程時(shí)雄，韓 帥

（湖北大學(xué)商學(xué)院，武漢 430062）

引 言

在中國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)中，個(gè)人在選擇配偶時(shí)，絕大多數(shù)會(huì)將家庭背景作為選擇依據(jù)步入婚姻，看重的是對(duì)方的家庭背景和階級(jí)成分，這種選擇婚姻模式的“先賦性”特征特別突出，主要表現(xiàn)為夫妻雙方在家庭中社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位逐漸平等化。但是自改革開(kāi)放以來(lái)，得益于基礎(chǔ)教育的完善以及高等教育的普及，男性和女性的受教育機(jī)會(huì)差異縮小。在1980年，普通本?？圃谛Ｅ员壤齼H為23.4%，到了2009年這一比例增加到50.5%，甚至超過(guò)了男性的比例。這一現(xiàn)象一方面表明了21 世紀(jì)以來(lái)個(gè)體在獲得教育方面的性別差異逐漸縮小，男女的受教育水平出現(xiàn)趨同，婚姻的教育匹配模式也在持續(xù)發(fā)生改變[1]。另一方面，新時(shí)代人們的思想觀念發(fā)生變化，擇偶標(biāo)準(zhǔn)突破了傳統(tǒng)壁壘，對(duì)教育、薪酬、房產(chǎn)、外貌等個(gè)人特征更加重視[2]，夫妻雙方在進(jìn)行婚姻選擇時(shí)，逐漸更傾向于考慮學(xué)歷和職業(yè)等“自致性”特征為主的婚姻匹配模式[3]。

由于教育水平在婚姻匹配中發(fā)揮出越來(lái)越大的作用，當(dāng)前中國(guó)人口在擇偶時(shí)存在明顯的正向教育匹配傾向，超過(guò)75%的夫妻是由教育同質(zhì)化匹配形成婚姻。根據(jù)婚姻的“理性選擇”理論[4]，處于婚姻市場(chǎng)中的個(gè)體為了實(shí)現(xiàn)婚姻收益的最大化，傾向于選擇受教育水平較高的人作為婚配對(duì)象，而在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的人力資本理論中，教育經(jīng)歷被視為收入增長(zhǎng)的主要途徑，最終促成了婚姻市場(chǎng)的教育正向匹配。這種正向匹配的結(jié)果就是教育同質(zhì)化婚姻的不斷增多，但是這并不代表著現(xiàn)代社會(huì)夫妻關(guān)系更加和睦、婚姻幸福感與穩(wěn)定性得到提升。據(jù)統(tǒng)計(jì)，從2012年到2020年，我國(guó)結(jié)婚登記數(shù)量不斷減少，同時(shí)離婚數(shù)量不斷增多。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，1985年離婚登記人數(shù)為45.79 萬(wàn)人，至2019年離婚登記人數(shù)上升到470.06 萬(wàn)人。由此可見(jiàn)，婚姻關(guān)系難以維系的狀況在我國(guó)普遍存在，現(xiàn)代婚姻的維系與穩(wěn)定已成為家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中亟待解決的問(wèn)題。

鑒于此，本文從婚姻教育匹配的視角出發(fā)，研究夫妻教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響。通過(guò)建立多個(gè)時(shí)間維度的混合截面模型研究2012年以來(lái)我國(guó)婚姻教育匹配模式的動(dòng)態(tài)變化，從理論意義上提供家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于婚姻教育匹配研究的中國(guó)樣本；從實(shí)踐意義上為降低我國(guó)離婚率、提高居民婚姻滿意度提出針對(duì)性的政策建議。

1 文獻(xiàn)綜述

家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)中對(duì)婚姻匹配機(jī)制的研究認(rèn)為，婚姻關(guān)系并不是在婚姻市場(chǎng)中隨機(jī)形成的，而是由于夫妻雙方的個(gè)人特征或者家庭屬性之間存在替代或互補(bǔ)的作用，能夠產(chǎn)生婚姻的共同收益，因此個(gè)人會(huì)根據(jù)伴侶的屬性來(lái)選擇是否結(jié)婚。Becker于1973年[4]和1974年[5]發(fā)表的兩篇論文就為此提供了微觀經(jīng)濟(jì)理論的研究框架，他在研究中先假定婚姻市場(chǎng)中的個(gè)人是充分理性的，并結(jié)合效用偏好理論來(lái)分析婚姻的決策，不同個(gè)體組成婚姻的最終目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)婚姻收益的最大化，這種基于完全理性的婚姻決策是研究婚姻匹配的基礎(chǔ)。在對(duì)婚姻匹配模式的研究中，學(xué)者們普遍認(rèn)為個(gè)體的受教育水平是一組替代性特征，即夫妻中受教育程度高的個(gè)體將成為家庭的主要收入來(lái)源，而受教育水平較低的個(gè)體將更多承擔(dān)家庭內(nèi)部勞動(dòng)，從而達(dá)到夫妻之間的完全分工，以實(shí)現(xiàn)婚后家庭收入的最大化[5]。這是由于受教育水平與就業(yè)和工資密切相關(guān)，是影響人力資本積累水平的重要指標(biāo)。基于這種理論，婚姻匹配模式更偏向于教育與收入不對(duì)等的異質(zhì)婚。而在Becker 看來(lái)，夫妻婚姻模式最終是同質(zhì)婚還是非同質(zhì)婚，其決定性因素在于夫妻雙方的個(gè)人特征是互補(bǔ)還是競(jìng)爭(zhēng)的。

在對(duì)婚姻匹配的研究中，齊亞強(qiáng)等[1]認(rèn)為，“婚姻匹配”是指夫妻雙方在個(gè)體、家庭、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征等方面的對(duì)應(yīng)關(guān)系。徐鵬等[6]也認(rèn)為婚姻匹配是個(gè)體受到內(nèi)在擇偶偏好與外在社會(huì)結(jié)構(gòu)等多重因素制約而做出的一種社會(huì)選擇行為，包括自致性特征（如政治面貌、受教育水平、宗教信仰等）與先賦性特征（如家庭背景、經(jīng)濟(jì)條件等）。在我國(guó)社會(huì)發(fā)展的不同時(shí)期，社會(huì)中主流的婚姻匹配模式也不盡相同。在改革開(kāi)放以前，在我國(guó)夫妻雙方的婚姻匹配模式中，家庭背景一直占據(jù)著重要地位，重視家庭社會(huì)地位的“門當(dāng)戶對(duì)”[7]。但自20 世紀(jì)90年代以來(lái)，這種現(xiàn)象發(fā)生了顯著的轉(zhuǎn)變。李煜[8]基于CGSS2006年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放以來(lái)以夫妻雙方受教育水平為匹配標(biāo)準(zhǔn)的自致性特征匹配婚姻呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)，而傳統(tǒng)的以夫妻雙方家庭背景衡量的先賦性特征匹配婚姻呈現(xiàn)倒U 型的小幅波動(dòng)。而在教育匹配研究中，王立軍等[9]基于第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建教育年齡婚姻供給匹配模型，發(fā)現(xiàn)中國(guó)傳統(tǒng)“男高女低”的教育模式逐漸發(fā)生逆轉(zhuǎn)，形成了“女高男低”的性別受教育差異新格局，并呈現(xiàn)不斷強(qiáng)化趨勢(shì)。王杰等[10]基于全國(guó)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)利用對(duì)數(shù)線性模型發(fā)現(xiàn)1978 至2018年間中國(guó)相對(duì)學(xué)歷同質(zhì)婚率呈現(xiàn)倒U 型變化，且近年來(lái)“女高男低”的婚配比顯著上升。

教育匹配模式對(duì)婚姻質(zhì)量、婚姻滿意度具有極其重要的作用。一方面，婚配雙方受教育水平差距對(duì)婚姻穩(wěn)定性、幸福感均具有顯著影響[11]，另一方面，隨著受教育程度更高的人進(jìn)入婚姻市場(chǎng)，預(yù)期的婚姻滿意度也會(huì)提高[12]，并且無(wú)論是男性還是女性，在擁有一個(gè)受過(guò)高等教育的伴侶的情況下更不容易離婚[13]。王杰等[10]使用CFPS2018年全國(guó)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，利用對(duì)角參照模型研究教育婚姻匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，發(fā)現(xiàn)受教育水平越高的同質(zhì)婚夫妻的婚姻滿意度也越高，并且妻子的學(xué)歷越高，婚姻滿意度越低。Kalmijn[14]認(rèn)為，對(duì)于已婚女性來(lái)說(shuō)，如果她們的受教育水平更高，將導(dǎo)致她們對(duì)家庭、丈夫的依賴性更小，從而降低婚姻質(zhì)量，這是由于高學(xué)歷女性在社會(huì)上的經(jīng)濟(jì)地位普遍較高，而較高的收入水平能夠支持她們更加獨(dú)立。王善高等[15]研究發(fā)現(xiàn)，男高女低的“教育非同質(zhì)婚”會(huì)顯著提高妻子的婚姻滿意度。牛建林[16]也通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，男高女低型的婚配模式雖然提高了妻子的婚姻幸福感，但同時(shí)也會(huì)降低丈夫的婚姻幸福感。但是隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的變化，現(xiàn)代女性受教育水平的普遍提高和獨(dú)立意識(shí)的覺(jué)醒，這種情況發(fā)生了改變。Chen[17]研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于城市女性來(lái)說(shuō)，選擇傳統(tǒng)意義上的“男高女低”的婚姻匹配模式，并不會(huì)顯著提高她們?cè)诨橐鲋械男腋８?。畢文芬等[18]也發(fā)現(xiàn)，女高男低型的教育匹配婚姻模式對(duì)于20 世紀(jì)40年代以后出生的女性在婚姻中的滿意度并沒(méi)有顯著的影響。在現(xiàn)有的研究中，教育婚姻匹配對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響可分為兩種，一種是對(duì)夫妻雙方離異傾向的影響[19-20]，較多人關(guān)注；而另一種是較少受到關(guān)注的對(duì)婚姻滿意度的影響，本文研究的就是后者。

綜上所述，上述研究雖然對(duì)婚姻的教育匹配模式對(duì)婚姻質(zhì)量的影響提出了諸多洞見(jiàn)，但也存在一些不足：（1）大部分研究?jī)H關(guān)注教育匹配對(duì)離婚、婚內(nèi)暴力、家庭間收入差距等的影響，較少有研究關(guān)注教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響。（2）少數(shù)研究雖然關(guān)注了教育水平對(duì)婚姻滿意度的影響，但也存在一些不足。首先并未基于夫妻雙方教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，其次，僅基于某一年或某個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)，未利用長(zhǎng)期數(shù)據(jù)考察社會(huì)發(fā)展過(guò)程中婚姻教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。（3）大部分研究?jī)H對(duì)同質(zhì)化匹配以及“男高女低”和“女高男低”這三種教育匹配模式的組間差異進(jìn)行比較，少有關(guān)注每種教育匹配模式的組內(nèi)差異。鑒于此，本文利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2012、2015、2017年的全國(guó)抽樣數(shù)據(jù)，利用有序Probit 回歸模型，通過(guò)分組回歸方法研究婚姻的教育匹配模式對(duì)夫妻婚姻滿意度的影響。

2 模型、變量及數(shù)據(jù)

2.1 實(shí)證模型

為了考察婚姻的教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，本文使用如下實(shí)證模型：

模型（1）中：Satisfactionij表示j年第i 個(gè)受訪者的婚姻滿意度，賦值為1～5 的整數(shù)，取值越大表示受訪者對(duì)自己的婚姻生活越滿意。本模型的解釋變量為受教育水平差距Edugapij，表示j年第i 個(gè)家庭中夫妻二人的受教育水平差距。本文主要考察三種婚姻匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，即教育同質(zhì)化匹配（即“門當(dāng)戶對(duì)”）、丈夫教育水平高于妻子（即“男高女低”），以及妻子教育水平高于丈夫（即“女高男低”）。Xij為j年第i 個(gè)受訪者其他可能影響婚姻滿意度的個(gè)體或家庭特征變量，包括受訪者的年齡、未成年子女的數(shù)量、受訪者的城鄉(xiāng)戶籍，以及受訪者本人的身體健康狀況和家庭經(jīng)濟(jì)狀況等。δi為省份固定效應(yīng)，τj為時(shí)間固定效應(yīng)，ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 變量定義

2.2.1 婚姻滿意度

本文選擇婚姻滿意度（Sat）作為被解釋變量。在CGSS 的問(wèn)卷調(diào)查之中，對(duì)處于婚姻狀態(tài)的受訪者詢問(wèn)了“總的來(lái)說(shuō)，您對(duì)您的婚姻或生活感到滿意嗎？”。對(duì)于問(wèn)題的回答，用李克特5 分量表進(jìn)行設(shè)置，五個(gè)可選擇回答分別為“非常不滿意”“不滿意”“無(wú)所謂滿不滿意”“滿意”以及“非常滿意”，依次賦值為1～5，數(shù)值越大表明受訪者對(duì)其婚姻的滿意度越高。受訪者對(duì)這個(gè)問(wèn)題的回答分別占1.26%、6.23%、13.88%、61.12%、17.51%。因此本文將主要被解釋變量婚姻滿意度定義為一個(gè)賦值為1～5 的有序離散變量。

2.2.2 婚姻雙方教育水平差距

CGSS 在問(wèn)卷中的家庭卷部分統(tǒng)計(jì)調(diào)查了受訪者本人以及配偶的教育水平程度，本文將CGSS中細(xì)分的十四個(gè)受教育水平分為低、中、高三個(gè)層級(jí)，根據(jù)中國(guó)近年來(lái)的平均受教育程度的分布狀況，將初中及以下水平設(shè)定為低學(xué)歷水平，高中設(shè)定為中學(xué)歷水平，大學(xué)及以上設(shè)定為高學(xué)歷水平，并分別賦值為1、2、3。從跨時(shí)期視角來(lái)看，學(xué)歷水平并不是固定不變的，如初中學(xué)歷在20 世紀(jì)末屬于中學(xué)歷水平，但是隨著義務(wù)教育的普及，到了2010年初中學(xué)歷只能屬于低學(xué)歷水平。鑒于本文所考察數(shù)據(jù)為2012年到2017年，時(shí)間跨度較小，因此不考慮不同學(xué)歷水平的跨時(shí)期動(dòng)態(tài)變化。此時(shí)，將夫妻雙方的婚姻匹配模式分為三種，若夫妻雙方的受教育水平層級(jí)相同，則稱為教育同質(zhì)化匹配，即“門當(dāng)戶對(duì)”；若是夫妻雙方的受教育水平層級(jí)存在差異，丈夫受教育水平高于妻子，則為“男高女低”；妻子受教育水平高于丈夫，則為“女高男低”。本文解釋變量選取婚姻雙方教育水平的非同質(zhì)化程度（Edugap），即受訪者及其配偶的受教育水平差距的絕對(duì)值，考察其對(duì)婚姻滿意度的影響?？紤]到對(duì)于教育水平三層次的設(shè)定，該解釋變量取值分別為0、1、2。本文將該解釋變量與控制變量中表示性別的虛擬變量聯(lián)合考慮，通過(guò)分組回歸的方法來(lái)表示三種不同的婚姻匹配模式的影響。

圖1 描述了受訪者學(xué)歷的分布情況，從中可以直觀看出，樣本中低學(xué)歷人群占比最大，而高學(xué)歷人群占比較少。

圖1 受訪者受教育水平

2.2.3 控制變量

除了以上的關(guān)鍵變量之外，調(diào)查數(shù)據(jù)還包括受訪者的年齡、性別、受教育年限、民族、政治身份、宗教信仰等個(gè)體特征變量，以及未滿18 周歲子女?dāng)?shù)量、家庭收入狀況等家庭特征變量。同時(shí)，在個(gè)體和家庭層面，考慮婚姻匹配在其他因素方面是否“門當(dāng)戶對(duì)”。從問(wèn)卷中，我們挑選了幾個(gè)較為重要的影響婚姻滿意度的社會(huì)學(xué)統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量：第一，受訪者的年齡（Age），平均值為50.27，標(biāo)準(zhǔn)差為14.22。第二，是否為農(nóng)村人口（Isargi），“是”賦值為1，“不是”賦值為0。第三，未成年子女個(gè)數(shù)（Child），平均值為0.51，標(biāo)準(zhǔn)差為0.77。第四，健康狀況（Health），受訪者對(duì)自我的身體健康程度進(jìn)行評(píng)價(jià)，有五個(gè)等級(jí)分別為“非常不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“非常健康”，依次賦值為1～5，平均值為3.52，標(biāo)準(zhǔn)差為1.07。第五，受訪者在當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)地位（Soci），取自受訪者對(duì)自身家庭社會(huì)地位的評(píng)價(jià)，共十個(gè)等級(jí)，由低到高賦值為1～10。第六，受訪者家庭經(jīng)濟(jì)狀況（Econ），取自受訪者對(duì)自身家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評(píng)價(jià)，共五個(gè)等級(jí)，由低到高賦值為1～5。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）2012、2015、2017年的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。CGSS 通過(guò)采用多階分層PPS 隨機(jī)抽樣的方法，在全國(guó)范圍內(nèi)進(jìn)行抽樣調(diào)查，刪去含有缺失值和無(wú)效的問(wèn)卷后，最終得到有效問(wèn)卷26 522 份，其中初婚樣本25 421 份。問(wèn)卷中包含了受訪者的個(gè)人基本信息、擇偶史、夫妻關(guān)系、家庭狀況等信息。因此，CGSS 無(wú)論是從抽樣方法和樣本容量，還是從問(wèn)卷內(nèi)容的涵蓋層面來(lái)看，都是分析教育匹配與婚姻滿意度的較為理想的數(shù)據(jù)。

由于本文主要關(guān)注教育匹配模式對(duì)夫妻雙方婚姻滿意度的影響，因此對(duì)原始數(shù)據(jù)做出以下處理：篩選出處于婚姻狀態(tài)的受訪者，剔除已經(jīng)離婚的樣本；由于離婚經(jīng)歷可能對(duì)再婚個(gè)體的婚姻滿意度造成影響，因此剔除夫妻中存在再婚者的樣本，只保留初婚樣本進(jìn)行研究。

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 描述了樣本中夫妻雙方不同的受教育水平的占比情況。主對(duì)角線上表示為同質(zhì)化教育匹配模式，三種教育同質(zhì)化匹配模式中“低-低”的教育匹配模式占比59.45%，“中-中”的教育匹配模式占比9.92%，“高-高”的教育匹配模式占比7.35%，在其所在列（行）中都要高于其他教育非同質(zhì)匹配模式。其中，“低-低”的教育匹配模式占比遠(yuǎn)高于“低-中”和“低-高”的匹配模式。這說(shuō)明，在中國(guó)的婚姻匹配中教育同質(zhì)化匹配模式占據(jù)著重要地位，并且更多的家庭處于最低水平的教育水平“門當(dāng)戶對(duì)”。

表1 夫妻雙方受教育水平占比%

表2 呈現(xiàn)了本文所使用的主要控制變量在夫妻雙方中的分布情況。（1）戶籍類型，分為農(nóng)業(yè)戶籍和非農(nóng)戶籍。（2）個(gè)人健康狀況，按照CGSS 的問(wèn)卷將健康狀況分為五等，平均而言，夫妻雙方都處于“一般”或“比較健康”的狀態(tài)。（3）年齡差，本文將夫妻間的年齡差分為兩類進(jìn)行描述，分別是“0～4歲”（丈夫和妻子分別占比37.67%、45.13%）和“5 歲及以上”（丈夫和妻子分別占比8.8%、8.4%）。（4）個(gè)人經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位，按照CGSS 的問(wèn)卷將個(gè)人經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位分為五等，平均而言，丈夫在“中下層”占比較大，妻子在“中層”占比較大。（5）未成年子女個(gè)數(shù)，本文將未成年子女個(gè)數(shù)分為三類進(jìn)行描述，分別是“0 個(gè)”“0～2 個(gè)”以及“2 個(gè)以上”。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)%

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于CGSS2012、2015、2017年的數(shù)據(jù)，為了研究教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，我們先對(duì)核心解釋變量取絕對(duì)值，表示為夫妻間的絕對(duì)教育水平差距，并且由于被解釋變量婚姻滿意度為有序離散變量，因此采用有序Probit 回歸對(duì)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 所示。

表3 夫妻教育水平差距與婚姻滿意度（OP）

由表3 回歸結(jié)果得出，通過(guò)依次加入控制變量進(jìn)行有序Probit 回歸，核心解釋變量受訪者夫妻雙方的教育水平差距在逐步加入控制變量的過(guò)程中始終保持在1%的顯著性水平下顯著，并且系數(shù)始終為正數(shù)，在加入全部的控制變量之后為0.056。這表明婚姻夫妻雙方之間的受教育水平差距越大，越能顯著提高婚姻滿意度。接下來(lái)討論其他解釋變量對(duì)婚姻滿意度的影響。個(gè)體特征中，受訪者的年齡、身體健康狀況、是否為農(nóng)村戶籍都對(duì)婚姻滿意度有顯著的影響，其中年齡和身體健康狀況對(duì)婚姻滿意度具有顯著正向影響，表明年齡的增長(zhǎng)以及良好的身體健康狀況能明顯提升婚姻滿意度。家庭特征中，18 歲以下子女?dāng)?shù)量并未對(duì)婚姻滿意度造成顯著影響，而家庭經(jīng)濟(jì)狀況與社會(huì)地位都對(duì)婚姻滿意度有1%水平下顯著的正向影響。

為了進(jìn)一步對(duì)教育匹配模式進(jìn)行探討，研究“男高女低”以及“女高男低”兩種非同質(zhì)教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，本文以教育同質(zhì)化匹配模式為基準(zhǔn)組，通過(guò)控制性別的虛擬變量對(duì)模型（1）按照“男高女低”和“女高男低”的教育匹配模式進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如下：

如表4 結(jié)果顯示，通過(guò)分組回歸，無(wú)論是“男高女低”的匹配模式還是“女高男低”的匹配模式，夫妻雙方的教育水平差距都對(duì)婚姻滿意度具有正向顯著影響。這說(shuō)明對(duì)于婚姻的教育匹配機(jī)制而言，夫妻雙方的受教育水平差距越大，即夫妻雙方教育非同質(zhì)化程度越明顯，越容易使其對(duì)婚后的共同生活感到滿意和幸福。為了進(jìn)一步比較“男高女低”以及“女高男低”這兩種異質(zhì)性匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，使用似無(wú)相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)分組回歸的解釋變量系數(shù)進(jìn)行差異性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果p 值為0.760 9，表明兩組之間并沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著組間差異性，因此不能直接對(duì)其解釋變量系數(shù)比較數(shù)值大小來(lái)比較兩種匹配模式影響的大小，需要進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行假設(shè)并進(jìn)行估計(jì)得出結(jié)果。本文參照徐鵬等[6]的方法，將回歸模型（1）中解釋變量替換識(shí)別教育匹配模式的虛擬變量，以占主導(dǎo)地位的“門當(dāng)戶對(duì)”教育匹配模式為基準(zhǔn)組，設(shè)置男高女低的“中-低”“高-低”“高-中”匹配模式以及女高男低的“低-中”“低-高”“中-高”匹配模式共六個(gè)0-1 虛擬變量，構(gòu)成表示教育匹配模式的矩陣。如模型（2）所示：

表4 夫妻教育水平差距與婚姻滿意度的分組回歸（OP）

其中，pij為表示婚姻的教育匹配模式的虛擬變量構(gòu)成的矩陣。如果六個(gè)虛擬變量全都取0，則表示婚姻的教育匹配模式為同質(zhì)化的“門當(dāng)戶對(duì)”類型，此時(shí)將門當(dāng)戶對(duì)作為基準(zhǔn)組，以虛擬變量的系數(shù)帶來(lái)的截距項(xiàng)的變化表示該異質(zhì)性教育匹配模式相較于同質(zhì)性教育匹配模式的差距。

按年份分組回歸結(jié)果如表5 所示，通過(guò)對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，這三年“男高女低”的傳統(tǒng)婚姻教育匹配模式對(duì)受訪者的婚姻滿意度都有著顯著的正向影響。其中“男高女低”的教育匹配模式下，當(dāng)男性為高學(xué)歷、女性為中學(xué)歷時(shí)教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響最大。而“女高男低”的教育匹配模式在2012年并未對(duì)婚姻滿意度造成較為顯著的影響，但到了2015年和2017年這一現(xiàn)象發(fā)生了改變，2015年妻子高學(xué)歷、丈夫低學(xué)歷的匹配模式對(duì)婚姻滿意度具有1%顯著水平下的正向影響，并且影響系數(shù)為0.47，高于任何一種“男高女低”的教育匹配模式，是2015年對(duì)婚姻滿意度的顯著正向影響最大的匹配模式。同時(shí)，妻子中等學(xué)歷、丈夫低學(xué)歷的教育匹配模式也對(duì)婚姻滿意度具有5%顯著水平下的正向影響。2017年CGSS 數(shù)據(jù)回歸結(jié)果則顯示，妻子高學(xué)歷、丈夫中等學(xué)歷的教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度具有1%顯著水平下的正向影響，并且在所有的教育非同質(zhì)匹配模式之中對(duì)婚姻滿意度的正向影響程度僅次于男性高學(xué)歷、女性中等學(xué)歷。根據(jù)以上結(jié)果得出結(jié)論：（1）從2012年到2017年，“男高女低”的傳統(tǒng)教育匹配模式始終都能顯著地促進(jìn)夫妻雙方婚姻滿意度的提高，而“女高男低”的教育匹配模式在最早的2012年并沒(méi)有對(duì)婚姻滿意度存在顯著的影響，但到了2015年以及2017年逐漸對(duì)婚姻滿意度產(chǎn)生了較大的顯著正向影響。（2）從整體來(lái)看，能夠顯著促進(jìn)婚姻滿意度的教育匹配模式存在“上移”的跡象，即受教育水平的提高顯著提高婚姻滿意度?！澳懈吲汀钡哪Ｊ绞冀K以男性高學(xué)歷、女性中等學(xué)歷的匹配模式對(duì)于婚姻滿意度的正向影響最大；“女高男低”的模式中，從2012年的三種匹配模式都不顯著，到2015年的女性高學(xué)歷、男性低學(xué)歷的匹配模式對(duì)婚姻滿意度具有最大的正向影響，再到2017年女性高學(xué)歷男性、中等學(xué)歷的匹配模式對(duì)婚姻滿意度的顯著正向影響程度僅次于男性高學(xué)歷、女性中等學(xué)歷，體現(xiàn)出婚姻的教育匹配模式在社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀下發(fā)生了改變，教育事業(yè)的發(fā)展不僅促進(jìn)了婚姻市場(chǎng)中的教育正向匹配，而且在非同質(zhì)匹配模式下，也會(huì)促進(jìn)夫妻各自受教育水平的提高從而帶來(lái)更高的婚姻滿意度。

表5 非同質(zhì)化匹配與婚姻滿意度（OP）

與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究不同，以婚姻滿意度來(lái)衡量婚姻質(zhì)量，教育同質(zhì)化匹配并沒(méi)有對(duì)婚姻質(zhì)量起到顯著的提升作用，反而夫妻受教育水平的同質(zhì)化會(huì)降低婚姻滿意度。同時(shí)，各種非同質(zhì)化的婚姻教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的提高有著較為顯著的影響。然而，教育同質(zhì)化匹配仍然在當(dāng)前社會(huì)的婚姻匹配模式中占據(jù)主導(dǎo)地位，本文研究也不符合過(guò)去認(rèn)知中教育同質(zhì)化的匹配模式，即“門當(dāng)戶對(duì)”的匹配模式會(huì)使得婚姻雙方更能理解彼此，增加彼此認(rèn)同感和幸福感的認(rèn)知。究其原因，我們認(rèn)為主要有以下幾個(gè)方面：

第一，根據(jù)CGSS2017 數(shù)據(jù)，未接受過(guò)高等教育的受訪者，即受教育水平在大學(xué)以下的人群占比為83.38%，占受訪者的絕大多數(shù)，可以通過(guò)比例看出中國(guó)社會(huì)現(xiàn)階段的低學(xué)歷者的占比是較為龐大的，相比之下，高學(xué)歷者只是少數(shù)人群。因此，教育水平的“門當(dāng)戶對(duì)”使得婚姻的匹配具有同質(zhì)化，低學(xué)歷者匹配低學(xué)歷者，高學(xué)歷者匹配高學(xué)歷者。過(guò)去的研究認(rèn)為，同質(zhì)化婚姻匹配促使同等教育程度的夫妻雙方更容易互相溝通、互相理解，更容易對(duì)婚姻產(chǎn)生滿足感。但是從社會(huì)整體而言，由于低學(xué)歷往往匹配低收入，高學(xué)歷往往匹配高收入，則教育水平“門當(dāng)戶對(duì)”的匹配模式便成了階級(jí)固化的導(dǎo)火索，同質(zhì)的匹配模式阻斷了人們發(fā)生階級(jí)躍遷的可能性，最終只會(huì)產(chǎn)生惡性循環(huán)，導(dǎo)致嚴(yán)重的“馬太效應(yīng)”，使得社會(huì)貧富差距過(guò)大。

第二，從每個(gè)家庭的自身角度進(jìn)行考量，絕大多數(shù)的家庭是處于較低水平的“門當(dāng)戶對(duì)”匹配，即夫妻雙方雖然是同質(zhì)化教育匹配，但是雙方的受教育水平并不高，由于在傳統(tǒng)的認(rèn)識(shí)之中低學(xué)歷往往與低水平的生活狀況相匹配，并且由于階級(jí)固化的影響，他們的生活狀況可能長(zhǎng)期處于較低的水平，很難通過(guò)獲得更高教育的方式改變自身的生產(chǎn)力水平以獲得更高的薪資報(bào)酬去達(dá)到自身社會(huì)階層的躍遷，這也使得這類人群更容易對(duì)生活產(chǎn)生不滿，以致降低他們的婚姻滿意度。同時(shí)，由于這一類群體是我國(guó)社會(huì)最普遍存在的重要組成，他們婚姻滿意度的不足會(huì)對(duì)社會(huì)整體的平均婚姻滿意度造成較大的沖擊，這才造成了同質(zhì)化匹配模式越發(fā)不利于婚姻滿意度的提高。

第三，從家庭內(nèi)分工的角度看，社會(huì)學(xué)關(guān)于婚姻家庭理論認(rèn)為，婚姻家庭屬于一種社會(huì)團(tuán)結(jié)，這種社會(huì)團(tuán)結(jié)的整合程度或穩(wěn)定性取決于兩性社會(huì)分工的程度。如Durkheim[21]提出：“如果性別分工低于一定程度，那么婚姻生活就會(huì)消失，只剩下非常短暫的性關(guān)系。”這也與Becker 在早期婚姻匹配研究中的觀點(diǎn)相符，他認(rèn)為男女在某個(gè)因素上具有互補(bǔ)屬性，更有利于家庭的穩(wěn)定。作為婚姻生活的基礎(chǔ)，分工合作是不可或缺的，而受教育水平的非同質(zhì)化在一定程度上更有可能促進(jìn)婚內(nèi)分工，如夫妻雙方中受教育水平較高的個(gè)體在婚內(nèi)更可能負(fù)責(zé)家庭收入來(lái)源，而受教育水平較低的另一半更可能負(fù)責(zé)家庭中的勞動(dòng)。這種分工有利于維系婚姻的穩(wěn)定，提高夫妻雙方的婚姻滿意度。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文擬進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

第一，討論樣本選擇問(wèn)題。考慮到初婚存續(xù)的家庭其婚姻滿意度可能會(huì)更高，因此其離婚的概率便會(huì)降低，這些樣本本身便排除了由于婚姻滿意度較低而導(dǎo)致離婚的樣本，這種狀況的存在會(huì)導(dǎo)致我們?cè)谔蕹倩楹鸵呀?jīng)離婚的樣本時(shí)，會(huì)忽視許多婚姻滿意度較低的樣本。因此為了減少由于樣本選擇而造成的偏誤，本文將使用有序Probit 回歸研究離婚率對(duì)婚姻滿意度的影響，如果是否離過(guò)婚對(duì)受訪者的婚姻滿意度造成了顯著的影響，那么前面僅選擇初婚樣本進(jìn)行研究是穩(wěn)健的。將模型（1）通過(guò)增加預(yù)測(cè)項(xiàng)改為模型（3）：

其中，D 是通過(guò)線性概率預(yù)測(cè)得到的離婚率（Divorce1），若其系數(shù)ω 的結(jié)果顯著且不為零，便能說(shuō)明前文所做的模型不存在樣本的選擇性偏誤。

回歸結(jié)果如表6 所示。結(jié)果表明，在OLS 回歸中，模型（1）的核心解釋變量受訪者夫妻雙方的受教育水平差距對(duì)于是否會(huì)離婚有著顯著的影響，并且在后續(xù)的有序Probit 回歸中，線性預(yù)測(cè)的離婚概率對(duì)婚姻滿意度具有極其顯著的負(fù)向影響，系數(shù)絕對(duì)值高達(dá)8.914，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于夫妻受教育水平差距對(duì)婚姻滿意度的影響。鑒于此，本文基準(zhǔn)回歸只選用初婚樣本，剔除了具有離婚經(jīng)歷的樣本，在樣本選擇上具有穩(wěn)健性。

表6 教育同質(zhì)化匹配與離婚率（2SLS）

第二，工具變量。為了進(jìn)一步討論門當(dāng)戶對(duì)的匹配模式對(duì)婚姻滿意度的提高是否有顯著影響，考慮到在樣本的選擇方面和控制變量的選取有可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用工具變量法對(duì)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。從家庭理論的角度，父母的教育水平對(duì)其子女的教育水平將會(huì)有較大的影響，父母的受教育水平越高，其子女的受教育水平往往也會(huì)越高。因此，考慮到家庭內(nèi)部教育的傳遞性，本文認(rèn)為子女的婚姻匹配同質(zhì)化在一定程度上會(huì)受到其父母的婚姻匹配模式是否為同質(zhì)化匹配的影響。因此選取受訪者父母的受教育水平差距（Edugapfm）作為受訪者夫妻受教育水平差距的工具變量。2SLS 回歸結(jié)果如表7 所示。

表7 教育同質(zhì)化匹配（2SLS）

由表7 中2SLS 回歸結(jié)果可得，父母的受教育水平差距對(duì)其子女的婚姻雙方受教育水平差距會(huì)造成非常顯著的影響，在1%的顯著性水平下顯著，可以發(fā)現(xiàn)無(wú)論使用OLS 方法還是2SLS方法，夫妻雙方的受教育水平差距對(duì)其婚姻滿意度都具有較為顯著的正向影響。接下來(lái)對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，2SLS 回歸中F 值為97.39，大于弱工具變量的臨界值10，并且弱識(shí)別檢驗(yàn)的特征值為31.729，大于10%最大工具變量標(biāo)準(zhǔn)對(duì)應(yīng)的臨界值，都通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)，說(shuō)明本文選取父母的受教育水平差距作為其子女的婚姻雙方受教育水平差距的工具變量具有統(tǒng)計(jì)意義上的合理性，并且解決了原回歸有可能存在內(nèi)生性的問(wèn)題，驗(yàn)證了本文研究的穩(wěn)健性。

第三，替換核心解釋變量。本文基準(zhǔn)回歸的核心解釋變量為夫妻雙方的受教育水平差距，將受教育水平分成初中水平及以下、高中水平、大學(xué)水平及以上三個(gè)層級(jí)進(jìn)行研究。但是隨著21 世紀(jì)以來(lái)我國(guó)工業(yè)化水平不斷提高，高等教育準(zhǔn)入門檻也逐漸降低，據(jù)統(tǒng)計(jì)我國(guó)2005年本科畢業(yè)人數(shù)為306.8 萬(wàn)人，到了2015年本科畢業(yè)人數(shù)上升至680.9 萬(wàn)人。因此為了驗(yàn)證本文對(duì)于受教育水平層次劃分具有穩(wěn)健性，借鑒Breen 等[22]和Greenwood等[23]的做法，將個(gè)體受教育水平劃分為四類，分別為高中水平以下、高中水平（包含高中自身及中專、職高等高中學(xué)歷類別）、大專、本科及以上（包含本科學(xué)歷及研究生學(xué)歷）。對(duì)于受教育水平重新賦值為1～4，替換核心解釋變量（Edugap1）后回歸結(jié)果如下。

表8 夫妻受教育水平差距與婚姻滿意度（OP）

由表8 回歸結(jié)果可見(jiàn)，在替換核心解釋變量前后，其顯著性并沒(méi)有改變，都顯示了夫妻的受教育水平對(duì)其婚姻滿意度具有1%顯著性水平下的正向影響，并且系數(shù)也較為接近，這說(shuō)明本文對(duì)受教育水平的分類具有合理性，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

3.3 異質(zhì)性分析

在研究婚姻的教育匹配對(duì)婚姻滿意度的影響的過(guò)程中，考慮到在家庭這一基本單位中男性和女性承擔(dān)著不同的責(zé)任，對(duì)各自的婚姻滿意度的主觀評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)也會(huì)存在差異性。同時(shí)，來(lái)源于城市的受訪者與來(lái)源于農(nóng)村的受訪者相比較，由于地區(qū)差異婚姻匹配的觀念也可能存在較大的不同，這也會(huì)對(duì)婚姻滿意度造成不一樣的影響。因此，本文在原有回歸的基礎(chǔ)上，通過(guò)區(qū)分教育同質(zhì)化匹配中的性別（Isfemale，是否為女性）和地區(qū)（Isagri，是否為農(nóng)村戶籍）因素，再去探討教育同質(zhì)化匹配的模式對(duì)夫妻雙方婚姻滿意度的影響，其回歸結(jié)果如表9所示。

表9 婚姻滿意度與教育同質(zhì)化匹配的異質(zhì)性影響（OP）

分組回歸結(jié)果顯示，夫妻受教育水平差異對(duì)婚姻滿意度的影響表現(xiàn)出顯著的性別異質(zhì)性與城鄉(xiāng)異質(zhì)性。其中，受教育水平差距的提高能顯著提升城市女性以及農(nóng)村男性的婚姻滿意度，但對(duì)于城市男性以及農(nóng)村女性而言，夫妻受教育水平的差距并未對(duì)其婚姻滿意度造成顯著的影響。由于城鄉(xiāng)居民具有不同的婚配觀念與教育觀念，以及義務(wù)教育的普及和高等教育準(zhǔn)入門檻的降低先在城市地區(qū)產(chǎn)生影響，城市女性在教育獲得平等方面相較于農(nóng)村女性受益更多，并且農(nóng)村地區(qū)大多還是以家庭地位為評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)的婚姻觀念，觀念的落后導(dǎo)致受教育因素在農(nóng)村地區(qū)的婚姻匹配中不能發(fā)揮出良好的作用，農(nóng)村地區(qū)更多還是以我國(guó)傳統(tǒng)身份地位的門當(dāng)戶對(duì)為主，以致于農(nóng)村女性從教育事業(yè)的發(fā)展中受益較少。

4 結(jié)論與建議

本文基于2012、2015、2017年的CGSS 中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit 回歸方法研究了婚姻的教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響，研究結(jié)果表明：（1）同質(zhì)化教育匹配即“門當(dāng)戶對(duì)”的教育匹配模式不是能夠獲得婚姻滿意度最高的匹配模式；（2）在非同質(zhì)教育匹配婚姻模式之中，傳統(tǒng)“男高女低”的教育匹配模式能夠顯著提升婚姻滿意度，而“女高男低”的教育匹配模式在2012年并未對(duì)婚姻滿意度具有顯著影響，到了2015 及2017年對(duì)婚姻滿意度具有顯著的正向影響；（3）教育匹配模式對(duì)婚姻滿意度的影響具有顯著的性別和城鄉(xiāng)異質(zhì)性，受教育水平差距的擴(kuò)大能顯著提高城市女性和農(nóng)村男性婚姻滿意度，對(duì)于城市男性及農(nóng)村女性并沒(méi)有顯著影響。

上述研究結(jié)果表明，在我國(guó)社會(huì)現(xiàn)階段占比最高的教育同質(zhì)化的“門當(dāng)戶對(duì)”模式會(huì)造成婚姻滿意度的降低，不利于婚姻的維系和穩(wěn)定，有可能提高我國(guó)離婚率以及降低人們結(jié)婚的意愿。同時(shí)，非同質(zhì)化教育匹配促成的婚姻并不像過(guò)去研究認(rèn)為的那樣會(huì)降低婚姻的滿意度，反而夫妻雙方教育水平的不同更能提高婚姻穩(wěn)定性與婚姻生活的幸福感。在傳統(tǒng)觀念里，普遍認(rèn)為“門當(dāng)戶對(duì)”的婚姻更幸福，但這一結(jié)論已不適用于當(dāng)今女性意識(shí)逐漸覺(jué)醒的社會(huì)。在非同質(zhì)化的教育匹配模式中，尤其是“女高男低”的教育匹配模式，女性自身的教育水平在家庭中處于優(yōu)勢(shì)時(shí)，不僅能夠促進(jìn)夫妻雙方間的分工與合作，而且夫妻雙方能夠從婚姻生活中獲得更多的成就感，從而女性在家庭中的主觀幸福感增強(qiáng)，婚姻質(zhì)量得到提升。并且隨著社會(huì)分工的更加明確，社會(huì)資源在各個(gè)群體和階層中的分布非常不平衡，教育資源尤其如此。由于在社會(huì)中未受高等教育的人群遠(yuǎn)比受過(guò)高等教育的人群要多，導(dǎo)致低學(xué)歷水平的教育同質(zhì)化匹配模式在我國(guó)長(zhǎng)期占據(jù)主導(dǎo)地位，而這種低水平的“門當(dāng)戶對(duì)”會(huì)顯著降低婚姻滿意度，并且這種現(xiàn)狀在我國(guó)當(dāng)前社會(huì)環(huán)境以及居民觀念中難以得到突破。

為了改善我國(guó)結(jié)婚率下滑、離婚率攀升且婚姻質(zhì)量下降的現(xiàn)狀，本文認(rèn)為：第一，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步增強(qiáng)社會(huì)性別平等化觀念，提高女性受教育水平，女性教育優(yōu)勢(shì)的凸顯不僅有利于提高女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的收入，而且有助于提升女性在婚姻市場(chǎng)中的地位。高學(xué)歷水平的女性在婚姻中往往并不追求傳統(tǒng)的“男強(qiáng)女弱”式分工，而是傾向于夫妻雙方地位平等，共同承擔(dān)家庭支出、家務(wù)勞動(dòng)等。因此，社會(huì)性別平等化觀念更利于婚姻生活的穩(wěn)定與幸福。第二，不過(guò)分強(qiáng)調(diào)教育同質(zhì)化婚姻匹配模式。從社會(huì)層面來(lái)講，“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”的婚姻可能會(huì)使社會(huì)層面的財(cái)富分配出現(xiàn)“馬太效應(yīng)”，容易導(dǎo)致社會(huì)階層固化，并加劇各個(gè)家庭收入分配不平等，出現(xiàn)社會(huì)資源分配不公、貧富差距擴(kuò)大等問(wèn)題。從家庭層面來(lái)看，教育同質(zhì)婚可能不利于婚內(nèi)分工的實(shí)現(xiàn)，教育水平差距的存在使夫妻二人對(duì)婚內(nèi)合作分工有不同的著重點(diǎn)，有助于實(shí)現(xiàn)婚姻和睦。第三，要引導(dǎo)居民在社會(huì)生活中樹(shù)立正確的婚姻觀念，尤其要改善農(nóng)村地區(qū)居民的婚配觀念，引導(dǎo)其婚配觀念由家庭背景與階層向個(gè)體的發(fā)展與情感訴求轉(zhuǎn)變。