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根据中国男女生命表可知，在年龄跨度为0～20岁的年龄区间，因为各年龄队列从出生到1990年普查所历经的年数跨度大不相同，所以1990年普查时的0～20岁各分年龄队列所历经的时间不同，其死亡概率也随锄普查时的年龄增大而不同。由于男性分年龄死亡概率都略高于相应的女性分年龄死亡概率，所以0～20岁各分年龄性别比均较其出生时的性别比略有程度不同的偏低，或者说0～20岁各年龄在出生时的性别比要略高于各自的分年龄性别比。分年龄性别比与该年龄在出生时的性别比差异，对于研究婚配年龄性别比的影响很小，可以忽略不计。因此，没有必要再根据一定的年龄、分性别的死亡概率来计算婚配时的分年龄、分性别人口数及其性别比。
假定1990年普查时0～20岁分年龄人口的未来婚配年龄差男性平均比女性大3岁。若以1990年普查时的女性最低年龄为初始年龄，并与相应大3岁的男性来匹配外推，则有6种年龄性别比组合形式。根据分年龄、分性别的婚配组合，可计算出未来这6种婚配组合的男女人数，进而计算出未来的婚配性别比分别为102.15、101.26、99.62、110.71、125.70和115.28.前3组未来婚配组合的两性人口基本为80年代以来出生的人口，后3组未来婚配组合的两性人口基本为70年代出生的人口。
然而，总体出生性别比偏高或超常偏高的80年代出生人口，其未来婚配性别比却十分令人满意，而总体出生性别比完全置于传统的通常值域内的70年代出生人口，其未来的婚配性别比却明显失衡。如果假定条件成立，从90年代中期起，由于婚配性别比恰处于失调状态中，男性择偶难的问题不仅已经出现，而且起码要持续到21世纪初。
同理，中国1982年人口普查时0～20岁人口除有两个年份的相应出生性别比低于102以外，其余都置于传统的通常值域内。然而，其未来的6组婚配性别比却分别为96.17、97.19、108.30、124.40和122.11.
在人口统计分析中，有不少统计分析是借助稳态人口理论去进行的。因此，对于非稳态人口来说，必须考虑其间的差异，才能使最后的分析结果符合客观实际。基于稳态人口与非稳态人口基本概念的不同，通过分析可得出以下几点结论：
出生性别比相应于未来婚配时的性别比（简称婚配性别比），绝不是简单的队列时间推移关系；出生性别比相应于未来的婚配性别比只是一个影响因素，其间没有必然的因果关系；
出生率与分年龄死亡率变动形成的年龄结构变动对婚配性别比的影响（在死亡水平稳定或差异不大的条件下，出生率变动的大小起主导作用），要远大于总体出生性别比对婚配性别比的影响；
总体出生性别比的异常与否，绝不意味着未来婚配性别比的异常与否；
人口从高出生、高死亡向低出生、低死亡的急剧转变过程中，以及在低出生、低死亡阶段出现的出生率较大幅度的波动，就是在总体出生性别比十分稳定而无任何异常的情况下，只要男性平均初婚年龄在一定程度上高于女性，相应的未来婚配性别比通常就会偏高，但有时也会出现偏低现象。人口的这种转变速度越快或低生育、低死亡水平下的出生率波幅越大，其总体出生性别比与未来婚配性别比就更不规则。在相当长一段时期内，人口增长控制能力对中国婚配性别比的影响与制约，要远大于总体出生性别比偏高或超常偏高的影响。
研究婚配性别比问题不仅要注意总体出生性别比偏高或超常偏高的影响，尤其要注意婚配年龄间年龄性别结构的绝对量变动的影响。此外，还必须动态开放式地而不要静态封闭式地观察与研究此问题。
纵观中外数十年前的相关数据，从中也可以得到借鉴性启示。1953年作为中国首次现代人口普查，其中登记的0～11岁分年龄、分性别人口数状况，既可以反映1953年普查时的0～11岁分年龄、分性别比，又可以间接地反映0～11岁各年龄的出生年份内的大体性别比。
1953年人口普查时的5～11岁年龄段的性别比平均为113.72，其中最低的分年龄性别比为5岁的110.45最高的分年龄性别比为10岁的116.63.该年龄段男女自60年代初开始陆续进入婚龄期，目前这批人的最低年龄已为50岁。
如果仅仅从分年龄性别比看，虽然1953年人口普查时5～11岁年龄段人口分年龄性别比明显高于1990年人口普查时0～10岁年龄段所呈现出的失调性分年龄性别比，但他们都平稳地度过其婚配期。可以预期的是：近期的分年龄性别比失调，也必将平稳地度过其婚配期。因为婚配调节只是社会发展中一系列调节机制中的一环，仅仅因为此环节的调节欠畅，不可能导致社会发展整体失调。婚配调节在不同经济社会发展阶段，受其相应婚配观念的变化，各种影响婚配因素的作用大小也相应随之发生变化，进行自身的调节。因此，不能将婚配调节视为简单的婚配年龄问题上一页 [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] 下一页
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