这两个内生变量, 我们对一阶差分出生率 (BRt-BRt-1) 和作为独立变量的一阶差分五年期滞后 LogGDP (logyt-1-logyt-2) 做回归, 同时在表二中显示导出的结果。GMM不含有一阶回归, 因此我们可以把这些回归看做是最小二乘法的第一阶段, 第二阶段是对 (2) 用协变量。工具变量包括一阶差分少数民族人口比例以及十年、十五年和二十年的滞后LogGDP, 同时分别对单个滞后LogGDP、两个滞后LogGDP和三个滞后LogGDP均进行检验。其中的T检验和F检验, 均不存在异方差和序列相关。
这些回归的结果显示, 由于在两个表中工具变量的联合显著检验中的P值均比0.01小, 工具变量可以解释一阶差分出生率。少数民族比例对出生率有显著的1%的正相关。这些结论表明, 相对于少数民族, 计划生育政策实际上降低了汉族的生产力。对于LogGDP的一阶差分方程, 当我们使用一阶差分少数民族比例和十年期滞后LogGDP作为工具变量时联合意义检验不显著, 但是当工具变量包含十五年期或十五年期和二十年期滞后时, 检验是显著的。
GMM法进行t检验存在显著的异方差。我们应用Blundell and Bond的两步计量法, 在协方差矩阵中用Windmeijer的有限样本修正法。为了统计检验工具变量的有效性, 我们进行Hansen overidenti·cation restriction 测试, 测试检验的P值比0.1大, 说明以正确的指定模型和最少有一个工具变量是有效变量为条件, 则工具变量是有效的。
回归结论与假设完全一致:经济增长随出生率上升而下降。在表一中, 对出生率、五年期滞后实际人均GDP、虚拟时间这几个独立变量做回归分析。回归分析显示出生率与经济增长负相关, 且在10%的水平是显著的。这个简单的回归表明中国的不发达省份不会向发达省份集聚是由于初始GDP只有很小的系数, 而且在10%的水平上是不显著的。
第一个回归模型在增长方程的右边可能忽略了很多重要的变量, 接着在表二中添加这些变量:高等学院招生率和投资份额。
在考虑其他影响GDP增长的变量后, 经济增长仍与出生率负相关。表二中, 出生率变量的系数呈现显著的1%的负相关, 对经济增长影响的大小是其他变量的两倍有余。用估计系数做一些简单的估算表明, 出生率的下降对中国经济增长产生了相当大的贡献。在样本期 (1978-1998) , 中国出生率每五年下降1‰, 意味着每年人均GDP上升9‰。
表二中的可控变量, 滞后人均GDP的估计量变大了, 并且是稍微显著的, 投资份额这一变量对经济增长有强的正相关, 且有显著的正系数。高等院校招生率这一变量的估计量是在10%这一水平上是不显著的。
用DIF-GMM方法做回归分析, 得到的滞后GDP的估计量要比表二中用SYS-GMM估计法得到的有效, 这表明, 用DIF-GMM方法更易产生偏差。
3.2 Robustness检验
我们通过可能对经济增长产生共变的其他人口统计和制度上的变量来进行这一检验, 第一个引入的人口统计变量是迁入率, 忽略这一迁入率会使工具变量无效。之前的研究也表明了人口结构, 即劳动力分布和青壮年比例可能对经济增长有影响。事实上, 出生率很可能通过这些人口结构的变量发挥它对经济增长的效用。对人口统计的变量的增长回归分析进一步显示:出生率对经济增长有单独的影响。对三个新的独立变量:迁入率、劳动力份额增长和青壮年比例做GMM回归分析, 考虑这些变量之后, 出生率的估计量仍然是负的和显著的。估计量的大小和隐含的不变人均GDP的敏感性与之前所做的回归检验没有多大差别。因此, 这些新增的变量没有一个是显著的。
第二类可能会引起增长共变的变量是政策变量。为了获得这些制度的变动对经济的影响, 我们将市场份额和政府支出占GPP的百分数作为可控变量。
包括这些制度变量的回归分析结果再次支持了经济增长与出生率负相关这一假定。出生率的估计量是负的, 而且在5%的水平上是显著的。交易份额的估计量与经济增长正相关, 显著不明显, 但政府支出份额的估计量是不显著的。
最后, 为了检验是否有变量极值影响我们的估计结果, 我们对GDP增长率、少数民族份额或两者的一阶差分做剔除带有极值的观测值的回归检验。我们发现实证结果没有实质性的变化。
总的来说, GMM回归分析显示了经济增长和出生率有强的反相关性。我们的结论支持了马尔萨斯学派的声明:高出生率对例如中国这样的发展中国家的经济增长不利。
摘要：通过用中国28个省在20年间的数据组来测定出生率对经济增长的影响。由于中国的计划生育政策只针对汉族而不针对少数民族, 这种特殊的政策就允许我们运用一省中少数民族所占的比例作为有用的变量来判定出生率对经济增长的影响。认为出生率与经济增长是负相关的, 这个结论不仅与马尔萨斯的观点相符, 也暗示了中国的计划生育政策促进了经济增长。
关键词：高出生率,经济增长,影响
高出生率 篇2
在深入开展综合治理性别比偏高问题的工作中，我县结合实际，加大集中开展整治“两非”专项行动力度，采取了一系列措施，坚持源头管理，过程控制，末端治理并重，建立健全行之有效的长效工作机制，标本兼治，取得良好成效。
一、加大宣传力度，继续开展形式多样的宣传教育，大力传播男女平等、生男生女顺其自然等科学文明的生育观念,倡导新型生育观念。充分利用环境宣传、专家讲座、等形式,将禁止“两非”政策和科学的生育知识渗透到群众之中；利用重大节日和计生纪念日开展集中宣传教育活动,在广场、主要道路、集贸市场以发放宣传品、文艺汇演、现场咨询等方式,发放色彩鲜艳、图文并茂的关爱女孩、奖励扶助政策等宣传品,对在社会、家庭等各领域中的成功女性及优秀女孩进行大张旗鼓的宣传表彰,营造全社会都来关爱女孩的舆论氛围。通过广泛宣传,使男女平等、生男生女一样好、女孩一样做栋梁等新型婚育观念深入人心,为该区综合治理出生人口性别比工作营造了良好的舆论氛围。
二、责任落实,提升服务管理水平。不断加强B超执业管理规范,将禁止“两非”责任落实到个人。在B超工作场所张贴禁止非法鉴定胎儿性别的醒目标识,公布举报电话,接
受社会和群众监督；加强孕产期全程服务随访,对符合生育政策人员实行分类管理,落实月随访、双月查访、产后访视等工作制度,避免非法鉴定胎儿性别现象的发生；严格落实终止妊娠审批,对孕14周以上因医学需要要求终止妊娠的,必须提供医学需要终止妊娠的相关证明并登记审批,及时向县级人口计划生育部门上报流引产情况。
三、建立健全孕情检查和访视制度。对符合法定条件的生育(重点为二孩)实施全程管理和服务，杜绝孕情人为丢失现象。参加孕查的育龄妇女，严格核查证件，孕期随访服务情况的有关档簿由专人登记，卫生部门孕妇围产期保健信息实现时时通报，掌握孕情管理第一手材料。
四、积极与公安、卫生等部门进行协调，督促医院与B超从业人员签订责任状，加强超声诊断仪和超声医学执业人员教育与管理，建立健全超声诊断仪和超声医学执业人员档案，按照整顿和规范相结合、专项行动和日常监管相结合的原则，建立健全长效管理机制，有效推动了
五、利益导向,重视民生综合治理。强化人口计划生育政策利益导向机制,实现农村独女、二女家庭“老有所养”,在指导村（居）民自治章程的制定上,对独女户和双女户在低保待遇、子女上学、医疗保险、就业安排、帮扶救助等方面认真落实优先优惠政策。多层次提高农村女儿家庭的社会地
高出生率 篇3
尼美舒利是一种较为常用的非甾体类抗炎药。此药的抗炎、镇痛和解热作用都要优于布洛芬、对乙酰氨基酚等其他非甾体类抗炎药，而且起效快，不良反应发生率低。因此，早在上个世纪90年代，世界卫生组织就将此药作为治疗儿童发烧的优选药物之一。对于我国此次发生的“尼美舒利事件”，药监部门的专家进行了长达40天的调查，并最终查明了原因。专家认为，尼美舒利作为世界卫生组织认可的儿童退烧药，其疗效和安全性是可以信赖的。我国出现的“尼美舒利事件”，与尼美舒利本身并无关系，而是人们使用尼美舒利的方法不当造成的。
北京市儿童医院药剂科副主任王晓玲介绍说，家长给儿童使用尼美舒利时，通常存在以下几种不当的方法：①给两岁以下的婴幼儿使用尼美舒利。有些家长不仔细阅读尼美舒利的使用说明书，只看到尼美舒利可以治疗儿童发烧，便随意地给各个年龄段的儿童。其实，尼美舒利只适合两岁以上的儿童。这是因为两岁以下的儿童其肝、肾等脏器的功能很弱，若给其使用尼美舒利，很容易引起不良反应。②不按儿童的体重给药。世界卫生组织规定，儿童应按照每公斤体重每次服5毫克的剂量使用尼美舒利，每次最大的用量不得超过100毫克。而很多家长不按照此规定使用尼美舒利，甚至随意地增减此药的用量，结果引起了不良反应。③连续用药的时间超过3天或每天使用4次以上。有些家长为了使患儿快速康复或退烧，常常连续3天以上让患儿服用尼美舒利，或是每天给患儿使用4次以上的尼美舒利。这两种做法都是错误的。世界卫生组织规定，无论成人还是儿童，连续使用尼美舒利的时间都不应超过3天，每天使用此药的次数最多不能超过4次，否则极易引起不良反应。由此可见，我国发生的“尼美舒利事件”是由于用药不当造成的，并非是此药本身出了问题。 “尼美舒利事件”告诉我们，在给儿童使用药物时，一定要严格按照药物的说明书或医嘱来用药，否则不但会影响药物的疗效，还会给儿童的身体带来损害。
高出生率 篇4
1 对象与方法
1.1 对象
随机抽取无锡市3个地区(江阴市、惠山区和锡山区)的出生于1993-1995年的活产婴儿作为研究对象,其中出生体重≥4 000 g者作为高出生体重(巨大儿)组,2 500～4 000 g者作为正常出生体重(对照)组。每个巨大儿按出生日期±2个月及性别一致的原则匹配一个对照。共收集有效样本1 435对,从中抽取300名儿童(巨大儿和对照各150名;男童203名,女童97名)。研究对象自愿参加,并签署知情同意书。
1.2 方法
由培训合格的调查员对调查对象进行集中现场问卷调查和体格检查,调查员为各卫生院儿保医生,调查地点为研究对象所在乡镇卫生院的儿保科。身高和体重均使用医用身高体重计测量,血压使用袖管式血压计测量。采血均在上午进行,空腹采血5 mL,并于当日进行生化检测。所有的采血对象均检测胆固醇、三酰甘油、高密度脂蛋白、载脂蛋白A、载脂蛋白B、血糖、胰岛素、C肽共8项指标。其中前6项指标于Toshiba全自动生化分析仪上进行,后2项采用放免法检测。胰岛素抵抗指数=空腹血糖×空腹胰岛素/22.5。
1.3 肥胖、超重及血压的参考标准
采用人体质量指数(BMI)=体重(kg)/[身高(m)]2作为判定指标,并以中国肥胖工作组发表的中国儿童青少年性别年龄别BMI参考值作为超重与肥胖的判定标准[6]。参考中国汉族乡村7～18岁学龄儿童血压P95为筛查标准,按性别、年龄、收缩压≥P95或舒张压≥P95的定义为偏高血压[7]。空腹胰岛素高于19.8 mU/L为胰岛素异常,空腹C肽高于0.60 pmol/mL为C肽异常,胰岛素抵抗指数高于2.8为胰岛素抵抗[8]。
1.4 质量控制
调查开始前统一对所有调查员进行培训,由3个地区各乡镇的调查员对本地的调查对象进行确认和通知,对失访的研究对象注明失访理由。测量前由专人负责对仪器进行校正,按照标准测量方法进行测量。双遍独立录入调查结果,并进行一致性检查。
1.5 统计分析
数据的整理和统计分析在EpiData 3.02和SAS 9.0软件上完成。统计方法包括χ2检验、配对t检验、成组t检验和协方差分析等。
2 结果
2.1 一般情况
2 870名儿童中巨大儿组检出超重188人,检出率为13.10%(男童为11.43%,女童为1.67%);肥胖41人,检出率为2.86%(男童为2.23%,女童为0.63%)。对照组检出超重139人,检出率为9.69%(男童为8.64%,女童为1.05%);肥胖23人,检出率为1.61%(男童为1.05%,女童为0.56%)。两组间超重肥胖检出率差异有统计学意义(P<0.01)。分别进行两组之间的超重率与肥胖率的比较,巨大儿组均高于对照组,差异均有统计学意义(P<0.01)。巨大儿组与对照组相比,发生超重和肥胖的相对危险度(RR)分别为1.35(95%CI=1.10～1.66)和1.78(95%CI=1.08～2.96),说明巨大儿发生超重和肥胖的危险性分别是对照的1.35和1.78倍;发生超重和肥胖的特异危险度(AR)值分别为3.41%和1.26%,说明发生超重和肥胖的危险性特异地归因于高出生体重的程度分别为3.41%和1.26%。
2.2 巨大儿组与对照组血压及偏高血压检出率比较
巨大儿组的收缩压和舒张压均值分别为100.49 mmHg和65.42 mmHg,对照组分别为99.79 mmHg和65.22 mmHg,经配对t检验,两组的收缩压和舒张压差异均无统计学意义(t值分别为1.79,0.59,P值均>0.05)。
巨大儿组中偏高血压的检出率为1.84%,对照组为1.20%,差异无统计学意义(χ2=1.95,P>0.05),RR值为1.54(95%CI=0.84～2.82)。
2.3 巨大儿组与对照组生化指标比较
分别对两组的胆固醇、三酰甘油、高密度脂蛋白、载脂蛋白A、载脂蛋白B、血糖、胰岛素、C肽和胰岛素抵抗指数进行比较,差异均无统计学意义(P值均>0.05)。见表2。
两组之间胰岛素异常、C肽异常及胰岛素抵抗的检出率差异均无统计学意义,RR值分别为1.56(95%CI=0.70～3.48),1.27(95%CI=0.67～2.40)和1.31(95%CI=0.90～1.92)。见表2。
注:()内数字为检出率/%。
3 讨论
本研究人群来自江苏省无锡市的3个地区于1993-1995年所建立的出生队列。选择该人群主要出于以下考虑:(1)这3个地区在90代初已经是国内经济较为发达的地区,该地区的低出生体重率较低,巨大儿较多;(2)随访时的依从性较好;(3)当时出生队列中的婴儿,随访时年龄正好在10～14岁之间,是儿童期肥胖的高发阶段;(4)由于使用的是近年来客观历史登记的数据,减少了回忆偏倚,能为出生体重与超重肥胖的关系提供更佳证据。研究设计与以往文献不同(多是纵向研究或回顾性队列研究),由于设立了1∶1的巨大儿组和对照组,并进行了随访,因此尽管肥胖的检出率并不高,但是研究效率增大。
在本研究中,巨大儿组和对照组基线资料差异无统计学意义,尤其是第1 a内两组绝大多数都是母乳喂养,但高出生体重引起儿童期超重的RR值为1.35,引起肥胖的RR值为1.78,说明巨大儿超重和肥胖的相对危险性增加。对于高出生体重与后期超重和肥胖之间关系的研究,多数结果较为一致,即高出生体重与儿童期、青少年期和成年期肥胖有关[9,10,11],也有一些研究未能发现两者之间的关系[12]。儿童肥胖还可发展为成年肥胖,增加成年后心血管疾病的发生率和死亡率,影响成年后的社会表现和经济状况等[13]。因此,对高出生体重及儿童肥胖的问题必须加以重视。
有研究报道,出生体重与血压之间呈现一种“U”型曲线的关系[14],而本研究比较了巨大儿组和对照组的收缩压和舒张压,发现两组之间差异均无统计学意义,这可能与测量的时间以及其他因素有关。本研究对于反映糖代谢和脂质代谢的指标,如胆固醇、血糖、胰岛素等在巨大儿组与对照组之间也未见统计学差别。Huxley等[15]对几十篇涉及出生体重与血清总胆固醇之间关系的队列研究进行了分析,结果表明不同研究之间存在很强的异质性,提示出生体重可能并不是影响脂质生化指标异常的原因。出生体重与胰岛素抵抗之间的关系也不一致。有研究发现,用身高修正后,英国10～11岁儿童空腹和负荷后胰岛素水平都随出生体重的增加而下降,出生体重每增加1 kg,空腹胰岛素水平下降16.9%,负荷后胰岛素水平下降11.6%[16]。本次研究未发现出生体重与空腹胰岛素及胰岛素抵抗之间的关系。因此,出生体重与胰岛素抵抗、Ⅱ型糖尿病之间的关系,还有待进一步研究。
高出生率 篇5
出生人口性别比偏高问题的总结
在十一五期间，我镇人口和划生育办公室，在镇党委、政府的正确领导下，在县局的指导下，在全体计生干部的共同努力下，综合治理出生人口性别比偏高工作初见成效，具体有以下几方面总结。
一、指导思想
以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，坚持以人为本的科学发展观，坚持计划生育和男女平等的基本国策，贯彻落实《通知》的精神，按照总体部署要求，广泛开展关爱女孩活动，大力宣传提倡科学、文明、进步的婚育观念，建立和落实有利于女孩及计划生育女儿户的利益导向机制，形成有利于女孩及其家庭发展的舆论氛围、政策体系和法制环境保障。先后出台了《合作医疗倾斜计生家庭优惠政策》等文件，采取有力措施综合治理出生人口性别比偏高问题，切实遏制出生人口性别比升高的势头，逐步实现出生人口性别比的自然平衡，促进男女平等和社会文明进步，出台了《打击“两非”专项治理行动方案》等文件，为全面建设小康社会和构建社会主义和谐社会创造良好的人口环境。
二、工作原则
（一）加强领导、深化认识、齐抓共管。在当地党委、政府的领导下，以关爱女孩行动为载体，建立部门协作机制，明确各相关部门单位在关爱女孩中职责和任务，形成综合治理出生人口性别比偏高问题的合力，切实加强对关爱女孩行动的组织领导。
（二）多方联动、规范管理、依法惩处。进一步加强对利用超声和染色体检查等技术手段进行胎儿性别鉴定，终止妊娠手术和药物应用等方面的管理，建立与相关部门经常联系和信息共享制度和B超使用管理制度，落实B超使用管理责任制和责任追究制。依法严厉惩处非医学需要的胎儿性别鉴定和非医学需要的选择性别的人工终止妊娠（以下简称“两非”）和溺弃女婴等违法犯罪行为，遏制人口出生性别比升高势头。五年来，共动用人力83人（次），出动车辆31辆（次），下拨经费近20000元，就打击“两非”进行了专项整治。
（三）综合治理、引导扶持、着力治本。关爱女孩行动是治理人口出生性别比问题的重要举措，要从战略高度引导人们树立科学的人口发展观，树立科学文明、进步的婚育观、多方联动。建立关爱女孩利益导向机制和优惠政策，不断完善关爱女孩综合治理机制，注重从根本上治理出生人口性别比偏高的问题。五年来，由镇政府出资2.3万元资助贫困女童115人，并且就全镇贫困女童由镇、村两级领导包扶给予
一定的扶助。
（四）因地制宜、统筹规划、分类指导。要立足全局，着眼长远，有重点、有目标、有计划地解决出生人口性别比偏高问题；加大出生人口性别比偏高地区的监控和综合治理的力度，采取有力措施开展专项治理取得成效。
高出生率 篇6
从上图可以看出, 该镇出生人口性别比从2003年至2010年呈下降趋势, 基本接近于出生性别比正常值域, 但从2011年又突然呈上升趋势, 上升了24个点, 2012年又有回落。因此, 综合治理出生性别比偏高, 仍然是当前计划生育工作的重要任务。
一、出生性别比失衡的主要成因
究其造成出生人口性别比偏高失衡的成因, 结合榆树沟镇实际, 有其主观成因, 又有客观成因。
客观成因有以下几方面。一是受经济社会发展水平和落后的生育观念影响, 榆树沟镇是一个以少数民族居多的民族乡镇, 少数民族占总人口的69.07%, 农村户籍人口占96.62%, 绝大多数农村育龄夫妇生育观念没有从根本上得到改变, “重男轻女”、“男尊女卑”、“不孝有三, 无后为大”“养儿防老”的传统生育观念根深蒂固。二是生男生女社会地位和社会效益明显不同。目前, 农村体重体力劳动有男性承担为主, 其收益也明显高于女性。经济收益上的明显差异, 直接导致群众在生育选择上存在明显的性别偏好。三是非法鉴定胎儿性别的违法行为屡禁不止, 人为选择胎儿性别引产终止妊娠现象突出;四是离家赴外地务工人员增多, 人口计生工作服务管理跟不上, 计划生育措施落实难度大, 造成计划外生育现象增多;五是富人计划外生育现象严重, 加之国家制定的超计划生育社会抚养费征收额度低, 对计划外生育处罚力度小, 震慑效力不大。
二、治理出生性别比失衡的对策措施
综合治理出生人口性别比偏高问题是一项长期复杂的系统工程, 要采取政府牵头、部门配合;打防结合, 以防为主;加强监管, 综合治理的有力措施, 以宣传教育为先导, 以关爱女孩行动为载体, 以完善利益导向机制为动力, 以严惩违法案件为手段, 以加强目标考核为保障, 力争使出生人口性别比结构趋向正常范围, 保持自然平衡。并以此为突破口, 抓点带面, 不断促进全镇人口计生工作上水平、创新高。
(一) 加强组织领导。
成立由镇党委书记任组长, 镇党政领导班子成员组成的全镇出生人口性别比专项整治工作领导小组, 全面组织开展对出生人口性别比偏高的专项整治活动。
(二) 强化宣传教育。
思想是行为的先导, 建立科学、文明、进步的新型生育文化, 必须从宣传教育入手, 逐步改变广大群众的婚育观念, 从根本上治理出生人口性别比偏高问题。创新宣传形式, 利用远程教育网和大喇叭广播开办“关爱女孩”专栏节目, 建立关爱女孩行动qq群等, 张贴图文并茂的大型宣传画, 组织开展有奖竞答活动, 上门入户发放“关爱女孩行动”画册等, 使宣传活动群众愿接受、易接受、能接受, 达到入脑入心的效果。
(三) 健全利导机制。
建立健全利益导向机制, 解决生育女孩家庭的生产、生活及养老等方面的问题, 是推动“关爱女孩行动”顺利开展, 综合治理出生人口性别比偏高的关键。要从发展经济、脱贫致富、保障入学、帮助就业、协助创业等方面抓起, 建立有利于女孩及其家庭的利益导向机制和社会保障机制。
(四) 重奖举报人员。
进一步健全完善有奖举报制度, 在各村和医疗卫生机构公示举报电话, 凡举报违法鉴定胎儿性别及选择胎儿性别终止妊娠的, 一经查证属实, 及时按照有关举报奖励制度对举报人员兑现奖励奖金, 加大社会参与、全民共管的监督力度。
(五) 加强跟踪管理服务。
对持证育龄夫妇进行全面摸底排查, 确定孕情跟踪责任人。对持二孩生育证的育龄夫妇实行全程跟踪管理和服务, 特别是对生育一女孩外出的育龄夫妇, 实行严格的目标管理责任制, 强化跟踪管理, 定期与流入地通报“双查”情况, 及时沟通核查证明材料。同时, 强化新生儿死亡管理, 对新生儿死亡实行二十四小时通报制度, 对在卫生医疗机构以外地点死亡的, 由计生行政部门和公安机关进行立案侦查, 严厉打击溺弃女婴、贩卖婴儿、非法抱养行为。
(六) 规范中止妊娠手术管理。
建立健全经常性联系制度, 信息共享制度、中期以上终止妊娠报告和手术管理制度、婴儿死亡报告制度、使用终止妊娠药品管理制度、使用超声诊断仪和染色体检测技术进行胎儿性别鉴定的专用设备管理制度, 实行定期不定期督查检查, 确保各项制度落到实处, 严禁非医学需要实施中止妊娠手术。
(七) 强化B超诊断仪的管理使用。
全面清理清查登记B超设备, 进一步规范B超设备检查程序, 严格落实B超承诺制度和资格认证、持证上岗、双人负责制度, 严禁向孕检者透漏有关婴儿性别的相关信息。规范B超使用登记, 对首次做B超检查的孕妇, 认真审核其《居民身份证》、《生育保健服务证》, 并做好登记, 没有以上相关证件的, 及时通报所在地计生部门进行核查。对违法鉴定胎儿的责任人员, 依照相关规定进行最严厉的责任追究。
(八) 强化药品市场管理。
对药物市场进行全面清理和整顿, 严格落实中止妊娠类药品管理、监督制度, 规范终止妊娠类药品的市场管理, 严禁终止妊娠类药品在零售药店或个体行医者销售使用, 并严肃查处违法违规销售使用的单位和个人。
(九) 加大违法案件查处力度。
严厉查处和打击非法鉴定胎儿性别、选择胎儿性别终止妊娠、非法摘取节育环的单位和个人, 以及介绍人, 对非法行医和非法进行胎儿性别鉴定的违法人员, 依法从严从重处罚;对非法选择胎儿性别擅自终止妊娠的育龄群众, 今后不再安排生育指标;对怀孕14周以上, 无习惯流产史、无群众公认的原因、无符合国家规定的计划生育服务机构或医疗保健机构出具的医学证明而终止妊娠的, 一律按擅自终止妊娠处理, 不再批准生育。
(十) 严格考核, 落实工作责任。