农村大龄未婚现象的影响因素考察——以河北省CC县为例

段玉厂(中国社会科学院 研究生院，北京 102488)

一、文献评述

李咏华[1]利用1982年第三次人口普查数据分析了当时存在的大龄未婚现象，发现大龄未婚者多为男性，但其对大龄的界定为30～59岁；张萍[2]以1982年人口普查和1987年5%人口抽样调查数据比较了城市的农村大龄未婚现象，并对1982年到2007年的大龄未婚趋势进行了预测，该研究对大龄的界定为28～49岁；周清等[3]利用1982年和1990年人口普查数据，分析了北京市大龄未婚青年的特点，该研究对大龄的界定为25～44岁；叶文振、林擎国[4]的研究认为中国大龄未婚人口现象的形成主要是婚姻选择偏好、个人的微观条件和婚姻市场信息的拥有量三个因素共同作用的结果，该研究侧重对30～40 岁的大龄未婚人口进行了结构分析；刘爽、郭志刚[5]根据1995 年1 %人口抽样调查原始数据对北京市大龄未婚问题进行了分析，发现与1990 年相比，大龄未婚比例未见明显变化，但人数有所增加，该研究对大龄的界定仍为25～44岁；刘中一[6]利用结构化访谈的结果分析了性别比失常可能给社会稳定带来的不确定因素，并从总体上对两者关系进行了判断和估计，其样本量明显偏小；石人炳[7]分析了农村青年人口流迁对大龄未婚现象的影响；许军、梁学敏[8]分析了延边朝鲜族自治州25～45周岁农村大龄未婚男青年的基本情况、失婚原因及对策建议；郑晓丽[9]以浙江景宁县30～45 周岁男性为研究对象，分析了其失婚的成因和影响，并提出了对策；韦艳等[10]尝试利用访谈数据、扎根理论的三级登录方法和家庭压力理论解释大龄未婚男性家庭的压力以及可采取的应对策略；李艳、李树茁[11]利用压力认知交互作用模型和访谈数据，分析了河南某地区大龄未婚青年社区、家庭和个人三个层次的压力及其应对方式；李凤兰、杜云素[12]的研究认为农村人口性别比的结构性失衡、经济条件的制约和农村青年择偶交往机会有限等问题是造成农村男性大龄未婚的成因，并提出了相应的对策和建议；李艳等[13]分析总结了国外大龄未婚男性的生理、心理状况以及影响生理和心理状况的重要变量，即社会网络与支持状况；李艳等[14]利用在安徽省农村的抽样调查数据，比较分析了大龄未婚男性与已婚男性的社会经济地位、社会支持和心理福利状况及其影响并比较了影响因素；姜全保等[15]通过生命表技术和概率理论，测算了大龄未婚男性家庭生命周期各阶段的长度；张群林等[16]利用安徽省农村大龄男性的生殖健康和家庭生活调查数据，对性别失衡背景下中国农村大龄未婚男性的性行为进行了分析；李艳等[17]利用在安徽省农村的抽样调查数据，对大龄未婚男性与已婚男性的社会支持网规模和构成进行了比较，并分析了婚姻状况对农村男性社会支持网的影响以及两个群体社会支持网的影响因素差异。

综上所述，既往对于农村大龄未婚现象的研究存在以下问题：第一，对于大龄的界定标准不一，部分研究甚至是在没有界定大龄的基础上进行的；第二，数据使用的问题。部分研究使用的是人口普查或年度百分比抽样数据，虽有充足的样本，却存在数据滞后和针对性不强的问题；另一部分研究使用访谈的方法获取一手数据，但无法克服访谈结果难以进行定量分析的问题，有局限性；第三，大部分的研究都分析了大龄未婚人群的群体特征，有的研究还将之与已婚群体进行了比较，但这些研究大都局限于大龄未婚人群的个体因素，没有将家庭因素和社会因素纳入研究；第四，部分研究偏重于大龄未婚现象造成的社会影响，但事实上，其中一些社会因素也正是造成大龄未婚现象的原因。

二、数据与方法

1.数据来源

本研究使用的数据来自于2010年9月中国社会科学院人口与劳动经济研究所在河北省CC县三个乡镇农村地区进行的《河北省农村男性家庭婚姻状况调查》。调查共收回有效的大龄未婚男性问卷322份，已婚男性问卷290份。

2.数据处理

第一，数据合并。本文在统计分析中，把因变量农村男性婚姻状况转化为二分变量，其中初婚、再婚、离婚、丧偶和已婚同居合并为已婚，取值为2；将未婚、未婚同居合并为未婚，取值为1。

第二，缺失值处理。对于问卷中的重要变量的数据缺失问题，如家庭年收入、个人年收入和家庭耕地面积等连续变量，使用均值替代的方法进行了处理。

3.研究假设与变量选取

本文假定农村男性婚姻状况主要受个人特征、家庭特征和社会因素的影响，其中个人特征包括年龄、受教育程度、健康状况、生活自理程度、职业、个人年收入、职业技能、个人习惯等；家庭特征包括家庭规模、家庭全年收入、家庭耕地面积、家庭住房间数、家庭储蓄状况、家庭经济状况、代际关系、兄弟姐妹数、受访人在兄弟姐妹中的排行等；社会因素包括社会网络、邻里关系和社会交往等。根据本次调查数据，参考已有研究，本文选取上述因素作为自变量。

三、调查结果分析

本部分首先采用基于Pearson卡方检验的交叉表方法进行单变量分析，分别考察各个自变量与农村男性婚姻的影响关系；然后根据Binary Logistic方法建立考虑多个自变量的多元回归模型，综合分析对农村男性婚姻状况存在显著影响的自变量，以发现这些自变量对农村大龄男性婚姻状况的预测效果。

1.交叉表分析

(1)个人特征对农村男性婚姻状况的影响关系

根据交叉表分析和统计检验结果，个人特征诸因素中对农村男性婚姻状况影响较大的有年龄、受教育程度、储蓄状况、住房状况、个人技能、个人年收入和身体状况，而职业和个人习惯的卡方检验则不显著，说明二者对农村男性婚姻状况的影响有限。

(2)家庭特征对农村男性婚姻状况的影响关系

交叉表分析和统计检验结果表明，家庭特征诸因素中与农村男性婚姻状况关系较为密切的有家庭规模、耕地面积、家庭年收入、家庭经济条件和代际关系，而兄弟姐妹数量、被访人在兄弟中的排行和被访人在兄弟姐妹中的排行对婚姻状况的影响则不如预期显著。

(3)社会特征对农村男性婚姻状况的影响关系

交叉表分析和统计检验结果表明,在农村男性社会资本特征中，社会网络和社交频次对婚姻状况的影响分别在0.001和0.05的水平上显著；而邻里关系对婚姻状况的影响则在0.05的水平上不显著，说明二者关系不十分密切。

2.农村男性个人特征、家庭特征和社会特征差异比较

表1汇总了未婚和已婚农村男性个人特征、家庭特征和社会特征中数值型变量的均值和标准差，从中我们可以发现已婚男性和大龄未婚男性的特征存在明显差异，其中以个人年收入、家庭规模、家庭年收入、耕地面积和社会网络等因素的差异较大，这进一步佐证了交叉表中的分析结果。

表1 河北省CC县农村男性个人特征、家庭特征和社会特征比较

3.Logistic回归分析

表2是汇总了影响婚姻的个人特征、家庭特征和社会特征等因素的Logistic回归分析结果。本研究共分四个模型，模型1分析了个人特征对婚姻的影响；模型2分析了家庭特征对婚姻的影响；模型3分析了社会特征对婚姻的影响；模型4分析了个人特征、家庭特征和社会特征对婚姻的联合作用。

根据表2，模型4的卡方检验值为332.13，大于模型1、模型2和模型3的卡方检验值；模型4的对数似然值为-257. 58941；Pseudo R2为0.3920，大于模型1、模型2和模型3的伪R2值；显著性检验结果p=0.0000<0.001，说明模型在0.001的水平上显著。上述统计检验结果表明，模型4的拟合优度高于模型1、模型2和模型3；显著性检验结果p=0.0000说明不能拒绝原假设，即农村大龄未婚现象受个人特征、家庭特征和社会因素的影响，上述变量共解释了农村大龄男性婚姻影响因素的39.20%。

续表2 农村大龄男性婚姻影响因素的Logistic回归分析

注：+表示在0.1水平上显著，*表示在0.05水平上显著，**表示在0.01水平显著，***表示在0.001水平上显著.

四、结论与讨论

1.农村男性婚姻状况的影响因素

本文的交叉表分析、方差分析和Logistic回归分析，结果都表明农村男性的婚姻状况受其个人特征、家庭特征和社会因素的影响。根据表2中的回归分析结果，年龄、受教育程度、个人收入等个人特征，家庭规模、兄弟姐妹排行、家庭经济水平和家庭储蓄状况等家庭特征，以及社会网络对农村大龄未婚现象影响显著。

根据标的回归分析结果，就结婚发生比上，在控制了其他因素的影响后，样本的年龄每增加一岁，他们的结婚概率提高11.15%；受过高中教育的农村大龄男性结婚概率是未上过学的农村大龄男性的4.65929倍；样本的个人年收入每增加一元，他们结婚概率提高0.01%；样本的家庭人口数每增加一人，他们的结婚概率提高174.6676%；样本在兄弟姐妹排行中每增加一个位次，他们结婚的概率提高18.09%；家庭经济条件一般的农村男性结婚的概率是家庭经济条件低于平均水平的农村男性的4.916507倍；无存款也无欠款的农村男性和有存款无欠款的男性结婚的概率分别比有欠款无存款的男性高10.08%和28.47%；农村男性的社会网络人数每增加一人，他们的结婚概率提高2.33%。

2.农村大龄未婚男性对未婚因素认知不足

本研究在实地调查过程以及问卷中关于“您到现在还没有结婚的主要原因”问项中均反映出该地区农村大龄未婚男性认为其至今未婚的主要原因在于“经济条件差”和“家庭负担重”，这与数据分析中家庭和个人的经济状况等因素比较吻合，也与已有研究结论一致。

同时，我们也注意到，数据分析结果反映出的另几个重要影响因素，包括受教育程度、兄弟姐妹排行、家庭规模(家庭网络)和社会关系网络的数量也对农村大龄男性婚姻影响显著。换言之，受教育程度、兄弟姐妹排行、家庭网络和社会网络的构建及其质量，也对农村男性的婚姻状况有较大影响，而这些因素尚未被该地区农村大龄未婚男性认知。

3.启示与讨论

基于以上分析，本文认为，要改善农村大龄男性的失婚状况，首先需要均衡城乡资源，提高农村地区经济发展水平，从而改善农村家庭的经济状况；其次要在农村贫困地区继续坚持计划生育政策，控制家庭人口生育规模；再次要均衡城乡教育资源，坚持义务教育制度，提升农村人口的受教育水平；最后要改善农村地区基础设施建设，丰富农村精神文化生活，减少农村人口流动的制度性障碍，为提升农村人口的社会关系网络质量奠定基础。

本研究选取20个自变量来分析农村男性婚姻状况的影响因素，从模型检验的结果来看，虽然个人特征、家庭特征和社会特征等自变量对农村大龄未婚现象具有40%左右的解释力，但模型的拟合优度还有待于进一步改善。因此，在后续研究中，需要重点探索其他问题，以揭示另外60%影响农村大龄男性婚姻的因素。

[1]李咏华.我国人口的早婚、大龄未婚和终身不婚状况[J].人口与经济，1986，(4)：43-45.

[2]张 萍.中国大龄未婚问题及特点[J].中国人口科学，1989，(6)：53-58.

[3]周 清，等.从人口普查数字看大龄未婚青年的择偶问题[J].人口研究，1992，(2)：29-36.

[4]叶文振，林擎国.中国大龄未婚人口现象存在的原因及对策分析[J].中国人口科学，1998，(4)：16-22.

[5]刘 爽，郭志刚.北京市大龄未婚问题的研究[J]. 人口与经济，1999，(4)：14-20.

[6]刘中一.大龄未婚男性与农村社会稳定[J].青少年犯罪问题，2005，(5)：17-22.

[7]石人炳.青年人口迁出对农村婚姻的影响[J].人口学刊，2006，(1)：32-36.

[8]许 军，梁学敏.延边州农村大龄未婚男青年情况调查报告[J].人口学刊，2007，(4)：63-65.

[9]郑晓丽.贫困山区大龄青年成家难现象探析[J].中国青年研究，2008，(1)：93-95.

[10]韦 艳，等.农村大龄未婚男性家庭压力和应对策略研究[J].人口与发展，2008，(5)：2-12.

[11]李 艳，李树茁.中国农村大龄未婚男青年的压力与应对[J].青年研究，2008，(11)：15-23.

[12]李凤兰，杜云素.透视农村大龄未婚青年择偶难问题[J].华中农业大学学报(社会科学版)，2009，(1)：21-24.

[13]李 艳，等.大龄未婚男性的生理与心理福利[J].人口学刊，2009，(4)：52-56.

[14]李 艳，等.农村大龄未婚男性与已婚男性心理福利的比较研究[J].人口与发展，2009，(4)：2-12.

[15]姜全保，等.农村大龄未婚男性家庭生命周期研究[J].中国人口科学，2009，(4)：62-70.

[16]张群林，等.中国农村大龄未婚男性的性行为调查和分析[J].西安交通大学学报(社会科学版)，2009，(11)：51-60.

[17]李 艳，等.农村男性的婚姻状况与社会网络支持[J].西安交通大学学报(社会科学版)，2010，(5)：54-62.