朱哲毅，吳穎靜，張莉俠

(上海市農業(yè)科學院農業(yè)科技信息研究所，上海都市農業(yè)研究中心，上海 201403)

1 研究背景

家庭是社會基本構成單位，婚姻關系則是維系家庭的契約，其和睦、穩(wěn)定將直接影響社會和諧與穩(wěn)定。然而，近年來我國離婚率卻不斷升高，有統(tǒng)計數據表明，我國粗離婚率已經從2007年的1.59‰增長至2017年的3.2‰[1-2]。盡管有學者指出，逐漸攀升的離婚率將成為工業(yè)化和現代化進程中不可避免的現象[3]，但家庭和婚姻形式的變化勢必對生活方式、子女教育乃至社會穩(wěn)定等造成一定負面影響，甚至這一影響在貧困群體中更為突出。那么，貧困人群婚姻狀況是怎樣的呢？貧困對婚姻穩(wěn)定有怎樣的傳導作用機制？本研究將針對貧困戶這一特殊群體，探究貧困對婚姻的影響。在經濟社會不斷發(fā)展、生活水平不斷提高的當下，關注經濟上處于弱勢地位群體的婚姻問題無論對于促進社會穩(wěn)定和諧、或是提高社會整體福利水平都將具有非常重要的現實意義。

既有研究圍繞上述話題展開了一系列的討論，主要可以概括為兩個方面：首先，貧困人群婚姻穩(wěn)定問題嚴重，離婚率不斷升高，亟需引起關注。2006年北京市調查數據表明，相較于一般家庭低保家庭的離婚率更高，對下一代的健康、營養(yǎng)和教育問題產生了嚴重影響[4]。更為嚴重的是，在落后的貧困山區(qū)，大齡青年失配、婚姻貧困現象頻現，導致拐賣婦女、亂倫婚姻等的出現[5-6]。再加上強大的傳統(tǒng)子嗣觀念在農村根深蒂固，農村婚姻市場更是“剩男”多，進一步加劇了婚姻貧困、甚至影響下一代。其次，婚姻穩(wěn)定與否、婚姻生活幸福程度是多重因素綜合影響的產物。不少學者認為，經濟因素是導致婚姻不穩(wěn)定或不幸福的重要原因。收入增加對婚姻的延續(xù)和發(fā)展起著積極推動作用[7]，并且該影響也會因性別的差別而各異[8]。但也有研究認為，收入的增加會提高離婚概率，甚至在女性中表現更為明顯[9]，因此經濟相對欠發(fā)達地區(qū)留守婦女的婚姻狀態(tài)總體上處于相對穩(wěn)定的狀態(tài)[10-11]。此外，外界環(huán)境或是當事人本身的因素也將在很大程度上影響婚姻穩(wěn)定。比如：有學者對廣東、甘肅、上海和哈爾濱4省6 000多已婚男女的抽樣調查進行分析，結果表明婚姻質量與婚姻穩(wěn)定間存在顯著的正相關關系[12]。也有學者從成本效益理論、社會交換理論和“異質假設”等多個角度闡述婚姻穩(wěn)定的影響及其作用機制，并用居住在上海和哈爾濱兩城市、廣東和甘肅兩省農村的6 033個已婚男女的調查數據進行實證檢驗。研究結果表明，婚前感情基礎較好、雙方同質性較強、子女數量越多、離婚成本越高的夫妻，離婚概率越??；而觀念開化、對婚姻期望較高的高層次社會人群，再婚機會較多，因此婚姻關系中止出現的概率越高[13]。還有學者利用2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調查(CFPS)數據進行實證研究，結論表明初婚年齡對婚姻穩(wěn)定程度的影響呈“U”型模式，晚婚導致的不匹配婚姻進一步加劇了婚姻的不穩(wěn)定性[3]。

前人的研究提供了豐富的經驗證據，但總體上，現有研究針對貧困農戶婚姻狀態(tài)影響的研究還存在進一步可深入的空間。既有文獻主要是就貧困對農戶婚姻的平均影響給出了判斷，但關于其作用機制仍缺乏系統(tǒng)性的深入分析。特別是以下幾個問題尚未進行深刻剖析：貧困是否對婚姻穩(wěn)定有影響？產生影響的作用機制是什么？該影響是否因致貧原因的差別而有所差別？

本研究在前人研究基礎上，構建完整的分析框架系統(tǒng)性剖析貧困對婚姻穩(wěn)定的傳導機制，并運用江蘇省5縣10鄉(xiāng)鎮(zhèn)20村258戶農戶的調查數據進行實證檢驗。與已有研究相比，本研究的新意在于：系統(tǒng)性剖析貧困對婚姻穩(wěn)定的作用機制，并在細分致貧原因的基礎上進一步區(qū)分上述影響程度的差別。本研究可補充貧困與婚姻領域的相關研究，為后續(xù)的精準扶貧工作提供貧困戶生活方面更為系統(tǒng)的經驗事實證據。

2 理論分析

本研究借鑒Powdthavee[14]研究婚姻中陪伴產生作用的模型來構建分析框架，并結合效用理論做進一步分析。在具體分析前，假定：①組建家庭的目的是為了實現家庭效用最大化；②陪伴能直接提升規(guī)律雙方的效用水平。

為方便分析，假定婚姻生活的效用主要受收入和時間的影響，即婚姻生活的效用水平是關于收入和相處時間的函數，具體表示為：

UMarry=U(Y,T,X)

(1)

其中，UMarry表示婚姻生活帶來的總效用，Y代表收入水平，T表示用于某項活動的時間，X表示其他控制變量。

一般而言，婚姻生活帶給人們的效用包括兩部分：一是物質效用，即婚后物質生活改善產生的效用，記為UMaterial；二是精神效用，即精神生活充實后增加的效用，記為USpirit。而精神效用根據其產生方式的不同，又可進一步細分為兩部分：一是精神消費帶來的效用的增加，如：旅游、看電影等，記為UMental；二是陪伴等帶來的精神安慰，記為UCompany。

貧困戶和非貧困戶的生活狀況差別較大，因此從婚姻生活中獲得的效用也不盡相同。分別討論兩類農戶從婚姻生活中獲得的效用。

情景I：非貧困戶中年輕夫妻的婚姻效用

非貧困戶婚姻效用可表示為：

UMarry1=UMeterial1+USpirit1=UMeterial1(Y11,t11,X)+UMental1(Y12,t12,X)+UCompany1(t13,X)

(2)

其中，t11+t12+t13≤T，Y11+Y12=Y1。

從式(2)可以看出，非貧困戶婚姻效用包括三個組成部分：物質消費所獲得效用UMeterial1、精神消費獲得效用UMental1和精神陪伴所帶來的效用UCompany1。其中，物質消費所獲得效用UMeterial1由花費的收入Y11和分配的時間t11決定；精神消費獲得效用UMental1由花費的收入Y12和分配的時間t12決定；精神陪伴所獲得的效用UCompany1僅由分配的時間t13決定。

情景II：貧困戶中年輕夫妻的婚姻效用

貧困農戶婚姻效用可表示為：

UMarry2=UMeterial2+USpirit2=UMeterial2(Y21,t21,X)+UMental2(Y22,t22,X)+UCompany2(t23,X)

(3)

其中，t21+t22+t23≤T，Y21+Y22=Y2

相比于非貧困戶，貧困戶獲得工作機會較少、工作時間也更短，因而農戶家庭收入下降(Y2t13)。因此，與情景Ⅰ相比，情景Ⅱ中農戶分配在物質消費和精神消費的時間(t21、t22)、用于支配的收入(Y21、Y22)均將下降，進而減少了物質消費效用UMeterial2和精神消費效用UMental2。而分配在精神陪伴方面的時間t23卻上升，增加了精神陪伴效用UCompany2。

情景III：貧困戶家中有完全喪失勞動力的年輕夫妻的婚姻效用

假設農戶家中存在完全喪失勞動能力的成員，這樣成員需要家中有人分配時間對其進行照顧。年輕夫妻的婚姻效用可表示為：

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

與情景Ⅱ類似，農戶分配在物質消費和精神消費的時間(t31、t32)、用于支配的收入(Y31、Y32)與情景Ⅰ相比均將下降。與情景Ⅱ不同的是，情景III中的年輕夫妻還需要照顧家中完全喪失勞動能力的成員。假定貧困戶的物質消費主要用于維持基本生活需要，因此這部分效用不存在擠壓空間。也就是說，在保證物質消費時間(t31)和用于支配該部分消費的收入(Y31)不變的情況下，年輕夫妻需要將部分時間(t34)和收入(Y33)分配在照料喪失勞動力成員上。這勢必對用于精神消費的時間和收入造成擠壓，導致分配在精神消費和精神陪伴上的時間和收入進一步下降，即t32

基于此，提出如下研究假說：

假說1：相比非貧困戶，貧困戶中年輕夫妻在物質消費和精神消費上顯著降低，但相互陪伴的時間顯著增加。

一般意義上，收入增加能提高生活幸福感[15]。因此，當收入限制了消費能力或不能夠通過增加消費提高效用時，幸福感會降低。但一項專門針對美國展開的調查結果顯示，收入和幸福感間呈弱相關關系，相關系數僅為0.13[16]。當然，收入增加對婚姻穩(wěn)定的影響程度并不絕對，也會隨著其他因素的變化而變化。有學者采用方便抽樣方法調查了美國東南部458名參與者的情況，結論表明經濟基礎、性別差異、工作滿意度和對金錢的熱愛程度共同決定了收入對生活幸福感的影響[17]。如果收入提高的同時帶來的是陪伴與相處時間的減少，那么婚姻生活中的精神安慰將明顯減少，對婚姻穩(wěn)定起到負面作用。Pevalin等[18]對第一個為期11年對英國家庭小組的調查數據(BHPS)進行分析，結果表明共同生活帶來精神效用的降低將顯著降低同居者的結婚意愿。此外，對于貧困戶而言，再婚的機會成本較高，所以在經濟上處于弱勢地位的群體，其婚姻在很大程度上將維持在持續(xù)穩(wěn)定的低水平階段。

假說2：對于家中有完全喪失勞動能力成員的家庭，年輕夫妻物質和精神的消費將減少，尤其是需要花費更多的金錢的消費。

家庭中有成員喪失勞動能力，直接導致家庭需要投入更多的時間和金錢用于照顧該成員，而這就加劇了其他家庭成員生活壓力。為了緩解家庭壓力，需要家庭中的青壯年勞動力通過更多工作來緩解家庭的困境。雖然這不一定對年輕夫妻相處的時間造成影響，但作為物質消費和精神消費的主力軍，迫于家庭經濟壓力的影響將進一步減少物質消費和精神消費，尤其是成本較高的消費(如：旅游、婚后送禮物等)，從影響婚姻的穩(wěn)定。

3 數據與描述性分析

3.1 數據來源

本研究所用數據來源于江蘇省新沂市、灌南縣、濱?？h、盱眙縣和沭陽縣5縣農戶的實地調查。上述5縣均是江蘇省新一輪精準扶貧政策試點地區(qū)。為保證調查樣本更能反映現實情況，運用等距抽樣的方法在每個試點縣(市)隨機選擇2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取2個村，每個村選取16戶“貧困戶”和8戶“非貧困戶”進行調查訪問。

由于不同年齡段夫妻對應的生活情況存在較大差別，因此針對婚姻情況部分的訪談只問家里最年輕的夫妻。剔除缺失的數據，實際使用的數據包括156戶貧困戶和102戶普通農戶。關于貧困戶的界定，本研究參照江蘇省貧困標準：蘇南地區(qū)(蘇州、無錫、常州、南京)為家庭人口年收入6 000元(人民幣，下同)；蘇中地區(qū)(揚州、泰州、南通)為5 000元，蘇北地區(qū)(徐州、連云港、宿遷、淮安、鹽城)為4 000元。

3.2 描述性分析

表1比較了貧困戶和非貧困戶兩類群體中年輕夫妻日常生活的差異?？傮w來看，過去三年，農村居民精神消費比例明顯低于物質消費比例；貧困戶和非貧困戶在物質消費、精神消費和陪伴情況三個方面均有顯著差別。

表1 貧困戶和非貧困戶夫妻日常生活狀況對比分析

Table 1 Comparative analysis of the daily life of couples from poor and non-poor households

注：括號中為兩組樣本概率均值的t檢驗統(tǒng)計量值；*、**、***分別表示統(tǒng)計檢驗在10%、5%、1%水平上顯著

數據來源：作者根據調查數據計算整理所得

從物質消費情況來看，非貧困戶家庭發(fā)生的概率高于貧困戶家庭。樣本中約有69.61%的非貧困戶家庭在過年三年逢年過節(jié)時候會去縣城逛街買東西，高于貧困戶家庭中約50.64%的出現比例。兩類樣本中上述活動出現的概率在95%置信水平上存在顯著差異。從婚后丈夫送禮物給妻子這一行為來看，非貧困戶家庭中約有28.43%的家庭會有類似情形出現，明顯高于貧困戶家庭中14.10%的出現比例。

從精神消費情況來看，非貧困戶家庭發(fā)生的概率更是高于貧困戶家庭。樣本中約有22.55%的非貧困戶在過去三年中夫妻倆帶小孩出去旅游過，而貧困戶家庭有僅有2.56%的家庭有過類似活動，差別約有20個百分點。夫妻倆上電影院看電影情況均較為少見，非貧困戶中約有9.80%家庭中年輕夫妻在過去三年有類似活動，而貧困戶家庭中僅有3.85%。

從夫妻之間陪伴情況來看，貧困戶家庭夫妻之間陪伴時間較長的概率高于非貧困戶家庭，與物質消費和精神消費剛好相反。約有89.10%的貧困戶家庭夫妻每年生活在一起的時間超過半年，高出非貧困戶家庭約8個百分點。

4 實證分析

4.1 模型與變量選取

為檢驗貧困對婚姻穩(wěn)定的影響，擬構建如下計量經濟模型進行實證分析：

模型一：貧困對婚姻穩(wěn)定影響因素的計量模型

Marryij=β0+β1Povertyi+β2Zi+εi(5)

模型二：考慮致貧原因情況下婚姻穩(wěn)定影響因素的計量模型

Marryij=α0+α1Povertyi+α2Disabilityi+α3PiDi+α4Zi+μi(6)

其中，Marryij是被解釋變量，衡量農戶婚姻生活現狀，即農戶i是否進行過活動j。具體通過夫妻倆每年在一起是否超過半年、夫妻倆有沒有帶小孩出去旅游過、逢年過節(jié)夫妻倆會不會一起去縣城逛街買東西、夫妻倆有沒有一起上電影院看過電影、婚后丈夫有沒有送過禮物給妻子五個問題來度量。Povertyi是核心解釋變量，指該農戶是否是貧困戶，貧困戶評判標準參照前文。Disabilityi表示致貧原因，具體用家中是否有完全喪失勞動力者來度量。PiDi是農戶是否是貧困戶和家中是否有完全喪失勞動力者的交互項。

Zi是一組反映個人特征的控制變量，具體包括：夫妻雙方年齡差、夫妻倆是否來自一個地方、夫妻倆是否一個打工一個務農、婚前雙方是否熟悉、過去三年當地結婚大概花多少錢、三年前村里認為離婚丟臉的人數占比。β0、β1、β2，α0、α1、α2、α3、α4是待估系數。εi、μi是隨機擾動項。

由于被解釋變量均為是否發(fā)生相應活動的0、1變量，因此將模型(5)和(6)設定為Probit模型，并用極大似然法對參數進行估計。不過，夫妻日?；顒泳哂休^大不確定性和隨意性，因此選取過去三年是否發(fā)生相應的活動來反映生活狀況。用過去較長一段時間的發(fā)生情況來反映現狀，可避免因測量誤差導致的參數估計偏誤。表2為各變量的描述性分析情況。

表2 變量描述性統(tǒng)計

Table 2 Descriptive statistics of variables

數據來源：作者根據調查數據計算整理所得

4.2 實證結果分析

表3、表4報告了兩種約束條件下對應的婚姻穩(wěn)定影響因素的Probit模型的計量回歸結果。模型總體Wald值較大，在1%置信水平上顯著異于0(對是否一起去電影院看電影的回歸結果在10%置信水平上顯著異于0)，說明模型總體估計效果較好。

在不考慮致貧原因的情況下，貧困會顯著減少物質消費、精神消費，但陪伴的時間卻增加，假說1得到驗證。貧困戶家庭中，夫妻雙方每年在一起超過半年出現的概率明顯高于非貧困戶家庭，在5%置信水平上顯著異于0。但貧困戶家庭中，帶小孩出去旅游、逢年過節(jié)去縣城逛街買東西、夫妻倆一起去電影院看電影和婚后丈夫送妻子禮物等活動出現的概率明顯低于非貧困戶家庭，分別在1%、5%、10%、5%置信水平上顯著異于0。

表3 貧困對婚姻穩(wěn)定影響的Probit模型計量經濟分析結果

Table 3 Estimation results of the Probit model on the impact of poverty on marriage stability

注：括號里為Z值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統(tǒng)計顯著性

在考慮致貧原因的情況下，貧困戶家庭中夫妻每年在一起時間超過半年出現概率仍然高于非貧困戶家庭，在5%置信水平顯著異于0。而帶小孩出去旅游、逢年過節(jié)逛街買東西和婚后丈夫送妻子禮物活動則是在非貧困戶家庭中出現的概率更高，分別在1%、5%和5%置信水平上顯著異于0?？紤]致貧原因后，夫妻倆是否一起去電影院看電影在貧困戶和非貧困戶中則沒有顯著差異。家中存在完全喪失勞動力者導致貧困戶帶小孩出去旅游、婚后丈夫送妻子禮物的概率進一步降低，均在5%置信水平上顯著異于0。而家中存在完全喪失勞動力者并不是減少夫妻全年在一起時間、減少逢年過節(jié)買東西和減少夫妻倆一起去電影院看電影次數的主要原因?？赡艿脑蚴牵抑杏幸徊糠质杖胍糜谕耆珕适趧幽芰Τ蓡T的生活和治療，此時，需要具備勞動能力的成員需要投入更多的時間和精力在工作和照顧喪失勞動能力的成員上。這部分壓力往往是轉嫁給家庭中的青壯年勞動力，從而限制了他們的消費。由逢年過節(jié)去縣城逛街買東西和一起去電影院看電影屬于成本相對較低的活動，不會因為家中有完全喪失勞動能力的成員而發(fā)生顯著變化。相比之下，帶小孩出去旅游和送妻子禮物屬于花費較高的活動，受流動性約束的影響較大，因此當家中有完全喪失勞動力情況下，這兩項活動出現的概率明顯降低。

表4 考慮致貧原因情況下貧困對婚姻穩(wěn)定影響的Probit模型計量經濟分析結果

Table 4 Estimation results of the Probit model on the impact of poverty on marriage stability

注：括號里為Z值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統(tǒng)計顯著性；樣本量減少的，為存在完全共線情況

5 結論與討論

近年來，在經濟上處于弱勢地位群體婚姻狀況不斷出現問題，亟需引起關注。本研究以貧困戶為例，從理論上剖析了貧困對婚姻穩(wěn)定的影響機制，并用來自江蘇省5縣20村258戶年輕夫妻農戶調查數據進行實證檢驗。結論表明，受收入等客觀條件的限制，貧困戶在物質消費和精神消費方面的消費較少，降低了婚姻中的幸福感；但貧困戶因為客觀或主觀條件等的限制，在工作中投入時間相對較少，閑暇增加，生活中的陪伴也相應增加，繼而促進婚姻穩(wěn)定。但對于家庭中有完全喪失勞動能力的貧困戶，由于經濟負擔的加重，降低了年輕夫妻的婚姻幸福。因此，貧困戶的婚姻往往處于低水平穩(wěn)定的狀態(tài)。

該研究結論能為貧困領域公共政策的制定提供新的思路和啟發(fā)。純粹普惠性質的扶貧政策并不能從根本上提高發(fā)達地區(qū)貧困人口的福利。貧困人口面臨的問題也不僅僅局限于物質生活的匱乏，精神消費、陪伴等帶來的婚姻效用的增加甚至更能維系夫妻感情。正如Coontz 等[19]的研究結論，針對貧困戶的具體情況提供其在發(fā)展過程中所需的技能，充分發(fā)揮婚姻的社會效益和經濟效益，更能維持貧困戶家庭中夫妻間和子女間的可持續(xù)關系。