劉晉

摘 要：聚焦個人經(jīng)濟條件對其婚姻狀態(tài)的影響，使用包括個人背景、經(jīng)濟條件以及家庭關系在內(nèi)的各項數(shù)據(jù)，利用回歸模型進行實證分析?；貧w結果顯示，總支出的上升、房產(chǎn)總價的上升會降低個體離婚的概率，個人收入的上升則會提高其離婚的概率，其中收入造成的影響在女性群體中較為顯著。研究的結論對中國離婚率的上升給出了符合經(jīng)濟學理論的解釋，并與國外使用不同樣本和模型的相關研究結論進行了對照與驗證，從而對個體如何保持婚姻狀態(tài)的穩(wěn)定提供了一定的數(shù)據(jù)、理論支持。

關鍵詞：離婚;經(jīng)濟條件;婚姻;收入;支出

中圖分類號：F106 ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）32-0161-07

引言

同中國經(jīng)濟在過去20年表現(xiàn)出來的飛速增長相似，中國的離婚率在過去20多年間也出現(xiàn)了顯著的增長。國家統(tǒng)計局提供的數(shù)據(jù)顯示，中國的離婚率從1995年的每100人中有0.088例增長到了2015年每100人中有0.267例，上升了約200%;同時，人均GDP從1995年的8 403元人民幣增長到了2015年的44 155元人民幣，提高了約400%（數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局的國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)）。相比于20年前離婚對于許多中國人仍是較罕見的事情，如今快速增長的離婚率也顯示出離婚不再那么陌生，同時相關問題也吸引了社會的諸多關注，離婚率的上升在不同地區(qū)也有著一定的差別。研究顯示，在城市、經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)如上海、北京等地，老年人的離婚率顯著高于全國其他地區(qū)，并且上升速度明顯[1]。然而，經(jīng)濟條件的變動是否會導致個體對當前婚姻狀態(tài)產(chǎn)生不滿，從而對離婚率造成影響，這一問題在國內(nèi)仍缺乏足夠的實證研究和調(diào)查。

國外對婚姻經(jīng)濟學的研究可以追溯到1977年，早期關于婚姻問題的經(jīng)濟研究大多在探討各類政策、法律造成的離婚成本上升對個人婚姻選擇的影響。貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）曾在研究中得出結論：夫妻婚姻選擇的影響因素只有婚姻的聯(lián)合收益[2]。同時也有部分就稅率與離婚率之間的關系進行的研究。隨著交易市場中的各項理論逐漸應用于婚姻經(jīng)濟學，越來越多的經(jīng)濟學家開始就影響離婚的個人客觀條件進行研究，例如收入、受教育程度、負債等因素對婚姻的影響，其中部分研究顯示個體的收入對婚姻狀態(tài)無法產(chǎn)生顯著的影響，漢金斯和霍克斯特拉（Hankins & Hoekstra，2011）將個體短期內(nèi)收入的突然增加稱之為收入波動，他們發(fā)現(xiàn)，正向的收入波動并不會對區(qū)域內(nèi)的離婚率產(chǎn)生顯著的影響[3]。然而也有部分研究發(fā)現(xiàn)，收入的增長將會提高個體離婚的概率?；舴蚵袜嚳希℉offman & Duncan，1995）通過研究發(fā)現(xiàn)，妻子的工資水平和丈夫的收入對其個體的離婚概率有顯著的反向影響[4]。因此可見，關于個人經(jīng)濟條件對婚姻的影響在相關文獻中并沒有一個統(tǒng)一的結論。國內(nèi)對離婚率影響因素的研究則多集中于家庭相關的非經(jīng)濟因素，而部分關注經(jīng)濟因素對離婚率的影響的研究則大多使用了宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，因此無法觀測到個體行為及經(jīng)濟條件的變動對婚姻選擇的影響。同時，雖然目前中國的離婚率與美國2014年的每1 000人中有3.2例的離婚率基本相同[5]，人均GDP仍有較大的差距，并且與中國近年來持續(xù)上升的離婚率不同的是，美國的離婚率在過去十年間基本保持穩(wěn)定，其快速上升的時期已經(jīng)在很長時間以前。因此，雖然國外有許多學者使用美國的調(diào)查數(shù)據(jù)，就相關問題進行了實證研究，但基于不同地方的數(shù)據(jù)進行的研究，可能會由于文化、信仰、歷史等客觀因素的差異導致得出不同的結論。

本文使用了中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）提供的面板數(shù)據(jù)，通過回歸模型對婚姻狀況與經(jīng)濟條件之間的關系進行檢驗，并與先前文章中不一致的結論進行對比。本文所選擇的回歸模型是logit回歸模型，被解釋變量為個體的婚姻狀況，主要解釋變量為反映個體經(jīng)濟條件及其變動的多個變量。此外，為了減少遺漏，變量誤差引入了包括居住地、民族和受教育水平等因素在內(nèi)的多個控制變量。本文與先前提到的文獻相比，最大的區(qū)別是模型中不僅包括了個體的當前經(jīng)濟條件，同時也涵蓋了其往年的經(jīng)濟條件，因此可以取得某一個體在此期間內(nèi)經(jīng)濟條件的變動，從而捕捉到樣本婚姻選擇的動態(tài)變化及其影響因素。然而模型仍存在著一些問題，例如，由于在使用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，部分個體并沒有提供確切的收入水平和房產(chǎn)總價，因此在相關的數(shù)據(jù)上部分樣本面臨數(shù)據(jù)缺失的問題。本文的主要貢獻是使用了基于中國的微觀數(shù)據(jù)就個體經(jīng)濟條件及其變動對婚姻狀態(tài)的影響進行研究，嘗試對中國離婚率的上升給出符合經(jīng)濟學理論的解釋，同時驗證基于不同國家樣本的相關研究的結論，并對個體如何保持婚姻狀態(tài)的穩(wěn)定提供了一定的數(shù)據(jù)、理論支持。

在第二部分，本文對研究相關內(nèi)容的文獻進行了討論和總結;第三部分對模型所使用的數(shù)據(jù)進行了總結并解釋各個變量的意義，同時對回歸模型做出了介紹;第四部分則對模型的回歸結果進行了匯報和解釋;第五部分總結和歸納了最終得到的結論與不足。

一、相關文獻

國內(nèi)外已有部分經(jīng)濟學方面的研究就婚姻穩(wěn)定性、婚姻選擇進行了探討，其中早期的文章多是理論性的探討，研究的問題是如何實現(xiàn)婚姻市場中的帕累托最優(yōu)。隨著經(jīng)濟學家越來越關注婚姻選擇的問題，使用計量經(jīng)濟模型分析的文章也越來越多，但是相較于理論性的文章，使用模型進行實證研究的文章仍占少數(shù)[6]。對婚姻選擇進行實證研究的文章使用的數(shù)據(jù)種類多種多樣，不僅包括收入水平、受教育程度、外貌、家庭背景等因素在內(nèi)的微觀數(shù)據(jù)，也包括進出口額度、國民生產(chǎn)總值在內(nèi)的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。但其中，基于不同樣本的實證研究所得到的結論并不完全一致。同時，某些研究僅使用了宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，并不能全面得出個體婚姻選擇的具體影響因素。

早期的對離婚問題的經(jīng)濟研究多與科斯理論相關，經(jīng)濟學家就離婚過程中是否存在足夠高的成本，從而導致個體無法實現(xiàn)婚姻市場中的帕累托最優(yōu)進行了研究。安東尼和羅伯特（Antony & Robert，2002）指出[6]，最早對離婚問題進行經(jīng)濟分析的研究是貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）的文章[2]，他們?yōu)榱蓑炞C科斯理論在婚姻市場中的準確性，對個體在最大化無策略交易中的均衡點進行了預測;他們在結論中指出，一對夫婦是否選擇離婚僅取決于他們通過離婚所能獲得的聯(lián)合收益的多少，并且女性工資的上升會降低婚姻中的聯(lián)合收益。蘭德斯（Landes，1978）進一步研究發(fā)現(xiàn)，離婚后的財產(chǎn)分割問題會對個體是否選擇離婚產(chǎn)生影響[7]。威廷頓和阿爾姆（Whittington & Alm，1997）發(fā)現(xiàn)，婚姻問題的相關處罰越高，女性的離婚傾向會顯著增強，但是對于男性的影響較小[8]。

除了前文關于各種法律、政策因素對離婚問題的研究，也有許多文章就個體客觀經(jīng)濟條件與婚姻選擇之間的關系進行了研究。布里奇斯和迪斯尼（Bridges & Disney，2016）基于英國的樣本就財政壓力、家庭負債情況對夫妻婚姻穩(wěn)定度的影響進行了探討[9]，研究中使用的34 503個樣本數(shù)據(jù)來自于不列顛FACS。他們收集的信息包括每周家庭收入、抵押情況、存款賬戶數(shù)量、存款余額、貸款情況、債務情況。研究發(fā)現(xiàn)，年齡增加會降低離婚的概率，并且男性處于工作狀態(tài)會減小離婚的可能，而女性處于工作狀態(tài)會增加離婚的概率;同時，債務金額的上升將會顯著增加離婚的概率。霍夫曼和鄧肯（Hoffman & Duncan，1995）使用了線性回歸模型對個人收入以及AFDC援助系數(shù)等條件與婚姻選擇之間的關系進行了研究，其中AFDC是一個1936—1995年間對無收入或低收入家庭中的兒童實施金融援助的項目[5]。他們收集了1968—1987年的1 098個樣本。模型中涵蓋的變量包括丈夫的收入、妻子的收入水平、種族、結婚時長、妻子是否在20歲以前結婚、是否接受AFDC補助。結論顯示，妻子和丈夫的收入水平與離婚概率之間的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著為負;同時，結婚時長的上升也會降低離婚的概率。特雷爾和卡爾尼（Trail & Karney，2012）就低收入群體和高收入群體之間對婚姻質(zhì)量、婚姻傳統(tǒng)觀念的看法的差異進行了對比[10]。他們隨機抽取的樣本來自于佛羅里達州和加利福尼亞州，并就個體對婚姻的態(tài)度、婚姻關系的標準、當前婚姻關系中存在的問題等方面進行了調(diào)查。文章的結論顯示，低收入群體對于離婚的認知更為傳統(tǒng)、保守：該群體普遍不認為離婚對于一段不愉快的婚姻關系來說是一個好的選擇。并且相比于高收入群體，低收入群體在婚姻關系中的要求也更低：不要求周年紀念禮物、私人交通工具等。薩斯勒和羅伊（Sassler & Roy，2014）對女性的婚姻期望值、女性的婚姻變動是否與其伴侶的經(jīng)濟狀況有關進行了研究[11]，結果顯示，孩子父親的受教育程度越高，孩子母親與其結婚的概率越高，同時孩子父親的收入上升也會提高孩子母親與其結婚的概率，并且中學及以上的受教育程度與婚姻之間的系數(shù)最為顯著。

與國外對離婚和經(jīng)濟條件之間的關系的研究相比，國內(nèi)關于該問題的研究數(shù)量較少。于維洋和周薇（2015）使用了1985—2011年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，就房地產(chǎn)價格市場的變動和婚姻穩(wěn)定程度之間的關系進行了統(tǒng)計檢驗[12]，研究顯示，房地產(chǎn)價格的短期劇烈波動會導致婚姻的不穩(wěn)定。由于該研究使用了宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，因此這一結論并不能對個體的婚姻穩(wěn)定性的影響因素提供解釋和證明。劉一霖（2016）也使用了宏觀數(shù)據(jù)就房價和婚姻穩(wěn)定性的關系進行了研究[13]，但結論顯示并沒有足夠的證據(jù)證明房價對離婚率有影響。作者認為，需要進一步的微觀數(shù)據(jù)才能夠更深入地探討這一問題。陳瑩瑩（2013）使用了中國各省的面板數(shù)據(jù)就中國經(jīng)濟開放對離婚率的影響這一問題進行了研究[14]，文章通過線性模型的回歸發(fā)現(xiàn)女性收入水平的增加、城市化發(fā)展導致的農(nóng)村人口外流等現(xiàn)象對離婚率的上升有顯著的作用。同時，作者指出，為了得到更進一步的結論還需要微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。郭婷和秦雪征（2016）則就婚姻匹配程度對婚姻穩(wěn)定性的影響進行了研究，他們發(fā)現(xiàn)，初婚年齡、子女數(shù)量都與婚姻滿意程度、婚姻穩(wěn)定性呈負相關[15]。隨著觀念的進步，女性在職場、企業(yè)中的角色變得越發(fā)重要。肖金利等（2019）發(fā)現(xiàn)，在上市的家族企業(yè)中，夫妻共同持股的安排會顯著影響企業(yè)的風險承擔水平，即夫妻共享股份的企業(yè)往往會有著更為保守的風險態(tài)度，并且企業(yè)所在地較高的離婚率會削弱共同持股對企業(yè)的風險承擔水平的影響[16]。綜上，國內(nèi)大多使用了宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對離婚的相關問題進行研究，結論表明，各項經(jīng)濟數(shù)據(jù)確實與離婚率、婚姻穩(wěn)定性之間存在一定的關系，但是由于缺乏基于家庭或個人的微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究的結論無法對個體在婚姻市場的行為理論進行驗證和支持。

婚姻狀態(tài)的變動不僅與個體的客觀條件相關，同時也受到宏觀環(huán)境的影響，法律、成本、觀念、意識等方面的不同都會導致不同的婚姻選擇。歷史上中國女性在婚姻關系中往往處于較弱勢的地位，而隨著近些年來倡導維護女性權益和男女平等意識，中國女性的勞動參與率不斷上升，從而家庭的收入水平、儲蓄率都得到了顯著的增加，特別是城市中的大學以上學歷的已婚女性進入勞動力市場對家庭儲蓄率、收入水平的影響較為明顯[17]。于是，隨著女性勞動參與度的提高，女性在婚姻中也變得更加獨立自主。在不滿意的婚姻中，女性不再因為經(jīng)濟因素選擇忍讓、遷就，同時中國離婚政策決定了離婚所需要付出的主觀、客觀成本較低，因此中國的離婚率在近年來持續(xù)上升[18]。但是，在配偶選擇的問題上，女性與男性所重視的擇偶標準仍存在著顯著的差異，女性在婚姻市場中更有競爭力的因素是容貌、文化等非經(jīng)濟因素，而男性的經(jīng)濟能力則會在婚姻市場中產(chǎn)生更大的影響，這一差異可能是由部分中國的傳統(tǒng)觀念造成的[19]。因此，雖然國外相關研究中主要的結論是收入與離婚的概率之間存在負的系數(shù)，但是由于使用的數(shù)據(jù)是來自美國和英國的樣本，而中國由于文化、政策、意識等方面的差異，這些結論并不一定適用于中國的情況。而國內(nèi)的部分研究則由于缺少微觀層面的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，結論無法與國外的相關結論進行對照。因此，基于以往研究的結論和不足，本文使用了來源于中國的微觀數(shù)據(jù)并聚焦于個人經(jīng)濟條件與婚姻狀況之間的關系，不同于霍夫曼和鄧肯（Hoffman & Duncan，1995）等人主要關注收入對離婚的影響[5]，而是同時涵蓋總收入、房產(chǎn)價格、總支出、個人消費支出共四個變量，用來量化個人的經(jīng)濟條件;由于其他非經(jīng)濟因素，如年齡、性別等會對婚姻選擇產(chǎn)生影響，模型也將涵蓋一系列控制變量用來量化個體的非經(jīng)濟條件。

二、數(shù)據(jù)與模型

本文使用的數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。該調(diào)查于2010年發(fā)起，包含3.3萬個個體樣本，并且每兩年更新一次以2010年基線調(diào)查界定的追蹤對象的家庭信息（數(shù)據(jù)來源于北京大學開放研究數(shù)據(jù)平臺《中國家庭追蹤調(diào)查》）[20]。由于該調(diào)查所選取的地區(qū)覆蓋了全國25個省、市、自治區(qū)的城市和農(nóng)村地區(qū)，因此具有全國代表性。本文所選取的數(shù)據(jù)來自于2010年、2012年以及2014年的調(diào)查，并將同一個體編號的樣本在各年的數(shù)據(jù)進行合并。雖然CFPS2016年的數(shù)據(jù)已經(jīng)可供使用，但是由于部分總收入數(shù)據(jù)的缺失，本文沒有使用2016年的數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)清理的過程中，本文剔除掉了2014年年齡未滿法定結婚年齡的未婚個體、在2014年仍未結婚的個體、在三次調(diào)查中始終保持喪偶狀態(tài)的個體，因為這些樣本個體無法或沒有結婚從而其財務狀況不能對婚姻選擇產(chǎn)生影響，并且也剔除掉了某年數(shù)據(jù)全部缺失的個體，因為這樣的樣本無法記錄其財務狀況的變動值。在清理數(shù)據(jù)之后，數(shù)據(jù)集共有23 931個樣本的面板數(shù)據(jù)，其中共有270個樣本在2010—2014年之間發(fā)生了離婚。

婚姻市場的選擇較多，已婚個體會在其他選擇能提供更高的效用時，比如，與更富有的人結合而獲得更豐富的物質(zhì)享受、與興趣更相投的個體相結合而獲得更優(yōu)質(zhì)的日常生活，或是單純離開現(xiàn)有伴侶以獲得寧靜的獨居生活等，放棄原本的消費選擇而選擇離婚。雖然選擇離婚的個體在離婚后會感到幸福感的落差，但是在考慮到其離婚前的幸福水平早已低于平均值后，可以發(fā)現(xiàn)離婚個體在離婚后的幸福感水平得到了提高，并且從長期來看，離婚所造成的幸福感落差在離婚3年后會基本消失，因此，對于許多經(jīng)歷不滿意婚姻的個體而言，離婚確實是一個改善生活質(zhì)量、提高幸福感水平的選擇[18]。而在婚姻市場中，個人的經(jīng)濟條件和非經(jīng)濟條件與一般商品的價格、功能等條件類似，個體將會在他們能獲得更高的無差異曲線時更新自己的最優(yōu)選擇。因此，本文引入了個體經(jīng)濟條件及其變動和一系列的控制變量，量化在婚姻市場中的經(jīng)濟條件與非經(jīng)濟條件。

本文使用了logit回歸模型，被解釋變量是一個表示個體婚姻狀態(tài)的虛擬變量，XK為一組主要解釋變量，ICN為一組控制變量。Logit模型通過解釋變量的系數(shù)可計算出在一定情況下個體離婚與不離婚的幾率之比，因此對該比值減100%即可得到個體離婚的概率。

模型中的主要解釋變量是衡量個體經(jīng)濟條件及其變動的一組變量，全部的主要解釋變量包含年收入、年總支出、年個人消費總支出、房產(chǎn)總價、年收入變動、年總支出變動、年個人消費支出變動、房產(chǎn)總價變動、性別與總收入的交叉項、性別與房產(chǎn)總價的交叉項共十個變量，但是模型并不一定包含全部的主要解釋變量，不同的模型所涵蓋的主要解釋變量也并不相同，即J≤10。為了消除遺漏變量誤差以及測量誤差，模型也涵蓋了矩陣ICN作為控制變量，其中包含受教育年限、性別、年齡、家庭規(guī)模、父親的受教育程度、父親的政治面貌、母親的受教育程度、母親的政治面貌、是否是少數(shù)民族、是否是農(nóng)村居民共十個控制變量，這些控制變量的選擇在不同的模型之間保持一致。

模型中各個變量的具體說明如下：被解釋變量是一個虛擬變量，如果個體在2010—2014年間有過離婚則該變量等于1，其他情況為0;年收入、年總支出、年個人消費、房產(chǎn)總價支出通過調(diào)查的原始數(shù)據(jù)可得，單位是萬元;年收入變動、年總支出變動、年個人消費支出變動、房產(chǎn)總價變動則是通過對2014年的各項數(shù)據(jù)向2010年的各項數(shù)據(jù)求差而得，從而捕捉到每個樣本在2010—2014年這一區(qū)間內(nèi)的各項的變化趨勢，單位同樣是萬元;性別是一個虛擬變量，當個體為男性時該變量為1，女性則為0;是否是少數(shù)民族為虛擬變量，當個體為漢族時該變量為0，而個體為其他民族時該變量為1;家庭成員的數(shù)量反映了日常居住在一起的成員數(shù)量;受教育年限是根據(jù)樣本所獲得的最高學歷進行年份換算所得到的數(shù)據(jù)，計算的標準是義務制教育九年、高中教育三年、高職高專教育三年、大學本科四年、碩士研究生三年、博士生研究生四年，假如一個樣本所獲得的最高學歷為大學本科，則其受教育年限為16年;父母的政治面貌則是，當其政治面貌為中共黨員時虛擬變量為1，其余情況為0。

對于控制變量的選擇，原因有以下幾點，一是年齡較大、受教育程度偏低的個體更有可能會有較為保守的認知，因此他們更有可能對于離婚有部分偏見，或者認為離婚對于家庭和個體的名譽有負面的影響。二是相比較于人口流動較大、經(jīng)濟較為發(fā)達的城市地區(qū)，在經(jīng)濟水平欠發(fā)達的農(nóng)村地區(qū)可能對于傳統(tǒng)觀念的重視程度也會較高。三是年齡越大的夫婦通常結婚的時間也越長，因此夫妻間可能會有更強的感情聯(lián)系。四是父母的背景條件可能會在子女的成長過程中起到一定的引導作用，并且子女在面臨重大選擇時可能會征求父母的意見。

各個變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表1所示，個體平均年總收入為7 400元，這可能是由于有許多樣本的收入數(shù)據(jù)缺失造成的;平均總支出則是59 700元，這與平均年收入的差距較大，因此也說明了收入數(shù)據(jù)可能存在一定的問題;平均房產(chǎn)總價為350 000元。基于不同類型的樣本進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計有如下發(fā)現(xiàn)：（1）城鄉(xiāng)居民的離婚概率存在差異。在農(nóng)村居住的個體占總樣本的48.3%，但是在所有離婚樣本中農(nóng)村居民的占比只有38.3%，因此與前文的設想一致：農(nóng)村個體可能會有較低的離婚概率。（2）男性與女性的樣本比例在離婚的樣本群和已婚的樣本群之間有顯著的差別，在離婚群體中男性樣本與女性樣本的比例約為3∶2，而在全部樣本中男性與女性的比例為1∶1，說明男性樣本在離婚群體中所占的比例更高。（3）在不同性別的群體中平均收入差異較大，男性樣本的平均收入比女性樣本的平均收入高5 400元。（4）在不同地區(qū)可能存在收入不平等現(xiàn)象，農(nóng)村居民的平均收入比城市居民的平局收入低2 200元。

三、實證分析

本文共使用了4個回歸模型，并將其分為兩組，每組內(nèi)兩個模型進行對照。第一組為模型1與模型2，第二組為模型3與模型4。組內(nèi)兩個模型的區(qū)別則主要是是否使用了性別與收入、性別房產(chǎn)這兩個交叉項，交叉項的引入是由于不同性別的樣本平均收入有較大的差異，同時男性較女性的離婚率更高。而在不同分組的模型之間，差別是是否引入了收入變動、支出變動、房產(chǎn)總價變動與個體消費支出變動這4個衡量個體經(jīng)濟條件動態(tài)變化的變量。4個模型的回歸結果如表3所示。下面將分模型對各回歸結果進行解讀。

模型1的主要解釋變量僅使用了年收入、房產(chǎn)總價、個人消費支出、總支出四個變量，此時的回歸結果顯示，主要解釋變量的系數(shù)僅有個人消費支出和總支出在10%水平顯著（詳見表2）。此時的系數(shù)說明在保持其他條件全部一致的情況下，年支出為11萬元的個體的離婚概率比年支出為10萬的個體的離婚概率低4.22%，而個人消費支出水平越高，離婚的概率則會上升。同時，男性的離婚概率比女性的離婚概率高69%，年齡的上升、家庭規(guī)模的擴張、父親為中共黨員、在農(nóng)村居住都會使個體的離婚概率有所降低。由于CFPS將轉移性支出、保障性支出、建房購房貸款支出都劃歸為總支出的一部分，因此包括對非同住親友的經(jīng)濟支持、人情禮、購買各類商業(yè)保險等方面的支出越高，家庭之間的情感聯(lián)系、穩(wěn)定度也會越強，從而導致總支出與離婚概率之間的系數(shù)為負。

由于受到傳統(tǒng)家庭模式和傳統(tǒng)價值觀的影響，女性在擇偶過程中更重視男性的經(jīng)濟能力，而男性在擇偶過程中更重視女性的容貌、文化等非經(jīng)濟條件，雖然這一趨勢正在改變，但擇偶時的性別差異仍需要一定的時日才能得以淡化[19]，這一差異在離婚選擇時可能也會體現(xiàn)。

因此，模型2在模型1的基礎上，添加了性別與總收入、性別與房產(chǎn)總價的交叉項作為兩個額外的主要解釋變量，以此來捕捉總收入與房產(chǎn)總價在不同性別的群體之間對離婚概率所造成的不同的影響。相較于模型一不顯著的總收入與離婚概率之間的系數(shù)，模型2中總收入的系數(shù)為正并在5%水平顯著，同時性別與總收入的交叉項的系數(shù)顯著為負，個人消費支出、總支出的系數(shù)較模型一的結果沒有太大的變化，房產(chǎn)總價的系數(shù)為正但仍不顯著。說明了個體收入水平越高其離婚的概率也越高，并且相較于男性群體，女性群體的收入水平對離婚概率的影響更大，例如在其他條件全部相同的情況下，一位總收入為10萬元的男性相較于一位總收入為10萬元的女性，該男性的離婚概率低108.18%，而當總收入皆為1萬元時，男性的離婚概率高82.37%。這一結果顯示了在總收入較低的情況下，男性個體有著更高的離婚概率，但是在總收入較高的情況下，女性個體的離婚概率更高，這一結果與布里奇斯和迪斯尼（Bridges & Disney，2016）的結論相似。其內(nèi)在原因可能是在收入較低時，女性的經(jīng)濟能力無法完全獨立于男性，因此當女性對男性配偶有所不滿時，也會由于經(jīng)濟壓力、傳統(tǒng)觀念等方面的原因而選擇暫時忍讓，保持當前的婚姻關系。而隨著女性個體收入水平的提高，其獨立性也越來越強，對于傳統(tǒng)觀念的反抗意識也越強，因此，在其對男性配偶無法忍受的情況下不會再忍氣吞聲，而是選擇結束婚姻關系。

模型3則引入了個體在2010—2014年間經(jīng)濟條件波動的變量，總收入的變動、總支出的變動、房產(chǎn)總價的變動，以及個人消費支出的變動。由于個人消費支出與總支出的系數(shù)在引入新的變量以后不再顯著，在模型3中便移除了總支出與個人消費支出。模型3的回歸結果顯示，總收入與房產(chǎn)總價對離婚概率沒有顯著的影響，但是總支出的變動、房產(chǎn)總價的變動、個人消費支出的變動都對離婚概率有顯著的影響：當總支出較上一期增長了10萬元時，離婚的概率會降低5.98%;當房產(chǎn)總價較上一期增長了10萬元時，個體離婚的概率會降低1.19%;而當個人消費支出較上一期增長了10萬元時，個體離婚的概率會增長49.78%。其余各個控制變量系數(shù)的符號與模型1、2基本一致，并無太大的變化。

模型4則在模型3的基礎上引入了性別與收入、性別與房產(chǎn)總價的交叉項。在加入交叉項過后，房產(chǎn)總價的系數(shù)在10%水平顯著，而收入的系數(shù)仍不顯著，但是顯著性水平有所提高。回歸結果顯示，在除房產(chǎn)總價不同，其余所有條件均相同的條件下，一個擁有房產(chǎn)總價為200萬元的個體，與一個擁有房產(chǎn)總價為100萬元的個體相比，前者的離婚概率比后者高34.48%。但是，房產(chǎn)總價的正向增長會使得個體的婚姻更加穩(wěn)定，這意味著在其余數(shù)據(jù)均相同的條件下，如果有兩位當前房產(chǎn)總價同樣為100萬元的個體，第一位個體房產(chǎn)總價相較于上一期減少了50萬元，而第二位個體房產(chǎn)總價相較于上一期增加了50萬元，則房產(chǎn)總價的變動導致前者的離婚概率相較于后者的離婚概率高15.26%?？傊С龅淖儎?、房產(chǎn)總價的變動與個人消費支出的變動對離婚概率的影響則與模型3的結果基本一致。

綜上，本文共使用了10個衡量個體經(jīng)濟條件的變量進行研究，通過以上4個模型的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，這些變量對個體是否選擇離婚造成的影響在符號上并不相同，這意味著有些經(jīng)濟條件的提高會增加離婚的概率，而有些經(jīng)濟條件的提高會降低離婚的概率。在以總收入、房產(chǎn)總價、個人消費支出、總支出構成的個人經(jīng)濟條件中，僅有總支出的系數(shù)符號為負，其余3個變量的系數(shù)符號為正，意味著除總支出外，個人經(jīng)濟條件越好，其離婚的概率也越高。而在以總收入變動、房產(chǎn)總價變動、個人消費支出變動、總支出變動構成的個人經(jīng)濟條件變動中，只有個人消費支出的系數(shù)符號為正，其余系數(shù)均為負數(shù)，說明了在不考慮個人消費支出變動的情況下，個人經(jīng)濟條件的正向波動將會降低其離婚的概率，使得家庭更加穩(wěn)定。該結果可以這樣理解：房產(chǎn)總價變動、總支出變動均會對家庭其他成員產(chǎn)生影響，因此，這些正向的波動將會降低離婚的概率，增強家庭的穩(wěn)定性;而個人消費支出變動僅會對自身產(chǎn)生影響，因此無法加強與家庭成員之間的聯(lián)系，反而會增加離婚的概率。

控制變量的系數(shù)在各個模型中并無太大的變化。其中，年齡、性別、是否是農(nóng)村居民、家庭成員數(shù)量、父親的政治面貌的系數(shù)在4個模型中始終保持顯著并且差異并不明顯，而是否是少數(shù)民族、父母及個體的受教育年限的系數(shù)均不顯著，各控制變量的系數(shù)以模型4的回歸結果進行解釋：在其他條件相同的情況下，農(nóng)村居民的離婚概率比城市居民的離婚概率更低。這一結論也與前文的預測保持一致，即農(nóng)村居民可能相對更為保守;個體的年齡與離婚概率直接存在負的系數(shù)，個體的年齡每增長1歲，其離婚的概率會降低4.93%。同時，男性的離婚概率比女性更高;家庭規(guī)模與離婚概率之間的系數(shù)也是負數(shù)，當一個家庭每多一位家庭成員時，離婚的概率就會降低33.68%;個體的父親是否為中共黨員也會對該個體的離婚概率產(chǎn)生顯著的影響，相比較于父親的政治面貌為其他的樣本，父親的政治面貌為中共黨員的樣本的離婚概率低39.62%。

四、結論

本文使用了CFPS的個體面板數(shù)據(jù)對可能會影響個體婚姻狀態(tài)的個人經(jīng)濟條件進行了logit回歸，其中衡量個人經(jīng)濟條件的變量包括總收入、總支出、個人消費支出、房產(chǎn)總價?；貧w結果顯示，個人經(jīng)濟條件及其波動確實會對個體的婚姻狀態(tài)產(chǎn)生影響，然而不同經(jīng)濟因素的系數(shù)符號并不相同。具體有如下發(fā)現(xiàn)：一是個人收入水平越高，其離婚的概率越高，并且在女性群體中收入對離婚概率的影響更大。這一結論與貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）提出的女性工資水平的提高將會減少其在婚姻中所獲得收益這一結論相一致，這可能是因為隨著女性收入水平的提高，女性在婚姻關系中對男性的經(jīng)濟依賴程度降低。因此，在婚姻關系不滿意的情況下，女性不再會由于經(jīng)濟因素而選擇遷就和忍讓。二是家庭總支出的增加會顯著降低個體離婚的概率，這意味著更多對家庭的經(jīng)濟投入，例如保險、親友間的人情禮等能夠降低離婚的概率，使得家庭關系更加穩(wěn)固。三是房產(chǎn)總價的正向波動則會減少個體離婚的概率，但房產(chǎn)總價總體上與離婚概率之間呈正相關。四是個體消費支出的上升也會提高離婚的概率，這意味著對個人消費的過分投入會導致婚姻關系的惡化。這可能是因為在各個消費市場中，隨著可選擇消費束的增加，夫婦由于不同的偏好導致他們的最優(yōu)消費束不再保持一致，從而增加了生活中的爭吵與矛盾，導致了婚姻的不穩(wěn)定。因此，在個人經(jīng)濟條件提升后，如果希望保持婚姻狀況的穩(wěn)定，應當在增加個人消費支出的同時，增加對其他家庭成員和家庭整體的經(jīng)濟投入。

總而言之，個人當前的絕對經(jīng)濟條件越高，其離婚的概率越高，但是個人短期內(nèi)經(jīng)濟條件的正向波動將會降低其離婚的概率，這一結論也與霍夫曼和鄧肯（Hoffman & Duncan，1995）等人的研究結論基本保持一致。本文的結論驗證了中國經(jīng)濟增長和離婚率增長之間可能存在的潛在關系，為影響個體婚姻選擇的多種因素給出了符合經(jīng)濟學理論的解釋，并且驗證了中外相關研究中基于不同樣本得出的多種結論。

文章中的回歸結果顯示，個人收入及其變動與離婚概率之間的關系并不十分顯著。這可能是由于數(shù)據(jù)源中許多樣本的收入數(shù)據(jù)存在錯誤導致的，因為本文所使用的樣本平均收入明顯低于2014年的居民平均收入，可能的原因是受訪的樣本個體對個人信息有所隱瞞或者誤報。同時，由于許多樣本僅有一套住房，因此對于這些樣本而言，房產(chǎn)總價的多少并不能對其當前生活的經(jīng)濟條件產(chǎn)生實質(zhì)性的影響，并且由于樣本數(shù)據(jù)來源于不同的城市，房產(chǎn)總價的差異可能僅能反映不同城市的土地稀缺程度，而無法反映個體在居住過程中收獲的效用的多少，從而無法獲得住房條件對婚姻選擇的影響。針對這一問題，家庭人均住房面積或者家庭住房總面積是一個可能的替代變量，然而在CFPS中并沒有提供這一項數(shù)據(jù)。不僅如此，由于CFPS現(xiàn)如今提供的數(shù)據(jù)時間跨度僅有不到10年，樣本個體的收入變動、支出變動、房產(chǎn)總價變動可能并無太大的差異，因此，隨著調(diào)查年份跨度的增加以及數(shù)據(jù)的豐富，未來的研究可能會得出更多顯著、有意義的結論。

參考文獻：

[1] ?孫鵑娟，李婷.中國老年人的婚姻家庭現(xiàn)狀與變動情況——根據(jù)2015年全國1%人口抽樣調(diào)查的分析[J].人口與經(jīng)濟，2018，（4）：99-107，123.

[2] ?Becker G.，Landes E.，Michael R.An Economic Analysis of Marital Instability[J].Journal of Political Economy，1977，85（6）：1141-1187.

[3] ?Hankins S.，Hoekstra M.Lucky in Life，Unlucky in Love？：The Effect of Random Income Shocks on Marriage and Divorce[J].The Journal of Human Resources，2011，46（2）：403.

[4] ?Centers for Disease Control and Prevention.Marriage and Divorce[Z/OL].http：//www.cdc.gov/nchs/fastats/marriage-divorce.htm，2016.

[5] ?Hoffman S.，Duncan G.The Effect of Incomes，Wages，and AFDC Benefits on Marital Disruption[J].The Journal of Human Resources，1995，30（1）：19-41.

[6] ?Antony D.，Robert R.The law and economics of marriage and divorce，2002：157-168.

[7] ?Landes E.Economics of Alimony[J].Journal of Legal Studies，1978，（7）：35-63.

[8] ?Whittington L.，Alm J.Til Death or Taxes Do Us Part：The Effect of Income Taxation on Divorce[J].Journal of Human Resources，1997，（32）：388-412.

[9] ?Bridges S.，Disney R.Household Finances，Income Shocks，and Family Separation in Britain[J].Economic Inquiry，2016，54（1）：698-718.

[10] ?Trail T.，Karney B.Whats（not）Wrong with Low-income Marriages[J].Journal of Marriage and Family，2012，74（3）：413-427.

[11] ?Sassler S.，Roy S.，Stasny E.Mens Economic Status and Marital Transitions of Fragile Families[J].Demographic Research，2014，30（1）：71-110.

[12] ?于維洋，周薇.中國房地產(chǎn)價格與婚姻穩(wěn)定性關系研究[J].統(tǒng)計與決策，2015，（22）：83-86.

[13] ?劉一霖.我國房價與婚姻穩(wěn)定性關系間的實證研究[D].成都：西南交通大學，2016.

[14] ?陳瑩瑩.中國轉型期經(jīng)濟開放對離婚率的影響研究[D].濟南：山東財經(jīng)大學，2013.

[15] ?郭婷，秦雪征.婚姻匹配、生活滿意度和初婚離婚風險——基于中國家庭追蹤調(diào)查的研究[J].勞動經(jīng)濟研究，2016，（6）：42-68.

[16] ?肖金利，潘越，戴亦一.“保守”的婚姻：夫妻共同持股與公司風險承擔[J].經(jīng)濟研究，2018，53（5）：190-204.

[17] ?尹志超，張誠.女性勞動參與對家庭儲蓄率的影響[J].經(jīng)濟研究，2019，54（4）：165-181.

[18] ?馬汴京.分手快樂？——離婚對個體幸福感的影響[J].南方經(jīng)濟，2019，（7）：116-135.

[19] ?陳奇，陳皆明.大學生擇偶過程中的競爭與配對——教育同質(zhì)婚的形成機制探析[J].西安交通大學學報：社會科學版，2019，39（3）：59-68.

Abstract：Focus on the impact of individual economic conditions on the status of their marriage，including personal background，economic conditions，and family relationships Data，using the regression model to make an empirical study.The results show that the rise of total expenditure，the rise of the total price of the real estate will reduce the probability of the individuals divorce，and the rise of personal income will increase the probability of divorce，among which the influence of income on the female population is more The study concluded that the rise of the divorce rate in China provided an explanation of the economic theory，and compared and verified with the relevant research conclusions of different samples and models，so as to provide some data and theory to the individual how to keep the stability of the marriage state.

Key words：divorce;economic conditions;marriage;receipt