段玉廠(中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 研究生院，北京 102488)

一、文獻(xiàn)評(píng)述

李詠華[1]利用1982年第三次人口普查數(shù)據(jù)分析了當(dāng)時(shí)存在的大齡未婚現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)大齡未婚者多為男性，但其對(duì)大齡的界定為30～59歲；張萍[2]以1982年人口普查和1987年5%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)比較了城市的農(nóng)村大齡未婚現(xiàn)象，并對(duì)1982年到2007年的大齡未婚趨勢(shì)進(jìn)行了預(yù)測(cè)，該研究對(duì)大齡的界定為28～49歲；周清等[3]利用1982年和1990年人口普查數(shù)據(jù)，分析了北京市大齡未婚青年的特點(diǎn)，該研究對(duì)大齡的界定為25～44歲；葉文振、林擎國(guó)[4]的研究認(rèn)為中國(guó)大齡未婚人口現(xiàn)象的形成主要是婚姻選擇偏好、個(gè)人的微觀條件和婚姻市場(chǎng)信息的擁有量三個(gè)因素共同作用的結(jié)果，該研究側(cè)重對(duì)30～40 歲的大齡未婚人口進(jìn)行了結(jié)構(gòu)分析；劉爽、郭志剛[5]根據(jù)1995 年1 %人口抽樣調(diào)查原始數(shù)據(jù)對(duì)北京市大齡未婚問(wèn)題進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)與1990 年相比，大齡未婚比例未見(jiàn)明顯變化，但人數(shù)有所增加，該研究對(duì)大齡的界定仍為25～44歲；劉中一[6]利用結(jié)構(gòu)化訪談的結(jié)果分析了性別比失?？赡芙o社會(huì)穩(wěn)定帶來(lái)的不確定因素，并從總體上對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行了判斷和估計(jì)，其樣本量明顯偏??；石人炳[7]分析了農(nóng)村青年人口流遷對(duì)大齡未婚現(xiàn)象的影響；許軍、梁學(xué)敏[8]分析了延邊朝鮮族自治州25～45周歲農(nóng)村大齡未婚男青年的基本情況、失婚原因及對(duì)策建議；鄭曉麗[9]以浙江景寧縣30～45 周歲男性為研究對(duì)象，分析了其失婚的成因和影響，并提出了對(duì)策；韋艷等[10]嘗試?yán)迷L談數(shù)據(jù)、扎根理論的三級(jí)登錄方法和家庭壓力理論解釋大齡未婚男性家庭的壓力以及可采取的應(yīng)對(duì)策略；李艷、李樹茁[11]利用壓力認(rèn)知交互作用模型和訪談數(shù)據(jù)，分析了河南某地區(qū)大齡未婚青年社區(qū)、家庭和個(gè)人三個(gè)層次的壓力及其應(yīng)對(duì)方式；李鳳蘭、杜云素[12]的研究認(rèn)為農(nóng)村人口性別比的結(jié)構(gòu)性失衡、經(jīng)濟(jì)條件的制約和農(nóng)村青年擇偶交往機(jī)會(huì)有限等問(wèn)題是造成農(nóng)村男性大齡未婚的成因，并提出了相應(yīng)的對(duì)策和建議；李艷等[13]分析總結(jié)了國(guó)外大齡未婚男性的生理、心理狀況以及影響生理和心理狀況的重要變量，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與支持狀況；李艷等[14]利用在安徽省農(nóng)村的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，比較分析了大齡未婚男性與已婚男性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)支持和心理福利狀況及其影響并比較了影響因素；姜全保等[15]通過(guò)生命表技術(shù)和概率理論，測(cè)算了大齡未婚男性家庭生命周期各階段的長(zhǎng)度；張群林等[16]利用安徽省農(nóng)村大齡男性的生殖健康和家庭生活調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)性別失衡背景下中國(guó)農(nóng)村大齡未婚男性的性行為進(jìn)行了分析；李艷等[17]利用在安徽省農(nóng)村的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)大齡未婚男性與已婚男性的社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模和構(gòu)成進(jìn)行了比較，并分析了婚姻狀況對(duì)農(nóng)村男性社會(huì)支持網(wǎng)的影響以及兩個(gè)群體社會(huì)支持網(wǎng)的影響因素差異。

綜上所述，既往對(duì)于農(nóng)村大齡未婚現(xiàn)象的研究存在以下問(wèn)題：第一，對(duì)于大齡的界定標(biāo)準(zhǔn)不一，部分研究甚至是在沒(méi)有界定大齡的基礎(chǔ)上進(jìn)行的；第二，數(shù)據(jù)使用的問(wèn)題。部分研究使用的是人口普查或年度百分比抽樣數(shù)據(jù)，雖有充足的樣本，卻存在數(shù)據(jù)滯后和針對(duì)性不強(qiáng)的問(wèn)題；另一部分研究使用訪談的方法獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)，但無(wú)法克服訪談結(jié)果難以進(jìn)行定量分析的問(wèn)題，有局限性；第三，大部分的研究都分析了大齡未婚人群的群體特征，有的研究還將之與已婚群體進(jìn)行了比較，但這些研究大都局限于大齡未婚人群的個(gè)體因素，沒(méi)有將家庭因素和社會(huì)因素納入研究；第四，部分研究偏重于大齡未婚現(xiàn)象造成的社會(huì)影響，但事實(shí)上，其中一些社會(huì)因素也正是造成大齡未婚現(xiàn)象的原因。

二、數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于2010年9月中國(guó)社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所在河北省CC縣三個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行的《河北省農(nóng)村男性家庭婚姻狀況調(diào)查》。調(diào)查共收回有效的大齡未婚男性問(wèn)卷322份，已婚男性問(wèn)卷290份。

2.數(shù)據(jù)處理

第一，數(shù)據(jù)合并。本文在統(tǒng)計(jì)分析中，把因變量農(nóng)村男性婚姻狀況轉(zhuǎn)化為二分變量，其中初婚、再婚、離婚、喪偶和已婚同居合并為已婚，取值為2；將未婚、未婚同居合并為未婚，取值為1。

第二，缺失值處理。對(duì)于問(wèn)卷中的重要變量的數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題，如家庭年收入、個(gè)人年收入和家庭耕地面積等連續(xù)變量，使用均值替代的方法進(jìn)行了處理。

3.研究假設(shè)與變量選取

本文假定農(nóng)村男性婚姻狀況主要受個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)因素的影響，其中個(gè)人特征包括年齡、受教育程度、健康狀況、生活自理程度、職業(yè)、個(gè)人年收入、職業(yè)技能、個(gè)人習(xí)慣等；家庭特征包括家庭規(guī)模、家庭全年收入、家庭耕地面積、家庭住房間數(shù)、家庭儲(chǔ)蓄狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、代際關(guān)系、兄弟姐妹數(shù)、受訪人在兄弟姐妹中的排行等；社會(huì)因素包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、鄰里關(guān)系和社會(huì)交往等。根據(jù)本次調(diào)查數(shù)據(jù)，參考已有研究，本文選取上述因素作為自變量。

三、調(diào)查結(jié)果分析

本部分首先采用基于Pearson卡方檢驗(yàn)的交叉表方法進(jìn)行單變量分析，分別考察各個(gè)自變量與農(nóng)村男性婚姻的影響關(guān)系；然后根據(jù)Binary Logistic方法建立考慮多個(gè)自變量的多元回歸模型，綜合分析對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況存在顯著影響的自變量，以發(fā)現(xiàn)這些自變量對(duì)農(nóng)村大齡男性婚姻狀況的預(yù)測(cè)效果。

1.交叉表分析

(1)個(gè)人特征對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況的影響關(guān)系

根據(jù)交叉表分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果，個(gè)人特征諸因素中對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況影響較大的有年齡、受教育程度、儲(chǔ)蓄狀況、住房狀況、個(gè)人技能、個(gè)人年收入和身體狀況，而職業(yè)和個(gè)人習(xí)慣的卡方檢驗(yàn)則不顯著，說(shuō)明二者對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況的影響有限。

(2)家庭特征對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況的影響關(guān)系

交叉表分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭特征諸因素中與農(nóng)村男性婚姻狀況關(guān)系較為密切的有家庭規(guī)模、耕地面積、家庭年收入、家庭經(jīng)濟(jì)條件和代際關(guān)系，而兄弟姐妹數(shù)量、被訪人在兄弟中的排行和被訪人在兄弟姐妹中的排行對(duì)婚姻狀況的影響則不如預(yù)期顯著。

(3)社會(huì)特征對(duì)農(nóng)村男性婚姻狀況的影響關(guān)系

交叉表分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明,在農(nóng)村男性社會(huì)資本特征中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社交頻次對(duì)婚姻狀況的影響分別在0.001和0.05的水平上顯著；而鄰里關(guān)系對(duì)婚姻狀況的影響則在0.05的水平上不顯著，說(shuō)明二者關(guān)系不十分密切。

2.農(nóng)村男性個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征差異比較

表1匯總了未婚和已婚農(nóng)村男性個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征中數(shù)值型變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，從中我們可以發(fā)現(xiàn)已婚男性和大齡未婚男性的特征存在明顯差異，其中以個(gè)人年收入、家庭規(guī)模、家庭年收入、耕地面積和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素的差異較大，這進(jìn)一步佐證了交叉表中的分析結(jié)果。

表1 河北省CC縣農(nóng)村男性個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征比較

3.Logistic回歸分析

表2是匯總了影響婚姻的個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征等因素的Logistic回歸分析結(jié)果。本研究共分四個(gè)模型，模型1分析了個(gè)人特征對(duì)婚姻的影響；模型2分析了家庭特征對(duì)婚姻的影響；模型3分析了社會(huì)特征對(duì)婚姻的影響；模型4分析了個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征對(duì)婚姻的聯(lián)合作用。

根據(jù)表2，模型4的卡方檢驗(yàn)值為332.13，大于模型1、模型2和模型3的卡方檢驗(yàn)值；模型4的對(duì)數(shù)似然值為-257. 58941；Pseudo R2為0.3920，大于模型1、模型2和模型3的偽R2值；顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p=0.0000<0.001，說(shuō)明模型在0.001的水平上顯著。上述統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型4的擬合優(yōu)度高于模型1、模型2和模型3；顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p=0.0000說(shuō)明不能拒絕原假設(shè)，即農(nóng)村大齡未婚現(xiàn)象受個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)因素的影響，上述變量共解釋了農(nóng)村大齡男性婚姻影響因素的39.20%。

續(xù)表2 農(nóng)村大齡男性婚姻影響因素的Logistic回歸分析

注：+表示在0.1水平上顯著，*表示在0.05水平上顯著，**表示在0.01水平顯著，***表示在0.001水平上顯著.

四、結(jié)論與討論

1.農(nóng)村男性婚姻狀況的影響因素

本文的交叉表分析、方差分析和Logistic回歸分析，結(jié)果都表明農(nóng)村男性的婚姻狀況受其個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)因素的影響。根據(jù)表2中的回歸分析結(jié)果，年齡、受教育程度、個(gè)人收入等個(gè)人特征，家庭規(guī)模、兄弟姐妹排行、家庭經(jīng)濟(jì)水平和家庭儲(chǔ)蓄狀況等家庭特征，以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村大齡未婚現(xiàn)象影響顯著。

根據(jù)標(biāo)的回歸分析結(jié)果，就結(jié)婚發(fā)生比上，在控制了其他因素的影響后，樣本的年齡每增加一歲，他們的結(jié)婚概率提高11.15%；受過(guò)高中教育的農(nóng)村大齡男性結(jié)婚概率是未上過(guò)學(xué)的農(nóng)村大齡男性的4.65929倍；樣本的個(gè)人年收入每增加一元，他們結(jié)婚概率提高0.01%；樣本的家庭人口數(shù)每增加一人，他們的結(jié)婚概率提高174.6676%；樣本在兄弟姐妹排行中每增加一個(gè)位次，他們結(jié)婚的概率提高18.09%；家庭經(jīng)濟(jì)條件一般的農(nóng)村男性結(jié)婚的概率是家庭經(jīng)濟(jì)條件低于平均水平的農(nóng)村男性的4.916507倍；無(wú)存款也無(wú)欠款的農(nóng)村男性和有存款無(wú)欠款的男性結(jié)婚的概率分別比有欠款無(wú)存款的男性高10.08%和28.47%；農(nóng)村男性的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)人數(shù)每增加一人，他們的結(jié)婚概率提高2.33%。

2.農(nóng)村大齡未婚男性對(duì)未婚因素認(rèn)知不足

本研究在實(shí)地調(diào)查過(guò)程以及問(wèn)卷中關(guān)于“您到現(xiàn)在還沒(méi)有結(jié)婚的主要原因”問(wèn)項(xiàng)中均反映出該地區(qū)農(nóng)村大齡未婚男性認(rèn)為其至今未婚的主要原因在于“經(jīng)濟(jì)條件差”和“家庭負(fù)擔(dān)重”，這與數(shù)據(jù)分析中家庭和個(gè)人的經(jīng)濟(jì)狀況等因素比較吻合，也與已有研究結(jié)論一致。

同時(shí)，我們也注意到，數(shù)據(jù)分析結(jié)果反映出的另幾個(gè)重要影響因素，包括受教育程度、兄弟姐妹排行、家庭規(guī)模(家庭網(wǎng)絡(luò))和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的數(shù)量也對(duì)農(nóng)村大齡男性婚姻影響顯著。換言之，受教育程度、兄弟姐妹排行、家庭網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建及其質(zhì)量，也對(duì)農(nóng)村男性的婚姻狀況有較大影響，而這些因素尚未被該地區(qū)農(nóng)村大齡未婚男性認(rèn)知。

3.啟示與討論

基于以上分析，本文認(rèn)為，要改善農(nóng)村大齡男性的失婚狀況，首先需要均衡城鄉(xiāng)資源，提高農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，從而改善農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)狀況；其次要在農(nóng)村貧困地區(qū)繼續(xù)堅(jiān)持計(jì)劃生育政策，控制家庭人口生育規(guī)模；再次要均衡城鄉(xiāng)教育資源，堅(jiān)持義務(wù)教育制度，提升農(nóng)村人口的受教育水平；最后要改善農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，豐富農(nóng)村精神文化生活，減少農(nóng)村人口流動(dòng)的制度性障礙，為提升農(nóng)村人口的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量奠定基礎(chǔ)。

本研究選取20個(gè)自變量來(lái)分析農(nóng)村男性婚姻狀況的影響因素，從模型檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，雖然個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征等自變量對(duì)農(nóng)村大齡未婚現(xiàn)象具有40%左右的解釋力，但模型的擬合優(yōu)度還有待于進(jìn)一步改善。因此，在后續(xù)研究中，需要重點(diǎn)探索其他問(wèn)題，以揭示另外60%影響農(nóng)村大齡男性婚姻的因素。

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