贫困对农村居民婚姻稳定的影响研究
——基于江苏省5县258农户的实证检验
2020-05-04朱哲毅吴颖静张莉侠
朱哲毅，吴颖静，张莉侠
(上海市农业科学院农业科技信息研究所，上海都市农业研究中心，上海 201403)
1 研究背景
家庭是社会基本构成单位，婚姻关系则是维系家庭的契约，其和睦、稳定将直接影响社会和谐与稳定。然而，近年来我国离婚率却不断升高，有统计数据表明，我国粗离婚率已经从2007年的1.59‰增长至2017年的3.2‰[1-2]。尽管有学者指出，逐渐攀升的离婚率将成为工业化和现代化进程中不可避免的现象[3]，但家庭和婚姻形式的变化势必对生活方式、子女教育乃至社会稳定等造成一定负面影响，甚至这一影响在贫困群体中更为突出。那么，贫困人群婚姻状况是怎样的呢？贫困对婚姻稳定有怎样的传导作用机制？本研究将针对贫困户这一特殊群体，探究贫困对婚姻的影响。在经济社会不断发展、生活水平不断提高的当下，关注经济上处于弱势地位群体的婚姻问题无论对于促进社会稳定和谐、或是提高社会整体福利水平都将具有非常重要的现实意义。
既有研究围绕上述话题展开了一系列的讨论，主要可以概括为两个方面：首先，贫困人群婚姻稳定问题严重，离婚率不断升高，亟需引起关注。2006年北京市调查数据表明，相较于一般家庭低保家庭的离婚率更高，对下一代的健康、营养和教育问题产生了严重影响[4]。更为严重的是，在落后的贫困山区，大龄青年失配、婚姻贫困现象频现，导致拐卖妇女、乱伦婚姻等的出现[5-6]。再加上强大的传统子嗣观念在农村根深蒂固，农村婚姻市场更是“剩男”多，进一步加剧了婚姻贫困、甚至影响下一代。其次，婚姻稳定与否、婚姻生活幸福程度是多重因素综合影响的产物。不少学者认为，经济因素是导致婚姻不稳定或不幸福的重要原因。收入增加对婚姻的延续和发展起着积极推动作用[7]，并且该影响也会因性别的差别而各异[8]。但也有研究认为，收入的增加会提高离婚概率，甚至在女性中表现更为明显[9]，因此经济相对欠发达地区留守妇女的婚姻状态总体上处于相对稳定的状态[10-11]。此外，外界环境或是当事人本身的因素也将在很大程度上影响婚姻稳定。比如：有学者对广东、甘肃、上海和哈尔滨4省6 000多已婚男女的抽样调查进行分析，结果表明婚姻质量与婚姻稳定间存在显著的正相关关系[12]。也有学者从成本效益理论、社会交换理论和“异质假设”等多个角度阐述婚姻稳定的影响及其作用机制，并用居住在上海和哈尔滨两城市、广东和甘肃两省农村的6 033个已婚男女的调查数据进行实证检验。研究结果表明，婚前感情基础较好、双方同质性较强、子女数量越多、离婚成本越高的夫妻，离婚概率越小；而观念开化、对婚姻期望较高的高层次社会人群，再婚机会较多，因此婚姻关系中止出现的概率越高[13]。还有学者利用2010年中国家庭动态跟踪调查(CFPS)数据进行实证研究，结论表明初婚年龄对婚姻稳定程度的影响呈“U”型模式，晚婚导致的不匹配婚姻进一步加剧了婚姻的不稳定性[3]。
前人的研究提供了丰富的经验证据，但总体上，现有研究针对贫困农户婚姻状态影响的研究还存在进一步可深入的空间。既有文献主要是就贫困对农户婚姻的平均影响给出了判断，但关于其作用机制仍缺乏系统性的深入分析。特别是以下几个问题尚未进行深刻剖析：贫困是否对婚姻稳定有影响？产生影响的作用机制是什么？该影响是否因致贫原因的差别而有所差别？
本研究在前人研究基础上，构建完整的分析框架系统性剖析贫困对婚姻稳定的传导机制，并运用江苏省5县10乡镇20村258户农户的调查数据进行实证检验。与已有研究相比，本研究的新意在于：系统性剖析贫困对婚姻稳定的作用机制，并在细分致贫原因的基础上进一步区分上述影响程度的差别。本研究可补充贫困与婚姻领域的相关研究，为后续的精准扶贫工作提供贫困户生活方面更为系统的经验事实证据。
2 理论分析
本研究借鉴Powdthavee[14]研究婚姻中陪伴产生作用的模型来构建分析框架，并结合效用理论做进一步分析。在具体分析前，假定：①组建家庭的目的是为了实现家庭效用最大化；②陪伴能直接提升规律双方的效用水平。
为方便分析，假定婚姻生活的效用主要受收入和时间的影响，即婚姻生活的效用水平是关于收入和相处时间的函数，具体表示为：
UMarry=U(Y,T,X)
(1)
其中，UMarry表示婚姻生活带来的总效用，Y代表收入水平，T表示用于某项活动的时间，X表示其他控制变量。
一般而言，婚姻生活带给人们的效用包括两部分：一是物质效用，即婚后物质生活改善产生的效用，记为UMaterial；二是精神效用，即精神生活充实后增加的效用，记为USpirit。而精神效用根据其产生方式的不同，又可进一步细分为两部分：一是精神消费带来的效用的增加，如：旅游、看电影等，记为UMental；二是陪伴等带来的精神安慰，记为UCompany。
贫困户和非贫困户的生活状况差别较大，因此从婚姻生活中获得的效用也不尽相同。分别讨论两类农户从婚姻生活中获得的效用。
情景I：非贫困户中年轻夫妻的婚姻效用
非贫困户婚姻效用可表示为：
UMarry1=UMeterial1+USpirit1=UMeterial1(Y11,t11,X)+UMental1(Y12,t12,X)+UCompany1(t13,X)
(2)
其中，t11+t12+t13≤T，Y11+Y12=Y1。
从式(2)可以看出，非贫困户婚姻效用包括三个组成部分：物质消费所获得效用UMeterial1、精神消费获得效用UMental1和精神陪伴所带来的效用UCompany1。其中，物质消费所获得效用UMeterial1由花费的收入Y11和分配的时间t11决定；精神消费获得效用UMental1由花费的收入Y12和分配的时间t12决定；精神陪伴所获得的效用UCompany1仅由分配的时间t13决定。
情景II：贫困户中年轻夫妻的婚姻效用
贫困农户婚姻效用可表示为：
UMarry2=UMeterial2+USpirit2=UMeterial2(Y21,t21,X)+UMental2(Y22,t22,X)+UCompany2(t23,X)
(3)
其中，t21+t22+t23≤T，Y21+Y22=Y2
相比于非贫困户，贫困户获得工作机会较少、工作时间也更短，因而农户家庭收入下降(Y2
情景III：贫困户家中有完全丧失劳动力的年轻夫妻的婚姻效用
假设农户家中存在完全丧失劳动能力的成员，这样成员需要家中有人分配时间对其进行照顾。年轻夫妻的婚姻效用可表示为：
UMarry3=UMeterial3+USpirit3+UTakecare
=UMeterial3(Y31,t31,X)+UMental3(Y32,t32,X)+UCompany3(t33,X)+UTakecare(Y33,t34,X)(4)
其中：t31+t32+t33+t34≤T，t33+t34=t23,Y31+Y32+Y33=Y3=Y2
与情景Ⅱ类似，农户分配在物质消费和精神消费的时间(t31、t32)、用于支配的收入(Y31、Y32)与情景Ⅰ相比均将下降。与情景Ⅱ不同的是，情景III中的年轻夫妻还需要照顾家中完全丧失劳动能力的成员。假定贫困户的物质消费主要用于维持基本生活需要，因此这部分效用不存在挤压空间。也就是说，在保证物质消费时间(t31)和用于支配该部分消费的收入(Y31)不变的情况下，年轻夫妻需要将部分时间(t34)和收入(Y33)分配在照料丧失劳动力成员上。这势必对用于精神消费的时间和收入造成挤压，导致分配在精神消费和精神陪伴上的时间和收入进一步下降，即t32 基于此，提出如下研究假说： 假说1：相比非贫困户，贫困户中年轻夫妻在物质消费和精神消费上显著降低，但相互陪伴的时间显著增加。 一般意义上，收入增加能提高生活幸福感[15]。因此，当收入限制了消费能力或不能够通过增加消费提高效用时，幸福感会降低。但一项专门针对美国展开的调查结果显示，收入和幸福感间呈弱相关关系，相关系数仅为0.13[16]。当然，收入增加对婚姻稳定的影响程度并不绝对，也会随着其他因素的变化而变化。有学者采用方便抽样方法调查了美国东南部458名参与者的情况，结论表明经济基础、性别差异、工作满意度和对金钱的热爱程度共同决定了收入对生活幸福感的影响[17]。如果收入提高的同时带来的是陪伴与相处时间的减少，那么婚姻生活中的精神安慰将明显减少，对婚姻稳定起到负面作用。Pevalin等[18]对第一个为期11年对英国家庭小组的调查数据(BHPS)进行分析，结果表明共同生活带来精神效用的降低将显著降低同居者的结婚意愿。此外，对于贫困户而言，再婚的机会成本较高，所以在经济上处于弱势地位的群体，其婚姻在很大程度上将维持在持续稳定的低水平阶段。 假说2：对于家中有完全丧失劳动能力成员的家庭，年轻夫妻物质和精神的消费将减少，尤其是需要花费更多的金钱的消费。 家庭中有成员丧失劳动能力，直接导致家庭需要投入更多的时间和金钱用于照顾该成员，而这就加剧了其他家庭成员生活压力。为了缓解家庭压力，需要家庭中的青壮年劳动力通过更多工作来缓解家庭的困境。虽然这不一定对年轻夫妻相处的时间造成影响，但作为物质消费和精神消费的主力军，迫于家庭经济压力的影响将进一步减少物质消费和精神消费，尤其是成本较高的消费(如：旅游、婚后送礼物等)，从影响婚姻的稳定。 本研究所用数据来源于江苏省新沂市、灌南县、滨海县、盱眙县和沭阳县5县农户的实地调查。上述5县均是江苏省新一轮精准扶贫政策试点地区。为保证调查样本更能反映现实情况，运用等距抽样的方法在每个试点县(市)随机选择2个乡镇，每个乡镇随机选取2个村，每个村选取16户“贫困户”和8户“非贫困户”进行调查访问。 由于不同年龄段夫妻对应的生活情况存在较大差别，因此针对婚姻情况部分的访谈只问家里最年轻的夫妻。剔除缺失的数据，实际使用的数据包括156户贫困户和102户普通农户。关于贫困户的界定，本研究参照江苏省贫困标准：苏南地区(苏州、无锡、常州、南京)为家庭人口年收入6 000元(人民币，下同)；苏中地区(扬州、泰州、南通)为5 000元，苏北地区(徐州、连云港、宿迁、淮安、盐城)为4 000元。 表1比较了贫困户和非贫困户两类群体中年轻夫妻日常生活的差异。总体来看，过去三年，农村居民精神消费比例明显低于物质消费比例；贫困户和非贫困户在物质消费、精神消费和陪伴情况三个方面均有显著差别。 表1 贫困户和非贫困户夫妻日常生活状况对比分析 Table 1 Comparative analysis of the daily life of couples from poor and non-poor households 注：括号中为两组样本概率均值的t检验统计量值；*、**、***分别表示统计检验在10%、5%、1%水平上显著 数据来源：作者根据调查数据计算整理所得 从物质消费情况来看，非贫困户家庭发生的概率高于贫困户家庭。样本中约有69.61%的非贫困户家庭在过年三年逢年过节时候会去县城逛街买东西，高于贫困户家庭中约50.64%的出现比例。两类样本中上述活动出现的概率在95%置信水平上存在显著差异。从婚后丈夫送礼物给妻子这一行为来看，非贫困户家庭中约有28.43%的家庭会有类似情形出现，明显高于贫困户家庭中14.10%的出现比例。 从精神消费情况来看，非贫困户家庭发生的概率更是高于贫困户家庭。样本中约有22.55%的非贫困户在过去三年中夫妻俩带小孩出去旅游过，而贫困户家庭有仅有2.56%的家庭有过类似活动，差别约有20个百分点。夫妻俩上电影院看电影情况均较为少见，非贫困户中约有9.80%家庭中年轻夫妻在过去三年有类似活动，而贫困户家庭中仅有3.85%。 从夫妻之间陪伴情况来看，贫困户家庭夫妻之间陪伴时间较长的概率高于非贫困户家庭，与物质消费和精神消费刚好相反。约有89.10%的贫困户家庭夫妻每年生活在一起的时间超过半年，高出非贫困户家庭约8个百分点。 为检验贫困对婚姻稳定的影响，拟构建如下计量经济模型进行实证分析： 模型一：贫困对婚姻稳定影响因素的计量模型 Marryij=β0+β1Povertyi+β2Zi+εi(5) 模型二：考虑致贫原因情况下婚姻稳定影响因素的计量模型 Marryij=α0+α1Povertyi+α2Disabilityi+α3PiDi+α4Zi+μi(6) 其中，Marryij是被解释变量，衡量农户婚姻生活现状，即农户i是否进行过活动j。具体通过夫妻俩每年在一起是否超过半年、夫妻俩有没有带小孩出去旅游过、逢年过节夫妻俩会不会一起去县城逛街买东西、夫妻俩有没有一起上电影院看过电影、婚后丈夫有没有送过礼物给妻子五个问题来度量。Povertyi是核心解释变量，指该农户是否是贫困户，贫困户评判标准参照前文。Disabilityi表示致贫原因，具体用家中是否有完全丧失劳动力者来度量。PiDi是农户是否是贫困户和家中是否有完全丧失劳动力者的交互项。 Zi是一组反映个人特征的控制变量，具体包括：夫妻双方年龄差、夫妻俩是否来自一个地方、夫妻俩是否一个打工一个务农、婚前双方是否熟悉、过去三年当地结婚大概花多少钱、三年前村里认为离婚丢脸的人数占比。β0、β1、β2，α0、α1、α2、α3、α4是待估系数。εi、μi是随机扰动项。 由于被解释变量均为是否发生相应活动的0、1变量，因此将模型(5)和(6)设定为Probit模型，并用极大似然法对参数进行估计。不过，夫妻日常活动具有较大不确定性和随意性，因此选取过去三年是否发生相应的活动来反映生活状况。用过去较长一段时间的发生情况来反映现状，可避免因测量误差导致的参数估计偏误。表2为各变量的描述性分析情况。 表2 变量描述性统计 Table 2 Descriptive statistics of variables 数据来源：作者根据调查数据计算整理所得 表3、表4报告了两种约束条件下对应的婚姻稳定影响因素的Probit模型的计量回归结果。模型总体Wald值较大，在1%置信水平上显著异于0(对是否一起去电影院看电影的回归结果在10%置信水平上显著异于0)，说明模型总体估计效果较好。 在不考虑致贫原因的情况下，贫困会显著减少物质消费、精神消费，但陪伴的时间却增加，假说1得到验证。贫困户家庭中，夫妻双方每年在一起超过半年出现的概率明显高于非贫困户家庭，在5%置信水平上显著异于0。但贫困户家庭中，带小孩出去旅游、逢年过节去县城逛街买东西、夫妻俩一起去电影院看电影和婚后丈夫送妻子礼物等活动出现的概率明显低于非贫困户家庭，分别在1%、5%、10%、5%置信水平上显著异于0。 表3 贫困对婚姻稳定影响的Probit模型计量经济分析结果 Table 3 Estimation results of the Probit model on the impact of poverty on marriage stability 注：括号里为Z值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的置信水平上具有统计显著性 在考虑致贫原因的情况下，贫困户家庭中夫妻每年在一起时间超过半年出现概率仍然高于非贫困户家庭，在5%置信水平显著异于0。而带小孩出去旅游、逢年过节逛街买东西和婚后丈夫送妻子礼物活动则是在非贫困户家庭中出现的概率更高，分别在1%、5%和5%置信水平上显著异于0。考虑致贫原因后，夫妻俩是否一起去电影院看电影在贫困户和非贫困户中则没有显著差异。家中存在完全丧失劳动力者导致贫困户带小孩出去旅游、婚后丈夫送妻子礼物的概率进一步降低，均在5%置信水平上显著异于0。而家中存在完全丧失劳动力者并不是减少夫妻全年在一起时间、减少逢年过节买东西和减少夫妻俩一起去电影院看电影次数的主要原因。可能的原因是，家中有一部分收入要用于完全丧失劳动能力成员的生活和治疗，此时，需要具备劳动能力的成员需要投入更多的时间和精力在工作和照顾丧失劳动能力的成员上。这部分压力往往是转嫁给家庭中的青壮年劳动力，从而限制了他们的消费。由逢年过节去县城逛街买东西和一起去电影院看电影属于成本相对较低的活动，不会因为家中有完全丧失劳动能力的成员而发生显著变化。相比之下，带小孩出去旅游和送妻子礼物属于花费较高的活动，受流动性约束的影响较大，因此当家中有完全丧失劳动力情况下，这两项活动出现的概率明显降低。 表4 考虑致贫原因情况下贫困对婚姻稳定影响的Probit模型计量经济分析结果 Table 4 Estimation results of the Probit model on the impact of poverty on marriage stability 注：括号里为Z值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的置信水平上具有统计显著性；样本量减少的，为存在完全共线情况 近年来，在经济上处于弱势地位群体婚姻状况不断出现问题，亟需引起关注。本研究以贫困户为例，从理论上剖析了贫困对婚姻稳定的影响机制，并用来自江苏省5县20村258户年轻夫妻农户调查数据进行实证检验。结论表明，受收入等客观条件的限制，贫困户在物质消费和精神消费方面的消费较少，降低了婚姻中的幸福感；但贫困户因为客观或主观条件等的限制，在工作中投入时间相对较少，闲暇增加，生活中的陪伴也相应增加，继而促进婚姻稳定。但对于家庭中有完全丧失劳动能力的贫困户，由于经济负担的加重，降低了年轻夫妻的婚姻幸福。因此，贫困户的婚姻往往处于低水平稳定的状态。 该研究结论能为贫困领域公共政策的制定提供新的思路和启发。纯粹普惠性质的扶贫政策并不能从根本上提高发达地区贫困人口的福利。贫困人口面临的问题也不仅仅局限于物质生活的匮乏，精神消费、陪伴等带来的婚姻效用的增加甚至更能维系夫妻感情。正如Coontz 等[19]的研究结论，针对贫困户的具体情况提供其在发展过程中所需的技能，充分发挥婚姻的社会效益和经济效益，更能维持贫困户家庭中夫妻间和子女间的可持续关系。3 数据与描述性分析
3.1 数据来源
3.2 描述性分析
4 实证分析
4.1 模型与变量选取
4.2 实证结果分析
5 结论与讨论
