許 琪

(南京大學 社會學院，江蘇 南京 210023)

一、引言

在《生育制度》一書中，費孝通曾將中國傳統(tǒng)的家庭制度描述為“雙系撫育”和“單系繼替”[1]?！半p系撫育”是指子女撫育需要父系和母系共同參與，而“單系繼替”指的是撫育工作完成后，家庭事務的安排完全以父系為中心。具體來說，子女成婚后，女方需要嫁入男方家庭，與男方父母同住，對公婆盡孝，對自己的親生父母則不再承擔正式的贍養(yǎng)責任。此外，出嫁的女兒無法繼承家庭財產(chǎn)，且無法擁有傳宗接代或延續(xù)家族姓氏的權(quán)利[1][2]。很多研究認為，這種父系父權(quán)的家庭制度是導致性別不平等在中國持續(xù)存在的根本原因[3][4]。但隨著時間的推移，傳統(tǒng)的父系父權(quán)制家庭在很多方面已經(jīng)出現(xiàn)松動。例如，近年來的多項研究發(fā)現(xiàn)，子女婚后的居住方式日趨多元化，從夫居的比例在降低，而獨立居住和從妻居的比例都在上升[5][6]。在局部地區(qū)，還出現(xiàn)了“兩頭走”“兩頭婚”“兩家并一家”等新型婚居模式[7][8][9][10]。在家庭養(yǎng)老方面，很多研究發(fā)現(xiàn)，無論是在農(nóng)村還是在城市，女兒在經(jīng)濟支持和日常照料等方面的養(yǎng)老功能顯著提升，且在有些方面，女兒的養(yǎng)老功能已經(jīng)超過兒子[11][12][13]。在財產(chǎn)繼承方面，雖然性別不平等依舊顯著存在，但無論是在觀念上還是在行動上，只有兒子才能繼承家庭財產(chǎn)的局面已經(jīng)一去不復返了[14][15][16]。

綜觀上述研究，本文認為，盡管中國的父系父權(quán)制家庭傳統(tǒng)沒有徹底消失，但在當下已經(jīng)發(fā)生了很多變化。不過，作為父系父權(quán)制家庭的一個重要特征，子女姓氏只能按照父系傳遞的習俗卻依然在延續(xù)。直到最近幾年，才有零星的報道認為“子隨父姓”的傳統(tǒng)在局部地區(qū)已發(fā)生變化[17]。具體而言，這種變化表現(xiàn)在兩個方面：一是越來越多的家庭讓子女跟隨母親姓(下文簡稱“隨母姓”)；二是一些家庭將父親的姓和母親的姓結(jié)合起來構(gòu)造新的復姓(通常父姓在前、母姓在后，也稱雙姓，下文簡稱“新復姓”)，以此來彰顯母親的姓氏。對于這些新興的起名方式，學術(shù)界的研究還非常有限。究竟隨母姓和新復姓是僅限于個別地區(qū)的特殊現(xiàn)象，還是全國范圍內(nèi)的普遍趨勢？它們是一種社會變遷的兩類不同表現(xiàn)，還是代表了兩種不完全相同的社會現(xiàn)象？它們是社會發(fā)展或觀念進步的必然結(jié)果，還是傳宗接代觀念影響下家庭的一種策略性選擇(或兩者兼有)？很明顯，僅僅基于局部地區(qū)的少量個案觀察無法回答這些問題。鑒于此，本文將使用2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，以求更加全面地描述與分析隨母姓和新復姓的變動趨勢和產(chǎn)生原因。雖然這一數(shù)據(jù)僅能研究2005年及以前出生人口的姓氏變革，但這些人的父輩大都是“60后”或“70后”，經(jīng)歷了計劃生育政策從“一孩”到“全面二孩”的實施過程，此外“兩頭婚”也與這代人父輩的生命歷程和自身經(jīng)濟條件有關。因此，研究他們的姓氏情況對理解當下及未來的姓氏變革，以及理解父系父權(quán)制家庭和性別不平等的演變都有重要的參考價值。

二、文獻回顧與研究假設

(一)單系繼替與子隨父姓

與西方家庭相比，中國家庭有很多特殊之處，其中之一就是中國家庭特別強調(diào)世系綿延和代際之間的延續(xù)性[2]。按照費孝通的原話，中國是一個“上有祖先、下有子孫”的社會，每個人都是“上下左右聯(lián)系中的一環(huán)”[18]。個人的成功被視為得到了祖先的庇佑，與此同時，每個人在死后也希望得到子孫的祭祀和供奉[19]。受這種文化影響，傳宗接代在中國人的觀念中具有舉足輕重的地位，正所謂“不孝有三，無后為大”，保障家族人丁興旺、香火綿延不絕是每個中國人都致力于完成的家族使命[18]。

為了保障家庭姓氏傳承和香火延續(xù)，在中國傳統(tǒng)文化中對其進行了一系列的制度安排。其中最重要的一點就是規(guī)定家庭的姓氏和財產(chǎn)只能由男性繼承和傳遞。費孝通認為，“單系繼替”的原則是在社會身份與財產(chǎn)不能無限細分的情況下實現(xiàn)社會繼替的一個既簡單又有效的辦法[1]。因此，目前已知的社會形態(tài)基本都采用這一原則，只不過有些社會是沿父系傳遞，而有些是沿母系傳遞[1]。在中國，家庭姓氏與財產(chǎn)最終沿父系傳遞的制度在客觀上造成了對女性的歧視，成為性別不平等在中國持續(xù)存在的文化根源。

沿父系傳遞家庭姓氏和財產(chǎn)有一個必要前提，即要求家庭中必須有兒子。在生育率很高的情況下，大多數(shù)家庭能夠滿足這一條件，但總有家庭因為不婚、不育或沒有兒子而無法貫徹這一原則。因此，中國文化也為這些情況提供了幾種補救措施。費孝通指出，其中比較重要的三種補救措施是過繼、領養(yǎng)和入贅[1]。過繼是指根據(jù)家族譜系尋找一個男性替代者來繼承姓氏和財產(chǎn)，領養(yǎng)是指在本家族之外尋找替代者。過繼和領養(yǎng)依然遵循姓氏和財產(chǎn)只能沿父系傳遞的原則，入贅則不然。通俗來講，入贅就是招“上門女婿”，女婿一旦上門就要居住在女方家，所生子女要跟女方姓，甚至連他自己也要改姓[20]。因為入贅違背了沿父系傳遞家庭姓氏和財產(chǎn)的基本原則，所以上門女婿通常會遭受較大的社會壓力。一般來說，男方只有在自身家庭條件很差且有其他兄弟能夠傳遞自家姓氏的情況下才愿意接受。費孝通認為，入贅在中國西南地區(qū)的農(nóng)村比較盛行，主要是因為這一地區(qū)人口流動大，外來的男性移民大量流入該區(qū)域，導致招上門女婿的難度大為降低[1]。

最后，費孝通在《生育制度》中還提到了另一種偏離單系繼替原則的情況，即在給孩子起名時將父親的姓和母親的姓組合成復姓，如父親姓陸，母親姓費，子女采用復姓陸費。費孝通認為，這種起名方式在本質(zhì)上是由“雙系撫育”和“單系繼替”之間的張力導致的，采用復姓能兼顧母姓，因而可以在一定程度上調(diào)和父系與母系間的矛盾[1]。但是，采用復姓依然偏離了子隨父姓的基本原則，所以在傳統(tǒng)中國社會并不常見，且一般只有比較開明的家庭才會使用父母雙姓組成的復姓給子女命名[1]。

(二)姓氏變革及其原因分析

綜上所述，在“單系繼替”制度的影響下，子隨父姓是幾千年來中國人普遍遵循的命名方式，隨母姓和新復姓的現(xiàn)象較為罕見。然而，近年來的一些調(diào)查卻發(fā)現(xiàn)，隨母姓和新復姓在中國局部地區(qū)明顯增多。例如，曹麗娟對江蘇省昆山市部分“80后”夫婦的深入訪談發(fā)現(xiàn)，“80后”婚姻中存在子女姓氏之爭，子隨父姓已不再是年輕夫婦給子女起名時的唯一選擇，隨母姓和采用新復姓等方式逐漸為人們所接受[17]。與之類似，田蘊祥對中國臺灣地區(qū)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，中國臺灣地區(qū)民眾對隨母姓的接受程度隨出生年份呈現(xiàn)上升趨勢，且大多數(shù)民眾認為子女跟誰姓只要雙方父母約定就好[21]。2021年初，江浙地區(qū)興起“兩頭婚”的新聞在互聯(lián)網(wǎng)上引起熱議，特別是其中關于“子女既可隨父姓也可隨母姓”的報道受到了社會各界的廣泛關注[22]。綜合這些調(diào)查報道可以發(fā)現(xiàn)，子女的姓氏至少在中國部分地區(qū)已不再遵循隨父姓的傳統(tǒng)，而是變成了一件男女雙方可以共同商議的事情。那么既然如此，導致這一結(jié)果的原因是什么？從已有研究出發(fā)，可以提出兩種不同的分析視角。

首先，導致隨母姓和新復姓隨時間增多的第一個可能原因是社會發(fā)展和觀念進步。如前所述，子隨父姓的傳統(tǒng)源于中國人對傳宗接代的迫切需求和父系父權(quán)的家庭制度。然而，這種傳統(tǒng)的家庭觀念和家庭制度在社會發(fā)展過程中有可能發(fā)生弱化。現(xiàn)代化理論認為，隨著社會現(xiàn)代化程度的提高，個體會逐漸從大家庭的束縛中解脫出來[23][24]。因此，傳宗接代等傳統(tǒng)觀念對人的影響會越來越弱。除此之外，家庭制度中的性別不平等現(xiàn)象也會隨現(xiàn)代化程度的提高而減少[4]。因此，女性希望子女隨母姓或采用新復姓的需求也會隨社會的發(fā)展和性別平等觀念的普及而得到越來越多的認可。總而言之，沿著現(xiàn)代化理論的解釋邏輯，可以將近年來隨母姓和新復姓的增多歸因于中國社會的快速發(fā)展，如經(jīng)濟的增長、城市化率的提高、高等教育的普及、文化觀念的開放等。這些因素共同導致人們對傳宗接代的重視程度降低，同時也越來越能夠接納隨母姓和新復姓等非傳統(tǒng)的命名方式。

其次，與現(xiàn)代化理論的解釋邏輯完全不同，近年來隨母姓和新復姓的增多也可能源于家庭依然迫切的傳宗接代需求。前文曾指出，家庭姓氏沿父系傳遞的一個必要前提是每個家庭都有兒子。然而，自計劃生育政策執(zhí)行以來，中國的生育水平迅速降低[25]。特別是1980年獨生子女政策推出以后，很多家庭開始只生育一個孩子。家庭生育數(shù)量的減少也意味著擁有兒子機會的減少，如果很多家庭沒有兒子，那么僅通過父系來傳遞家庭姓氏的制度安排就變得難以為繼。在這樣的背景下，將母系也賦予傳宗接代的功能就會成為生育率下降背景下保持家庭香火不斷的唯一選擇。在已有的研究中，一些學者已經(jīng)關注到計劃生育政策對中國傳統(tǒng)婚姻家庭制度的影響，如從妻居比例提高、出現(xiàn)“兩頭走”“兩頭婚”“兩家并一家”等新型婚居模式等[6][7][8][9][10]。不難看出，“雙系并重”是這些非傳統(tǒng)的婚姻家庭形態(tài)的一個共同特征。因此，沿著這一邏輯，近年來隨母姓和新復姓的增多可能只是家庭在沒有兒子的情況下為實現(xiàn)傳宗接代需求而采取的一種策略性選擇。

綜上所述，近年來的姓氏變革既可能源于社會的現(xiàn)代化發(fā)展，也可能源于依舊迫切的傳宗接代需求。但本文認為，這種現(xiàn)象更可能是二者相互影響、共同作用的結(jié)果。近年來，關于中國家庭變遷的很多研究發(fā)現(xiàn)，中國家庭在快速的社會轉(zhuǎn)型過程中表現(xiàn)出傳統(tǒng)與現(xiàn)代并存的特點[26][27][28]，且無論是國內(nèi)還是國外，都對那種簡單的、線性的、以西方為中心的家庭變遷理論(如現(xiàn)代化理論)提出了非常嚴厲的批判[24][29]。韓國學者張慶燮認為，與西方家庭曠日持久的現(xiàn)代化和性別平等的發(fā)展過程不同，包括中國在內(nèi)的很多東亞社會都在經(jīng)歷時間和空間兩個維度上高度壓縮的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型。這種“壓縮型”現(xiàn)代化的一個典型表現(xiàn)就是傳統(tǒng)的觀念和生活方式尚未消除，現(xiàn)代甚至后現(xiàn)代的觀念和生活方式就已經(jīng)生長出來，因而在整個社會層面，表現(xiàn)出一種傳統(tǒng)與現(xiàn)代相互交融的圖景，甚至在具體的個人身上也會呈現(xiàn)出既傳統(tǒng)又現(xiàn)代的多種特征和行為方式[30]。在“壓縮型現(xiàn)代化”的理論基礎上，計迎春進一步提出了婚姻家庭變遷的“馬賽克”理論，認為中國的婚姻家庭變遷不會簡單延續(xù)西方那種從傳統(tǒng)向現(xiàn)代的單線進化的發(fā)展路徑，而是會呈現(xiàn)出多元復雜的、傳統(tǒng)與現(xiàn)代相互交織的混合家庭模式[31]。我們認為，這兩個理論的一個共同啟示在于揭示了中國婚姻家庭變遷的復雜性和多元化。從這一觀點出發(fā)，本文認為，影響中國姓氏變革的因素是非常復雜的，就像計迎春提出的“馬賽克家庭主義”，傳統(tǒng)和現(xiàn)代的因素可能相互糾纏、相互影響[30]，并共同導致隨母姓和新復姓等命名方式的出現(xiàn)。本文接下來將首先基于傳統(tǒng)和現(xiàn)代這兩種既矛盾又共存的影響因素提出不同的研究假設，然后結(jié)合2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)對這些假設進行檢驗。

(三)研究假設

首先，如果社會的現(xiàn)代化發(fā)展是導致隨母姓和新復姓日益增多的主要原因，那么一個合理推論是，這兩種現(xiàn)象在現(xiàn)代化水平較高和觀念較為開放的城市將表現(xiàn)得更加普遍(1)通過城鄉(xiāng)對比來檢驗現(xiàn)代化理論有其缺陷，因為城鄉(xiāng)之間除了在現(xiàn)代化水平上的差異之外，還存在其他差異。但本文因數(shù)據(jù)限制采用這一方法，以往研究也普遍使用該方法。。除此之外，考慮到教育的普及是觀念變遷的重要推動力，因此我們預計，隨母姓和新復姓也會隨母親受教育程度的提高而增多。基于此，本文提出以下研究假設。

假設1.1：相比農(nóng)村，城市中隨母姓和新復姓的可能性較高。

假設1.2：母親的受教育程度越高，隨母姓和新復姓的可能性越高。

其次，如果近年來日益增多的隨母姓和新復姓是源于傳宗接代的傳統(tǒng)觀念，那么可以預計，在觀念較為傳統(tǒng)的農(nóng)村地區(qū)，這兩種現(xiàn)象出現(xiàn)的可能性更大，且受教育程度越低的家庭越可能采用這兩種命名方式?；诖耍疚奶岢雠c假設1.1和假設1.2完全相悖的一組研究假設。

假設2.1：相比農(nóng)村，城市中隨母姓和新復姓的可能性較低。

假設2.2：母親的受教育程度越高，隨母姓和新復姓的可能性越低。

再次，同樣基于傳宗接代的解釋邏輯，隨母姓和新復姓在近年來越來越普遍的主要原因在于計劃生育政策導致很多家庭沒有兒子，因而無法通過父系來傳遞家庭姓氏。如果真是如此，那么可以預計在母親沒有兄弟的情況下，隨母姓和新復姓更可能發(fā)生。此外，我們預計丈夫要能接受子女隨母姓或新復姓，需要以其自身還有其他兄弟為條件，否則自家的姓氏將無法得到傳遞?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僭O。

假設3.1：在母親沒有兄弟的情況下，隨母姓和新復姓更可能發(fā)生。

假設3.2：在父親有兄弟的情況下，隨母姓和新復姓更可能發(fā)生。

最后，同樣基于傳宗接代的解釋邏輯，在子隨父姓依舊占主流的情況下，一旦子女隨母姓或采用新復姓，丈夫勢必會承受巨大的社會壓力。因此，類似于費孝通所說的入贅婚，我們判斷這種情況更可能發(fā)生在丈夫地位不如妻子的家庭，如丈夫的受教育程度和收入低于妻子、丈夫來自外地而妻子來自本地、丈夫來自農(nóng)村而妻子來自城市等?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僭O。

假設4.1：妻子受教育程度高于丈夫時，隨母姓和新復姓的可能性較大。

假設4.2：妻子收入高于丈夫時，隨母姓和新復姓的可能性較大。

假設4.3：妻子來自城市而丈夫來自農(nóng)村時，隨母姓和新復姓的可能性較大。

假設4.4：妻子來自本地而丈夫來自外地時，隨母姓和新復姓的可能性較大。

需要說明的是，現(xiàn)代化與傳宗接代這兩種解釋邏輯可能同時存在，所以上述研究假設也會以某種非常復雜的方式在隨母姓和新復姓選擇中體現(xiàn)出來。具體情況如何，需要進行嚴謹?shù)臄?shù)據(jù)分析。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)

本文使用的是2005年全國1%人口抽樣調(diào)查(也稱人口小普查)數(shù)據(jù)，實際分析使用的是該數(shù)據(jù)的一個子樣本，樣本量超過258萬，約占2005年全國總?cè)丝诘?/500。與其他數(shù)據(jù)相比，該數(shù)據(jù)不僅提供了所有受訪者的姓氏和名字，而且樣本量極大，因此為分析隨母姓和新復姓這兩個稀有事件提供了便利。略有遺憾的是，該數(shù)據(jù)僅能研究2005年及以前出生人口的姓氏演變，因而在時效性上有所欠缺。但考慮到2005年以后的人口普查和1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)已不再公開受訪者姓名，且其他學術(shù)機構(gòu)采集的大型抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)也不包含受訪者姓名，所以2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)是當前最新、最廣泛、最權(quán)威的可以研究這一問題的數(shù)據(jù)。

在實際分析時我們對數(shù)據(jù)進行了五步預處理。第一，考慮到少數(shù)民族的命名方式與漢族不同，因此僅保留漢族樣本進行分析。第二，判斷隨父姓、隨母姓及新復姓需要同時擁有子女和父母的姓名，因此，我們基于家庭關系將同一戶中的子女與父母匹配，匹配成功的有404471人。第三，經(jīng)過初步分析，年齡在20歲及以上的樣本能成功匹配到父母的百分比不足40%，為防止匹配率過低造成的影響，我們僅保留20歲以下的樣本(1986-2005年出生的人)進行分析，符合這一條件的有301457人。第四，考慮到父母姓氏相同時無法判斷隨父姓還是隨母姓，因此刪除父母姓氏相同的樣本。第五，在進一步刪除少量既不隨父姓也不隨母姓的樣本和缺失值以后，最終進入分析的樣本量為276798。

(二)變量

本文分析的因變量是子女的姓氏選擇，它包含三個類別：如果子女姓氏與父親姓氏相同且名字中沒有包含母親姓氏，編碼為1(隨父姓)；如果子女姓氏與父親姓氏相同且名字中包含母親姓氏，編碼為2(新復姓)；如果子女姓氏與母親姓氏相同，編碼為3(隨母姓)。

在自變量方面，對應于上文提出的四組研究假設，研究考慮了多個父母層面的社會經(jīng)濟特征和人口學特征，包括：父母是否非農(nóng)戶口和本地戶口、母親的受教育年限和月收入、母親與父親受教育年限之差、母親與父親月收入之差以及父母雙方的兄弟姐妹狀況。此外，考慮到隨母姓和新復姓的百分比可能隨時間和空間兩個維度發(fā)生變化，分析時還納入了子女的出生年和居住地。最后，統(tǒng)計分析控制了子女的性別和兄弟姐妹狀況。

四、分析結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1對本文所使用因變量和自變量進行了統(tǒng)計描述。從表1可以看出，樣本中隨父姓的百分比很高，為97.8%，隨母姓和新復姓的情況很少，分別僅占總樣本的1.4%和0.8%。由此可見，在1986-2005年出生的人口中，隨母姓和新復姓的情況較為罕見。

表1 對因變量和所有自變量的描述性統(tǒng)計(N=276798)

注：1.2005年1%人口抽樣調(diào)查僅詢問了30歲以下人口的兄弟姐妹狀況。因此，對于父母年齡超過30歲的樣本，無法得知其是否有兄弟和姐妹，故父母兄弟姐妹狀況中包含“年齡30歲以上”這個類別。

在父母特征方面，樣本中大多數(shù)父母的戶口特征相同，跨城鄉(xiāng)和跨地域通婚的現(xiàn)象比較少見。母親的平均受教育年限為8.1年，平均月收入約為300元。與父親相比，母親的受教育年限和收入都較低，因此，在社會經(jīng)濟特征方面“男高女低”是較為主流的婚配模式。樣本中超過80%的父母年齡在30歲以上，但因為數(shù)據(jù)僅調(diào)查了30歲以下人口的兄弟姐妹狀況，所以無法得知他們是否有兄弟姐妹。不過，考慮到這些父母大多在計劃生育政策施行以前出生，因此可大致推斷他們中的大多數(shù)有兄弟姐妹。在母親年齡小于30歲的樣本中，獨生女占14.4%，且另有12.8%的母親只有姐妹沒有兄弟。按照子隨父姓的傳統(tǒng)習俗，這些母親所在家庭的姓氏都將面臨無法延續(xù)的情況。此外，在父親年齡小于30歲的樣本中，獨生子占12.9%，另有26.6%的父親只有姐妹沒有兄弟，如果按照子隨父姓的傳統(tǒng)習俗，這些父親所在家庭的姓氏也將面臨“一脈相傳”的局面。

在子女特征方面，樣本中男性占52.5%，高于女性的47.5%，這可能與中國持續(xù)多年的出生性別比失衡有關。調(diào)查樣本平均出生于1994年。有61.6%的樣本無兄弟，61.2%的樣本無姐妹。如果將子女的兄弟姐妹結(jié)構(gòu)與其父母相比，可以發(fā)現(xiàn)子女兄弟姐妹規(guī)模明顯減小，這也與中國生育率持續(xù)降低的趨勢相吻合。需要說明的是，分析使用的樣本來自中國大陸30個省份。將各省份樣本占總樣本的百分比與總體結(jié)果占比進行比較，可以發(fā)現(xiàn)二者非常接近，因此，數(shù)據(jù)對2005年全國人口的空間分布有比較好的代表性。

從表1可知，樣本中隨母姓和新復姓的百分比很低。不過從圖1可以發(fā)現(xiàn)，這兩種現(xiàn)象隨著時間的推移都呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢。隨母姓的百分比從1986年出生世代中的1.0%上升到2005年的2.2%，20年內(nèi)增加了一倍多。與之類似，新復姓的百分比從1986年出生世代中的0.5%上升到2005年的1.2%，20年內(nèi)也增加了一倍多。由此可見，盡管這兩種現(xiàn)象依然比較罕見，但其隨時間的增長趨勢卻不容忽視。

圖1 隨母姓與新復姓的百分比隨時間的變動趨勢(%)

除此之外，由表2可以發(fā)現(xiàn)，隨母姓和新復姓的百分比存在非常明顯的地區(qū)差異。首先，就隨母姓來說，上海、浙江和江蘇是排名前三的省份，其百分比在3.1%以上。云南、湖北、安徽、福建、湖南、陜西、甘肅和四川處于第二梯隊，其百分比在1.5%以上。在其他省份，隨母姓的百分比都不足1.5%。我們注意到，江浙一帶的“兩頭婚”恰好處于隨母姓的第一梯隊[22]，但很明顯，這種現(xiàn)象并不是全國的普遍趨勢，中國依然有很多省份隨母姓的百分比不足1%。所以，“兩頭婚”的興起僅是中國局部地區(qū)的特殊現(xiàn)象，需要結(jié)合當?shù)氐纳鐣?jīng)濟特征和文化風俗進行解釋。

其次，就新復姓來說，上海、重慶、浙江和北京是全國新復姓百分比最高的四個省份，其百分比都在1.8%以上。緊隨其后的是江蘇、四川、湖北、新疆、遼寧和吉林，其百分比都高于1%。在其他省份，新復姓的百分比都較低。對比隨母性和新復姓的空間分布可以發(fā)現(xiàn)，二者既有相關，也有不一致。如果計算30個省份人口在隨母姓和新復姓兩個方面的相關性，其相關系數(shù)為0.53，即存在中等程度的相關。由此可見，隨母姓和新復姓雖有共通之處，但并不相同，因此在統(tǒng)計分析時需要區(qū)別對待。

表2 隨母姓和新復姓的地區(qū)差異

續(xù)表省份隨母姓(%)省份新復姓(%)山東0.53寧夏0.46海南0.50貴州0.41黑龍江0.49云南0.36內(nèi)蒙古0.48海南0.31貴州0.46青海0.23吉林0.34廣東0.21遼寧0.20甘肅0.20

(二)模型分析結(jié)果

為了進一步分析隨母姓和新復姓的產(chǎn)生原因，本文使用多分類logit模型分析這兩種現(xiàn)象的影響因素，結(jié)果如表3所示。表3共包含兩個模型。模型1納入了除父母兄弟姐妹特征之外的所有自變量，考慮到隨母姓和新復姓存在明顯的地區(qū)差異，在模型分析時納入了各省份的虛擬變量(省級固定效應)，不過由于篇幅所限，表中沒有報告這些虛擬變量的回歸系數(shù)。此外，考慮到子女性別的影響可能隨兄弟姐妹狀況的變化而變化，在模型中還納入了子女性別與兄弟姐妹狀況的交互項。

表3 帶省級固定效應的多分類logit模型分析結(jié)果

從模型1可以發(fā)現(xiàn)，幾乎所有自變量都對隨母姓和新復姓具有顯著影響，但影響的方式明顯不同。首先，就子女特征的影響來看，在控制其他變量的情況下，子女出生年份越晚，隨母姓和新復姓的可能性越高，這與圖1對時間趨勢的描述結(jié)果相一致。

續(xù)表模型1模型2新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓 父親非農(nóng)母親農(nóng)業(yè)-0.060(0.118)0.174(0.104)-0.032(0.118)0.149(0.105) 父親農(nóng)業(yè)母親非農(nóng)0.012(0.152)0.382***(0.115)0.029(0.153)0.377**(0.118)父母是否本地戶口(都為本地戶口=0) 都為外地戶口0.215*(0.092)-0.533***(0.091)0.226*(0.092)-0.477***(0.091) 父親本地母親外地0.250(0.128)-1.134***(0.188)0.242(0.129)-1.111***(0.189) 父親外地母親本地0.357*(0.161)1.259***(0.096)0.328*(0.162)1.123***(0.099)母親受教育年限0.062***(0.011)-0.021*(0.008)0.061***(0.011)-0.024**(0.008)母親月收入0.012(0.035)-0.046(0.033)0.008(0.036)-0.049(0.034)母親與父親受教育年限之差-0.008(0.011)0.087***(0.008)-0.008(0.011)0.087***(0.008)母親與父親月收入之差-0.002(0.025)0.065**(0.025)0.001(0.025)0.071**(0.026)父親兄弟姐妹狀況(獨生子=0) 有姐妹但無兄弟-0.208(0.161)-0.709***(0.147) 有兄弟-0.057(0.141)0.360**(0.110) 年齡30歲以上0.109(0.133)0.306**(0.108)母親兄弟姐妹狀況(獨生女=0) 有姐妹但無兄弟0.052(0.128)0.885***(0.078) 有兄弟-0.607***(0.107)-1.559***(0.086) 年齡30歲以上-0.500***(0.107)-1.197***(0.079)

注：因篇幅限制，表中未報告省級固定效應的回歸系數(shù)，下同；*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。

子女性別和兄弟姐妹狀況對隨母姓和新復姓的影響比較復雜。對隨母姓來說，男孩的主效應為負且統(tǒng)計顯著，這說明相比獨生女，獨生子更不可能隨母姓(2)在納入子女性別與兄弟姐妹狀況的交互項后，男孩的主效應表示的是與之交互的變量為0(既無兄弟也無姐妹)時男孩與女孩的差異，也即獨生子與獨生女的比較。對新復姓的解釋與之類似。。不過，如果家中還有其他兄弟姐妹，情況就大不相同。模型分析結(jié)果顯示，男孩與有兄弟的交互項顯著為正，而男孩與有姐妹的交互項顯著為負。這說明，在有其他兄弟的情況下，男孩隨母姓的可能性會大大提高；而如果有姐妹，男孩隨母姓的可能性則會顯著降低。綜合這些結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，隨母姓更可能發(fā)生在女孩身上，只有家中有多個男孩時才會出現(xiàn)例外。不過，子女性別和兄弟姐妹狀況對新復姓的影響大不相同。分析結(jié)果顯示，獨生子相比獨生女更可能使用新復姓，且子女性別對使用新復姓的影響不隨兄弟姐妹狀況的變化而變化。由此可見，當代中國家庭依舊非?？粗啬泻⒃趥髯诮哟矫娴墓δ?，因此，男孩隨母姓的難度很大，只有當家中有多個男孩時，男孩隨母姓才變得可以接受。而新復姓更可能出現(xiàn)在男孩姓名中，這可能是讓男孩隨母姓不可得而妥協(xié)的結(jié)果。無論如何，子女性別對隨母姓和新復姓的影響是完全相反的，這也在一定程度上說明，需要將這兩種現(xiàn)象區(qū)別對待。

如果將研究目光轉(zhuǎn)向父母特征對隨母姓和新復姓的影響，那么二者的差異將表現(xiàn)得更加明顯。從模型1可以發(fā)現(xiàn)，隨母姓更可能出現(xiàn)在父母雙方都是農(nóng)業(yè)戶口的家庭，且隨母姓的發(fā)生比(odds)會隨母親受教育程度的提高而下降。這一結(jié)果與現(xiàn)代化理論的預期明顯不符。本文認為，隨母姓更可能出現(xiàn)在農(nóng)村或許與地域因素有關。如前所述，隨母姓在上海、江蘇和浙江三地較為普遍，而這三個省份的農(nóng)村經(jīng)濟較為發(fā)達，觀念也較為開放，因此可能在一定程度上減小了真正的城鄉(xiāng)差異。為了盡可能降低地域因素的影響，本研究將上海、江蘇和浙江三個省份的樣本排除在外重新做了分析(3)因篇幅所限，未報告該模型分析結(jié)果。，發(fā)現(xiàn)隨母姓在城鄉(xiāng)之間的差異消失了，這說明上海、江蘇、浙江地區(qū)的農(nóng)村確實存在一些特殊之處，需要在分析時與其他省份區(qū)分開來。不過，即便在排除上海、江蘇、浙江的模型中，隨母姓也并非像現(xiàn)代化理論所預計的那樣在城市中更加明顯，且受教育程度依然對隨母姓有顯著的負面影響。由此可見，基于現(xiàn)代化邏輯推演出的假設1.1和假設1.2在隨母姓情況下并未得到充分支持。

不過，在新復姓的情況下，假設1.1和假設1.2卻得到了較好的檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，新復姓更可能出現(xiàn)在雙方父母都是非農(nóng)戶口的家庭，且新復姓的發(fā)生比會隨母親受教育程度的提高而上升，這與現(xiàn)代化理論的預期相一致。

除此之外，模型分析結(jié)果還顯示，隨母姓更可能出現(xiàn)在父親是農(nóng)業(yè)戶口而母親是非農(nóng)戶口、父親來自外地而母親來自本地的家庭，且隨母姓的發(fā)生比會隨著母親相比父親在教育和收入兩個方面差異的擴大而上升。相比之下，這些因素對新復姓的影響幾乎都不顯著(僅在父親外地母親本地這一變量上有例外)。綜上所述，隨母姓在父親的社會經(jīng)濟地位低于母親的情況下更可能發(fā)生，而新復姓則不然。所以，基于傳宗接代邏輯推演出的假設4.1至假設4.4在隨母姓情況下得到了更好的檢驗。

模型2在模型1的基礎上進一步納入了父母的兄弟姐妹狀況。分析結(jié)果顯示，當母親是獨生女或僅有姐妹的情況下，隨母姓更可能發(fā)生；而一旦母親有兄弟，隨母姓發(fā)生的可能性就會大大降低。父親的兄弟姐妹狀況也對隨母姓有顯著影響，相比之下，隨母姓更可能發(fā)生在父親還有其他兄弟的家庭。此外，模型分析結(jié)果還顯示，妻子的年齡大于30歲會顯著降低隨母姓的可能性，而丈夫年齡大于30歲的影響則恰好相反?？紤]到2005年調(diào)查時年齡在30歲以上的父母大多在計劃生育政策施行以前出生，因此他們很可能還有其他兄弟，所以這兩個變量的影響也能從側(cè)面說明，母親有兄弟更不可能隨母姓，而父親有兄弟則更可能隨母姓。所以，綜合上述所有分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，基于傳宗接代邏輯推演出的假設3.1和假設3.2都在隨母姓情況下都得到了很好的檢驗。

對新復姓來說，父母兄弟姐妹狀況的影響則有明顯不同。首先，父親的兄弟姐妹狀況對新復姓沒有顯著影響。其次，就母親的兄弟姐妹狀況來說，雖然模型分析結(jié)果顯示，母親有兄弟或年齡大于30歲會顯著降低新復姓的可能性，但是與隨母姓中的模型系數(shù)相比，這兩個變量對新復姓的影響都明顯偏弱(4)進一步的統(tǒng)計檢驗結(jié)果顯示，這兩個變量對含母姓和隨母姓的影響存在顯著差異。。綜上所述，基于傳宗接代邏輯推演出的假設3.1和假設3.2在隨母姓情況下僅得到部分檢驗。

除此之外，當我們將父母兄弟姐妹狀況納入模型之后發(fā)現(xiàn)，出生年對隨母姓的影響出現(xiàn)了非常明顯的下降(從模型1中的0.034下降到模型2中的0.009)，而出生年對新復姓的影響則沒有發(fā)生明顯變化。由此可見，近年來隨母姓的百分比隨時間不斷上升的趨勢中有很大一部分可以歸因于計劃生育政策施行以來父母兄弟姐妹數(shù)量的減少，相比之下，兄弟姐妹數(shù)量的變化并不是導致新復姓的百分比隨時間上升的主要因素。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性，我們做了三種穩(wěn)健性檢驗。

首先，考慮到固定效應模型需要為每個省份估計一個單獨的固定系數(shù)，這樣雖然可以控制所有地區(qū)層面的差異，但模型不夠簡約。相比之下，隨機效應模型在模型簡約性和估計效率方面更有優(yōu)勢[32]，因此，采用帶省級隨機效應的多分類logit模型重復表3的分析，結(jié)果如表4所示。對比表3和表4可以發(fā)現(xiàn)，固定效應模型和隨機效應模型的估計結(jié)果非常接近，因此，上文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 帶省級隨機效應的多分類logit模型分析結(jié)果

續(xù)表模型3模型4新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓有兄弟-0.516***(0.084)-0.304***(0.053)-0.531***(0.084)-0.255***(0.054)有姐妹-0.528***(0.091)-0.073(0.053)-0.544***(0.091)-0.017(0.054)男孩×有兄弟-0.093(0.115)0.219**(0.072)-0.093(0.115)0.213**(0.073)男孩×有姐妹0.041(0.111)-0.244***(0.071)0.042(0.111)-0.223**(0.072)父母是否非農(nóng)戶口(都為非農(nóng)戶口=0) 都為農(nóng)業(yè)戶口-0.341***(0.065)0.146**(0.054)-0.307***(0.065)0.162**(0.055) 父親非農(nóng)母親農(nóng)業(yè)-0.059(0.118)0.175(0.104)-0.031(0.118)0.150(0.105) 父親農(nóng)業(yè)母親非農(nóng)0.014(0.152)0.382***(0.115)0.031(0.153)0.377**(0.118)父母是否本地戶口(都為本地戶口=0) 都為外地戶口0.218*(0.092)-0.529***(0.090)0.230*(0.092)-0.475***(0.091) 父親本地母親外地0.252*(0.128)-1.131***(0.188)0.245(0.129)-1.109***(0.189) 父親外地母親本地0.357*(0.161)1.259***(0.096)0.327*(0.162)1.123***(0.099)母親受教育年限0.062***(0.011)-0.022*(0.008)0.061***(0.011)-0.024**(0.008)母親月收入0.013(0.035)-0.043(0.032)0.009(0.035)-0.047(0.033)母親與父親受教育年限之差-0.008(0.011)0.087***(0.008)-0.007(0.011)0.087***(0.008)

其次，隨母姓和新復姓在樣本中所占的比例很小，因此屬于稀有事件(rare event)。有研究認為，對于稀有事件，采用常規(guī)的logit模型進行分析有可能會產(chǎn)生偏差[33]。一種替代方法是使用互補雙對數(shù)模型(complementary log-log model)。該模型假定因變量服從非對稱的極值分布(extreme value distribution)，這種分布形態(tài)對p趨近于1時(即稀有事件發(fā)生的那一端)的概率密度的估計更加精準，因此可以很好地彌補logit模型在分析稀有事件時的不足[33]。為了使用互補雙對數(shù)模型分析隨母姓和新復姓的影響因素，我們首先將因變量轉(zhuǎn)換為兩個二分變量(分別對應隨父姓和隨母姓、隨父姓和新復姓)，然后使用Stata自帶的cloglog命令分析二者的影響因素，結(jié)果如表5所示。對比表5和表3可以發(fā)現(xiàn)，無論是采用常規(guī)的logit模型還是更加穩(wěn)健的互補雙對數(shù)模型，研究結(jié)論具有一致性。

表5 帶省級固定效應的互補雙對數(shù)模型分析結(jié)果

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。

最后，除了使用互補雙對數(shù)模型分析稀有事件之外，另一種常見的處理稀有事件的方法依然使用logit模型，但是在估計時對可能產(chǎn)生的偏差進行校正。這種方法由King和Zeng在2001年率先提出，并在之后得到了非常廣泛的應用[34]。我們采用這種方法對稀有事件偏差進行校正以后得到的模型分析結(jié)果見表6。對比表6和表3可以發(fā)現(xiàn)，無論是否進行偏差校正，分析結(jié)論保持不變。

表6 帶省級固定效應的稀有事件偏差校正logit模型分析結(jié)果

續(xù)表模型7模型8新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓新復姓/隨父姓隨母姓/隨父姓有姐妹-0.515***(0.091)-0.070(0.053)-0.530***(0.091)-0.014(0.054)男孩×有兄弟-0.090(0.115)0.218**(0.072)-0.091(0.115)0.212**(0.072)男孩×有姐妹0.038(0.111)-0.247***(0.071)0.039(0.111)-0.227**(0.071)父母是否非農(nóng)戶口(都為非農(nóng)戶口=0) 都為農(nóng)業(yè)戶口-0.342***(0.066)0.146**(0.056)-0.308***(0.066)0.163**(0.057) 父親非農(nóng)母親農(nóng)業(yè)-0.054(0.119)0.183(0.105)-0.025(0.119)0.162(0.108) 父親農(nóng)業(yè)母親非農(nóng)0.026(0.154)0.387***(0.117)0.044(0.154)0.381**(0.121)父母是否本地戶口(都為本地戶口=0) 都為外地戶口0.217*(0.094)-0.532***(0.095)0.228*(0.093)-0.477***(0.095) 父親本地母親外地0.255(0.130)-1.118***(0.193)0.248(0.131)-1.103***(0.196) 父親外地母親本地0.360*(0.163)1.258***(0.099)0.324*(0.164)1.116***(0.105)母親受教育年限0.061***(0.012)-0.022**(0.008)0.060***(0.012)-0.025**(0.008)母親月收入0.020(0.033)-0.036(0.027)0.017(0.033)-0.037(0.028)母親與父親受教育年限之差-0.008(0.012)0.087***(0.009)-0.008(0.012)0.087***(0.009)母親與父親月收入之差-0.002(0.024)0.065**(0.024)-0.000(0.025)0.069**(0.025)父親兄弟姐妹狀況(獨生子=0) 有姐妹但無兄弟-0.199(0.161)-0.716***(0.149)

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。

五、結(jié)論與討論

本文使用2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)分析了隨母姓和新復姓的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，在1986-2005年出生的人口中，隨母姓和新復姓這兩種非傳統(tǒng)的命名方式依然十分罕見，但隨著時間的推移，二者都呈明顯的上升趨勢。分地區(qū)來看，隨母姓和新復姓的空間差異很大，雖然在局部地區(qū)，隨母姓和新復姓的百分比達到了一個相對較高的水平，但與隨父姓相比依然很低，且就全國大部分地區(qū)來說，這兩種現(xiàn)象依然非常罕見。

模型分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨母姓和新復姓受到多個子女特征和父母特征的影響，但影響的方式有很大不同。首先，就隨母姓來說，基于現(xiàn)代化邏輯推演出來的多個研究假設都未得到數(shù)據(jù)的支持。研究發(fā)現(xiàn)，隨母姓更可能發(fā)生在上海、浙江、江蘇的農(nóng)村和母親受教育程度較低的家庭，因此，僅從城鄉(xiāng)和教育這兩個角度來說，社會的現(xiàn)代化發(fā)展和觀念的進步可能并非導致這一現(xiàn)象日益普遍的主要因素。與之相對，本文發(fā)現(xiàn)隨母姓更可能發(fā)生在丈夫的社會經(jīng)濟地位低于妻子的家庭，而且，當妻子沒有兄弟而丈夫還有其他兄弟時，隨母姓也更可能發(fā)生。由此可見，隨母姓更像是家庭在沒有兒子情況下為實現(xiàn)傳宗接代需求而采取的一種家庭策略，而且與傳統(tǒng)社會中的入贅婚類似，它通常需要以丈夫的社會經(jīng)濟地位低于妻子為條件。更重要的是，一旦在模型中控制了夫妻雙方的兄弟姐妹狀況，隨母姓隨時間不斷增多的趨勢就幾乎消失了。

然而，本文對新復姓的分析結(jié)果卻大不相同。研究發(fā)現(xiàn)，新復姓更可能發(fā)生于現(xiàn)代化水平較高的城市和母親受教育程度較高的家庭，這與現(xiàn)代化理論的預期相符。與之相對，傳宗接代的邏輯對新復姓的解釋力卻比較有限。研究發(fā)現(xiàn)，夫妻之間的相對地位幾乎對新復姓沒有任何影響。父親的兄弟姐妹狀況也對此沒有影響。雖然研究發(fā)現(xiàn)，當母親沒有兄弟時，家庭更可能選擇新復姓，但是與隨母姓相比，這種影響要弱得多。而且，當將父母雙方的兄弟姐妹狀況納入模型后，新復姓隨時間的上升趨勢幾乎沒有發(fā)生任何變化。這些結(jié)果充分說明，生育率的快速下降和依舊強烈的傳宗接代需求并不是導致越來越多的家庭選擇新復姓的主要原因。結(jié)合新復姓在城市更加普遍以及新復姓的發(fā)生比隨母親受教育程度的提高而上升的研究發(fā)現(xiàn)，本文認為，這種現(xiàn)象更可能源于社會的現(xiàn)代化發(fā)展所帶來的觀念變遷。當然，這一結(jié)論是否成立還需接受更多研究的檢驗。

綜上所述，中國近年來的姓氏變革在變動軌跡、地區(qū)差異和影響因素三個方面都是非常復雜的。首先，就變動軌跡來說，雖然隨母姓和新復姓都隨時間推移呈明顯的上升趨勢，但二者的驅(qū)動力不同，隨母姓的上升與生育率的下降有密切關聯(lián)，而新復姓的上升則與生育率下降沒有太大關系。其次，就地區(qū)差異來說，無論是隨母姓還是新復姓都在空間上表現(xiàn)出極為明顯的差異，特別是江浙滬地區(qū)在隨母姓和新復姓兩個方面都位于全國前列，這與該地區(qū)相對較高的現(xiàn)代化水平、生育率轉(zhuǎn)變較為迅速以及依舊強烈的傳宗接代觀念都有關系。最后，就影響因素而言，傳統(tǒng)因素和現(xiàn)代觀念都對隨母姓和新復姓具有重要影響，雖然二者在隨母姓和新復姓上的影響方式有所不同。

本文認為，中國姓氏變革的多元化和復雜性很好地驗證了張慶燮提出的“壓縮型”現(xiàn)代化理論和計迎春提出的婚姻家庭變遷的“馬賽克理論”。一方面，中國的現(xiàn)代化發(fā)展在時空維度上高度壓縮，這導致傳統(tǒng)、現(xiàn)代乃至后現(xiàn)代的因素在同一個時間、不同的空間內(nèi)產(chǎn)生高度復合的復雜影響；另一方面，計劃生育政策施行以來人口轉(zhuǎn)變過程的加速以及在空間上的差異性進一步增加了家庭變遷和性別關系發(fā)展路徑的復雜性。因此，通過姓氏變革，我們既能看到伴隨著社會發(fā)展女性社會地位的提高和觀念的進步，也能看到傳宗接代等傳統(tǒng)觀念依舊對中國人的觀念和行為具有持續(xù)的影響；我們既能看到母系地位上升、父系地位下降的總體趨勢，也能看到這種趨勢在不同地區(qū)以及在隨母姓和新復姓這兩種具體表現(xiàn)形式上的差異性。總而言之，當下中國人的姓氏選擇是傳統(tǒng)觀念與現(xiàn)代訴求相互碰撞與交鋒的結(jié)果，中國快速的社會變遷和人口轉(zhuǎn)變既加劇了家庭沿父系傳遞家庭姓氏的“危機”，也為母系地位的提升和姓氏的變革提供了契機。

通過以上分析可見，中國的姓氏變革是多方因素共同驅(qū)動的結(jié)果，中國的父系父權(quán)制家庭在其他方面的演變也會呈現(xiàn)出類似的復雜性。本文認為，姓氏變革是社會變遷與人口轉(zhuǎn)變背景下中國家庭變遷的一個縮影，因而，從影響姓氏變革的眾多因素中可以窺見中國家庭變遷軌跡及其影響因素的復雜性。以往關于中國家庭變遷的很多研究圍繞這一問題產(chǎn)生了很多成果，例如，發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)或居住方式日趨多元化，代際交往呈現(xiàn)出雙向并行和雙系并重的特征，性別角色觀念和性別分工的發(fā)展緩慢而曲折，等等。本文認為，這種復雜性是傳統(tǒng)與現(xiàn)代觀念相互交織、人口與社會因素交互作用的結(jié)果。本文對姓氏變革的研究再次印證了這一點。

最后，囿于數(shù)據(jù)和研究能力的限制，本文不可避免地存在一些缺陷。首先，受數(shù)據(jù)限制，本文僅分析了1986-2005年出生的中國人的命名方式，對于更長時段內(nèi)的變動則涵蓋不足，特別是2005年以來隨母姓和新復姓的最新變動需要結(jié)合更新的數(shù)據(jù)才能加以研究。其次，本文認為，新復姓隨時間不斷上升的趨勢在一定程度上可以由社會的發(fā)展和性別平等觀念的普及來解釋，但是受數(shù)據(jù)所限，無法對這一觀點做出正式檢驗，這也有待后續(xù)的研究來完成。再次，本文受數(shù)據(jù)限制無法考慮所有影響家庭姓氏選擇的重要因素，如財產(chǎn)繼承、性別觀念等因為數(shù)據(jù)測量中沒有涉及而無法加以深入研究，這也有待后續(xù)研究進行補充完善。最后，本文作為一項定量研究，在描述宏觀趨勢和數(shù)量分析方面有其獨特優(yōu)勢，但是在解釋微觀機制和過程方面卻有不足。在未來需要結(jié)合定量和定性兩種方法，在描述與解釋隨母姓和新復姓隨時間變動趨勢的同時，更加深入地挖掘家庭做出具體決策的微觀過程，從而使研究結(jié)論更有解釋力和說服力。