مشوق های بوروکراتیک اثربخشی سیاست تک فرزندی را در چین شکل داد

تحقیقات تجربی تاکنون عمدتا نشان می‌دهد که سیاست‌های جمعیتی در سراسر جهان اکثریت کاهش باروری جهانی را توضیح نمی‌دهند. قابل توجه است که حتی نرخ باروری کل چین پس از اجرای سیاست تک فرزندی در سال‌های 1979 و 1980 اندکی کاهش یافت، اما باروری در اوایل دهه 1990 بیش از یک سوم کاهش یافت.

در اینجا نشان می‌دهیم که تقویت انگیزه‌های بوروکراتیک تحت سیاست یک رأی وتوی چین، که پیشرفت شغلی را به دلیل شکست در پایبندی به شدت ممنوع می‌کرد، در اجرای مؤثرتر سیاست تک فرزندی و تأثیر تأخیر آن بر باروری مؤثر بود. با استفاده از تغییرات استانی در زمان‌بندی اجرا، متوجه می‌شویم که وتوی یک رای تقریبا نیمی از کاهش کل نرخ باروری چین را در دهه 1990 توضیح می‌دهد و باروری را به زیر نرخ جایگزینی هدایت می‌کند.

افزایش استفاده از دستگاه‌های داخل رحمی (شایع‌ترین نوع پیشگیری از بارداری مدرن در چین) که توسط مقامات محلی توصیه شده بود، به‌ویژه برجسته بود. به طور کلی، یافته‌های ما نشان می‌دهد که سیاست‌های جمعیتی، زمانی که به دلیل انگیزه‌های بوروکراتیک قوی‌تر به اجرا در می‌آیند، سهم بیشتری نسبت به تحقیقات گذشته در باروری پایین در چین داشته است.

سیاست تک فرزندی (OCP) به طور گسترده به عنوان یکی از سختگیرانه ترین سیاست های عمومی در تاریخ مدرن جهانی در نظر گرفته می شود. با این حال، نرخ باروری کل چین (TFR) پس از اجرای آن در 1979-1980 بسیار اندک کاهش یافت (شکل 1). اگرچه برخی از تحقیقات گذشته نشان می دهد که OCP به طور موثر نرخ باروری را کاهش می دهد 8، 12، اجرای سریع این سیاست در سراسر کشور نیز جدا کردن تأثیر آن از روندهای باروری سکولار را دشوار می کند.

اگر این سیاست در واقع موثر بود، کاهش تدریجی متوسط ​​در باروری چین در طول دهه 1980 نشان می‌دهد که اجرای اولیه در بهترین حالت ضعیف بوده است (یادداشت تکمیلی 1).

TFR چین، از چشم انداز جمعیت جهان 2024 توسط بخش جمعیت سازمان ملل متحد 62 تهیه شده است. نرخ جایگزینی نرخ باروری مورد نیاز یک جمعیت است تا دقیقا خود را از نسلی به نسل دیگر (بدون مهاجرت) بازتولید کند. به طور کلی، این نرخ در بسیاری از کشورهای با درآمد بالاتر تقریبا 2.1 کودک به ازای هر زن است، اگرچه با نرخ مرگ و میر جمعیت متفاوت است (63، 64).

در مقابل، در اوایل دهه 1990، TFR چین به طور ناگهانی بیش از یک سوم کاهش یافت و به زیر نرخ باروری جایگزین رسید. در اینجا ما مطالعه می‌کنیم که چگونه تقویت مشوق‌های بوروکراتیک تحت سیاست یک رای وتو (OVV) در طول دهه 1990 برای اجرای مؤثرتر OCP مفید بود و همچنین مسئول تأثیر تأخیر OCP بر باروری بیش از یک دهه بعد بود.

دولت‌های استانی و محلی مسئول اجرای سیاست‌های دولت مرکزی مانند OCP و OVV هستند (و دارای خودمختاری در حوزه‌های قضایی خود هستند)، اما دولت مرکزی به شدت بر مقامات استانی و محلی از طریق سیستم ارزیابی کادر - محور کنترل بوروکراتیک در چین 13، 14، 15، 16، تأثیر می‌گذارد. سیستم ارزیابی کادر که قدمت آن به دوران مائو برمی گردد، یک سیستم ارزیابی عملکرد چند بعدی است که برای رتبه بندی مقامات محلی بر اساس دستیابی به اهداف خط مشی تعیین شده استفاده می شود (یادداشت تکمیلی 3).

مهمتر از همه، ارزیابی عملکرد از طریق این سیستم تا حد زیادی تعیین کننده پیشرفت حرفه ای در میان بوروکرات ها در چین است، و بنابراین برای نگرانی های شغلی آنها مرکزی است 13، 14، 15، 17، 18.

سیاست OVV انگیزه های ارزیابی کادر را برای پایبندی به اهداف OCP بسیار تقویت کرد. ترفیع در سیستم بوروکراسی چین را برای مدت زمان شغلی یک بوروکرات در صورت شکست در پایبندی به شدت ممنوع کرد. به طور خاص، برای بوروکرات‌های محلی که در دستیابی به اهداف اولویت‌دار ناکام هستند (در مورد ما، اهداف جمعیت و تنظیم خانواده تعیین‌شده توسط سطوح بالاتر دولت؛ اهداف OCP تنها اهداف اولویت‌دار در زمان معرفی OVV بودند)، وتوی عملکرد هر دستاورد دیگری را رد صلاحیت می‌کند و در نتیجه ارزیابی عملکرد کلی رضایت‌بخش نیست (ضمیمه)

تبصره 4). این وتوی عملکرد نامطلوب به شدت مانع از ترفیع می شود و حتی می تواند منجر به حذف از یک موقعیت شود و انگیزه های قدرتمندی را در بین بوروکرات ها برای پایبندی به اهداف اولویت ایجاد کند. جمعیت‌شناسان مدت‌هاست - بر اساس شواهد کیفی و اداری - استدلال کرده‌اند که این تشدید اجرای قانون باعث کاهش باروری چین در دهه‌های 1990 شد (یادداشت تکمیلی 5)، اگرچه این فرضیه به‌طور علی مورد آزمایش قرار نگرفته است.

جدول تکمیلی 1 زمان پذیرش OVV را در 30 واحد اداری در سطح استانی سرزمین اصلی چین نشان می دهد که آن را اجرا کرده اند 21 . توجه می‌کنیم که زمان پذیرش OVV از یک الگوی جغرافیایی واضح پیروی نمی‌کند و زمان‌بندی OVV فقط با سطوح ویژگی‌های استانی قبل از OVV مرتبط بود (شکل تکمیلی 1). ما همچنین مستقیما برای رابطه بین روند باروری و زمان پذیرش OVV آزمایش می کنیم (به شواهد ارائه شده در بخش "احتمال سالانه تولد" در زیر مراجعه کنید).

تا سال 1996، پوشش سیاست OVV تقریبا به کل جمعیت چین گسترش یافته بود (داده های توسعه یافته شکل 1).

با استفاده از سوابق کامل پیشگیری از بارداری و باروری از یک بررسی گذشته‌نگر بزرگ، نشان می‌دهیم که OVV احتمال تولد سالانه زنان را به شدت کاهش می‌دهد و کاهش در میان تولدهای مرتبه بالاتر متمرکز است. قابل توجه است که OVV این کار را تا حدی با افزایش شدید استفاده از دستگاه‌های داخل رحمی (IUD) - رایج‌ترین نوع پیشگیری از بارداری مدرن در چین - با افزایش نسبی قابل‌توجهی در استفاده از IUD توصیه شده توسط مقامات محلی نسبت به استفاده داوطلبانه انجام داد.

با استفاده از این تخمین‌ها برای ساخت جدول‌های متوالی زندگی باروری چند کاهشی (با پیروی از رویکرد کلی ون هوک و آلتمن 22 و بابیارز و همکاران 9)، متوجه می‌شویم که این سیاست حدود نیمی از کاهش TFR چین در طول دهه 1990 را به خود اختصاص می‌دهد، اولین باری که نرخ باروری در چین کمتر از نرخ جایگزینی کاهش یافت.

یافته های ما پیامدهایی برای دو حوزه وسیع تحقیق دارد. اول، آنها بحث های طولانی مدت را در مورد اینکه آیا کاهش باروری در چین به زیر نرخ جایگزینی منعکس کننده اجرای سیاست های جمعیتی 11، 12، 19، 20 یا توسعه سریع اقتصادی است یا خیر، اطلاع رسانی می کنند. اگرچه نتایج ما عناصر هر دو دیدگاه را تأیید می‌کند (نیروهای پس‌زمینه غیرمرتبط با سیاست‌های جمعیتی حدود نیمی از کاهش را در طول دوره مطالعه ما تشکیل می‌دهند)، ما شواهد کمی جدید ارائه می‌کنیم مبنی بر اینکه اجرای سیاست‌های جمعیتی نیمی دیگر را شامل می‌شود - بیش از آنچه قبلا پیشنهاد شده بود (7، 8، 9، 10).

و ما تأثیر مستقیم مقامات دولتی بر استفاده از وسایل پیشگیری از بارداری را مستند می کنیم. دوم، یافته‌های ما به پژوهش در مورد انگیزه‌های بوروکراتیک کمک می‌کند، و شواهد جدیدی را ارائه می‌کند که چگونه شدت آنها - و نه فقط وجود اهداف سیاستی (حتی در سیستمی با دامنه اداری چین) - مستقیما نتایج جمعیت‌شناختی را تحت یک دستور اجباری غیرمحبوب شکل داده است.

به طور کلی، تحقیقات ما نشان می‌دهد که سیاست‌های جمعیتی بیشتر از کشورهای دیگر در سراسر جهان به کاهش باروری در چین کمک کرده است.

ما از دو منبع اصلی داده در تجزیه و تحلیل خود استفاده می کنیم. ابتدا، ما تاریخ های اجرای OVV را در سطح استانی با استفاده از اسناد دولتی موجود در نشریات آرشیوی رسمی گردآوری کردیم (جدول تکمیلی 1). این اسناد در روزنامه‌های استانی، وقایع نگاری رویدادهای مهم و سالنامه‌ها و همچنین سالنامه برنامه‌ریزی خانواده چین منتشر شده است.

دوم، ما از بررسی ملی برنامه ریزی خانواده و سلامت باروری 2001 استفاده می کنیم. کمیسیون ملی برنامه ریزی خانواده (NFPC) این نظرسنجی را تقریبا دو بار در دهه برای ارزیابی رفتار جمعیتی و باروری در چین و تدوین سیاست جمعیتی انجام می دهد (یادداشت الحاقی 6). این نظرسنجی ملی از زنان 15 تا 49 ساله در سال 2001 از روش نمونه‌گیری طبقه‌ای استفاده کرد و 1041 جامعه را انتخاب کرد که شامل تقریبا 45000 زن بود (یادداشت تکمیلی 7).

برای هر زن مصاحبه‌شده، این نظرسنجی اطلاعات استفاده کامل از روش‌های پیشگیری از بارداری، حاملگی و تاریخ تولد، از جمله تاریخ پایان و نتیجه بارداری هر زن نمونه را جمع‌آوری کرد.

با این داده های تاریخچه بارداری و تولد، ما یک نمونه گذشته نگر از بیش از 63000 بارداری و بیش از 44000 تولد زنده بین سال های 1980 و 2001 ایجاد می کنیم (یادداشت تکمیلی 8). این نظرسنجی علاوه بر اطلاعات مربوط به بارداری‌ها و زایمان‌های گذشته، حاوی اطلاعات دقیقی در مورد استفاده از وسایل پیشگیری از بارداری در زنان، و همچنین در مورد دو نوع رایج پیشگیری از بارداری مدرن در چین است: IUD و عقیم‌سازی زنان 25.

همچنین شامل معیار صریح این است که آیا استفاده از روش های پیشگیری از بارداری انتخاب یک زن و خانواده او بوده است یا در عوض توسط دیگران توصیه شده است (از جمله مقامات دولتی؛ تبصره الحاقی 9). جدول تکمیلی 2 و شکل تکمیلی 2 آمار توصیفی را از نمونه ما گزارش می دهند و شکل تکمیلی 3 توزیع سن زنان را در زمان اجرای سیاست OVV در استان محل سکونت آنها نشان می دهد، که نشان می دهد نمونه ما پوشش معقولی در بین گروه های سنی مرتبط با تجزیه و تحلیل ما دارد.

ما با تخمین اینکه چگونه سیاست OVV بر احتمال زایمان سالانه زنان تأثیر می گذارد شروع می کنیم. ما یک شاخص برای زایمان یا عدم زایمان یک زن در یک سال تقویمی معین را بر اساس شاخص‌های سال رویداد برای سال‌ها نسبت به پذیرش OVV در استان او، کنترل تحصیلات و قومیت او، و شامل اثرات ثابت استانی و سال تقویمی (معادله (1)) پس می‌گیریم؛ برای جزئیات کامل برآورد به روش‌ها مراجعه کنید. شکل 2 و جدول تکمیلی 3 برآوردهای مطالعه رویداد \(\widehat{{\beta }^{k}}\) را از معادله (1) نشان می‌دهد (روش‌ها؛ سال رویداد -1 حذف شده است).

برآوردهای اولیه ما از روش تصحیح اثرات ثابت دو طرفه پیشنهاد شده توسط Cengiz و همکاران 26 استفاده می‌کند، اما همچنین نشان می‌دهیم که نتایج ما هنگام استفاده از روش‌های اصلاح جایگزین مشابه است. قبل از OVV، ما شواهد کمی از روندهای متفاوت باروری مرتبط با زمان سیاست را پیدا کردیم. همه برآوردهای \(\widehat{{\beta }^{k}}\) برای k < 0 نزدیک به صفر و از نظر آماری ناچیز هستند (و همچنین بطور مشترک ناچیز، F (7,161) = 1.19، P = 0.313).

این نتایج با فرض ما مطابقت دارد که زمان پذیرش OVV در سطح استانی متعامد با روندهای باروری از قبل موجود است.

تخمین تفاوت در تفاوت ها از معادله (1) برای احتمال تولد سالانه (میانگین پیش از سیاست = 0.106) با استفاده از شش برآوردگر مختلف: یک نسخه پویا از مدل اثرات ثابت دو طرفه (TWFE) که با استفاده از حداقل مربعات معمولی تخمین زده می شود. چنگیز و همکاران 26 ; خورشید و ابراهیم 65 ; Callaway and Sant’Anna 66; de Chaisemartin and d’Haultfoeuille 67; و Borusyak و همکاران. 68 . برای حداقل مربعات معمولی، Sun and Abraham 65 and Cengiz et al. 26 برآوردگر، ضریب در زمان رویداد t ≤ -8 نشان دهنده اثر انباشته برای تمام دوره های t ≤ -8 است.

برای برآوردگرهای دیگر، اثر خاص را دقیقا در t = -8 نشان می دهد. فواصل اطمینان 95% فقط برای Cengiz و همکاران نشان داده شده است. برآوردگر 26، مشخصات اصلی ما، و دو طرفه و نقطه‌ای هستند (برای مقایسه‌های چندگانه تنظیم نشده‌اند). استنتاج برای برآوردگر Callaway و Sant’Anna 66 بر اساس راه‌انداز خوشه‌ای وحشی است. خطاهای استاندارد برای Cengiz و همکاران. 26 برآوردگر در سطح کوهورت درمان × استان دسته بندی شده اند. خطاهای استاندارد برای برآوردگرهای باقی مانده در سطح استان خوشه بندی می شوند. متغیر نتیجه، وقوع تولد زنده است.

نمونه شامل زنان 15 تا 49 ساله در سال 2001 و تولد آنها بین سال‌های 1980 و 2001 است (تعداد 1906333 مشاهدات سالانه زن انباشته؛ 36375 زن منحصر به فرد). خط چین عمودی نشان دهنده زمانی است که OVV پیاده سازی شده است. داده ها از پیمایش ملی برنامه ریزی خانواده و سلامت باروری در سال 2001 است.

در مقابل، پس از پذیرش OVV، احتمال تولد سالانه زنان بلافاصله و به سرعت کاهش یافت. با ادغام همه برابری‌ها، شکل 2 نشان می‌دهد که این کاهش‌ها از نظر آماری برای همه سال‌های رویداد پس از اجرای OVV معنی‌دار هستند، به جز برای سال اولیه‌ای که در آن خط‌مشی اتخاذ شد (مقدارهای P دو طرفه از <0.001 تا 0.016 در بین سال‌های رویداد 1 تا 8؛ جدول تکمیلی 3 متغیر است).

تا سال رویداد نهایی، کاهش احتمال تولد سالانه 2.5 درصد بود (95% فاصله اطمینان = 0.038- تا 0.013-، P <0.001 دو طرفه، n = 1،906،333 زن-سال)، کاهشی در حدود 24٪ نسبت به تبصره قبل از سیاست (10).

داده های توسعه یافته شکل 2 همچنین تخمین های معادله (1) را به طور جداگانه بر اساس برابری تولد گزارش می کند (برای جزئیات به جدول تکمیلی 4 مراجعه کنید). می‌توان انتظار داشت که این کاهش‌ها برای تولدهای با نرخ دوم و بالاتر (تولدهایی که OCP برای آنها اعمال می‌شود) وجود داشته باشد، اما نه برای اولین تولد (یادداشت الحاقی 11). مطابق با این انتظارات، برآوردها برای اولین تولدها عموما کوچک و از نظر آماری ناچیز است.

در مقابل، کاهش بزرگ و قابل توجهی در تولدهای دوم و سوم (به ترتیب 1.4 و 0.9 واحد درصد) تا سال رویداد نهایی (تولد دوم: 95% فاصله اطمینان = 0.019- تا 0.008-، P <0.001- دو طرفه، n = 1906،3، 5 = 1906% فاصله: n = 1،906، 3، 3) کاهش می یابد. 0.012- تا 0.006-، P <0.001 دو طرفه، n = 1906333، که نشان دهنده کاهش 41.3٪ و 76.5٪ به ترتیب، نسبت به میانگین بی قید و شرط آنها قبل از OVV (یادداشت تکمیلی 12) است.

در نهایت، اگرچه تولدهای چهارم و با برابری بالاتر بخش بسیار کمی از نمونه را تشکیل می دهند، اما به دنبال اجرای OVV نیز به میزان قابل توجهی کاهش می یابند. اگر چه کاهش مطلق کوچک است - رسیدن به یک - 0.24 درصد از نظر آماری معنی‌دار تا سال رویداد 8 (95% فاصله اطمینان = 0.004 - تا 0.001 -، P دو طرفه 0.004، n = 1،906،333) - این نشان‌دهنده یک کاهش 53.3% پیش شرطی 1 V نسبت به مقدار است. ).

همچنین می‌توان انتظار داشت که انگیزه‌های بوروکراتیک قوی‌تر برای اجرای OCP تحت OVV باعث همگرایی در نرخ‌های باروری در سراسر استان‌ها شود، با کاهش بیشتر در استان‌هایی که نرخ‌های باروری قبل از OVV بالاتری دارند. داده های توسعه یافته شکل 3 تخمین های معادله (1) را به طور جداگانه برای استان های دارای باروری بالاتر و پایین تر از میانگین قبل از OVV گزارش می کند، که کاهش قابل توجهی در احتمال تولد سالانه در استان هایی با باروری در ابتدا بالاتر نشان می دهد (تفاوتی که از نظر آماری معنی دار است: F (8، 116، یادداشت 0.139، 4 = 10 pp). ).

ما همچنین مدل‌های اشباع را تخمین می‌زنیم، معادله (1) را گسترش می‌دهیم تا ضرایب سال رویداد ناهمگن را بر اساس قومیت، وضعیت اقامت و پیشرفت تحصیلی مجاز کنیم. با انجام این کار، ما انتظار داریم که اثرات OVV برای زنان هان (در مقابل یک اقلیت قومی)، زنان روستایی (در مقابل شهری) و کسانی که تحصیلات کمتر (در مقابل بیشتر) دارند، بزرگتر باشد (برای نتایج به داده های توسعه یافته شکل 4 مراجعه کنید). اثرات OVV در بین افراد هان بزرگ و از نظر آماری معنی‌دار است (رویداد سال 8: 0.0262-، فاصله اطمینان 95% = 0.038- تا 0.014-، P <0.001 دو طرفه، 1،906،333 = n، داده‌های توسعه یافته شکل.

4a)، در حالی که برآوردهای مربوط به اقلیت های قومی از نظر آماری قابل تشخیص از صفر نیست (داده های توسعه یافته شکل 4b)، مطابق با این واقعیت که اقلیت ها در چین به طور کلی از سهمیه های OCP معاف بودند 27. این اثرات در میان ساکنان روستایی بزرگ و از نظر آماری معنی‌دار است (رویداد سال 8: -0.0312، 95% فاصله اطمینان = -0.046 تا -0.016، P <0.001 دو طرفه، n = 1906333؛ داده‌های توسعه‌یافته در شکل 4c OV تأثیر کمی داشت. 4d)، احتمالا به این دلیل که اجرای OCP قبلا در مناطق شهری سختگیرانه تر بود 11.

اثرات OVV همچنین در میان زنان کم‌سواد متمرکز است (داده‌های گسترده شکل 4e) و در میان افراد تحصیل‌کرده کوچک‌تر است (داده‌های گسترده‌تر شکل 4f)، که به طور بالقوه نشان‌دهنده تقاضای بیشتر برای خانواده‌های پرجمعیت در میان زنان با تحصیلات کمتر قبل از OVV است.

در نهایت، یک نگرانی بالقوه دستکاری احتمالی باروری گزارش شده برای انطباق با اهداف سیاست 28، 29، 30 است. برای ارزیابی کیفیت داده ها، نتایج حاصل از نمونه خود را با نتایج دو منبع مستقل داده مقایسه می کنیم. از آنجایی که داده‌های سابقه بارداری ما گذشته‌نگر است، به طور بالقوه کمتر مستعد دستکاری توسط مقامات محلی است که نگرانی‌های شغلی آنها با عملکرد فعلی نسبت به اهداف مرتبط است. با این حال، ما همچنین تجزیه و تحلیل مطالعه رویداد خود را با استفاده از سرشماری جمعیت 2000 و بررسی جمعیت سال 2005 (یادداشت تکمیلی 15) تکرار می‌کنیم، و الگوهای تولد مشابه را پیدا می‌کنیم.

موارد موجود در شکل 2 (داده های توسعه یافته شکل 5).

برای بررسی اینکه کدام تغییرات در رفتار باروری ممکن است منجر به کاهش تولدهای نشان داده شده در شکل 2 شده باشد، ما از یک چارچوب تجربی مشابه برای مطالعه تغییرات در سقط القایی، بارداری و استفاده زنان از داروهای ضد بارداری مدرن تحت OVV استفاده می کنیم.

یکی از دلایل بالقوه کاهش احتمال تولد که در شکل 2 یافت می شود، می تواند افزایش سقط جنین 31 باشد (شکل 3a و جدول تکمیلی 5). به طور کلی، این برآوردها پس از معرفی OVV کوچک و از نظر آماری ناچیز هستند. اگرچه به وضوح با زمان کاهش تولدها در شکل 2 منطبق نیست، اما تخمین‌ها برای سقط القایی تا سال رویداد 7 0.59 واحد درصد افزایش می‌یابد (95% فاصله اطمینان = 0.002 تا 0.010، P دو طرفه 0.008، n = 1.33 نسبی افزایش 6،6،6 درصد)، که نشان‌دهنده افزایش نسبی 6،6،6% است. (تبصره الحاقی 16).

الف , سقط جنین. ب، بارداری. ج، عقیم سازی زنان. د، استفاده از IUD. DiD از معادله (1) برای چهار نتیجه با استفاده از رویکرد Cengiz و همکارانش 26 تخمین زد. خطاهای استاندارد در سطح گروه درمانی × استان دسته بندی می شوند. نمونه مورد استفاده شامل زنان 15 تا 49 ساله در سال 2001، و سقط جنین، بارداری، عقیم سازی و استفاده از IUD بین سال های 1980 و 2001 (تعداد 1906333 مشاهدات سالانه زن انباشته؛ 36375 زن منحصر به فرد) است. داده‌ها به‌عنوان ضرایب تخمینی مطالعه رویداد DiD (تخمین نقطه‌ای) با فواصل اطمینان 95 درصد ارائه می‌شوند.

خطوط یکپارچه با نشانگرها تخمین ضرایب را نشان می‌دهند، در حالی که خطوط نقطه چین فواصل اطمینان 95% مربوطه را نشان می‌دهند که دو طرفه و نقطه‌ای هستند (برای مقایسه‌های چندگانه تنظیم نشده‌اند). خطوط عمودی قرمز زمان اجرای سیاست OVV را نشان می دهد. داده ها از پیمایش ملی برنامه ریزی خانواده و سلامت باروری در سال 2001 است.

با توجه به اینکه زمان این افزایش در سقط های القایی دقیقا با کاهش تولدها منطبق نیست، احتمالا زنان نیز با نرخ های بالاتری از بارداری جلوگیری می کردند. مطابق با این تفسیر، شکل 3b سپس کاهش معنی‌دار آماری را در تعداد بارداری‌ها نشان می‌دهد که دقیقا با سیاست OVV مطابقت دارد.

بزرگی این کاهش در بارداری نیز قابل توجه است (رویداد سال 8: 0.0206-، فاصله اطمینان 95% = 0.034- تا 0.007-، دو طرفه P = 0.002، n = 1906333) - کاهشی در حدود 16% نسبت به OV ). این کاهش در بارداری تا حد زیادی می تواند دلیل کاهش تولد تحت OVV باشد که در شکل 2 نشان داده شده است (یادداشت تکمیلی 18).