湯琰

摘 要：近年來，我國離婚率的持續(xù)攀升引起了社會(huì)的廣泛關(guān)注。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具，通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)了長期情況下我國地方財(cái)政支出的上升對離婚率的上漲起著促進(jìn)作用，而在短期它們二者并不存在因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：地方財(cái)政支出;離婚率;協(xié)整檢驗(yàn);格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

一、引言

我國的離婚率自1989年有連續(xù)記載以來一直在大體上呈現(xiàn)緩慢增長的趨勢，尤其在2003年頒布了新修訂的《婚嫻登記條例》以后，我國的粗離婚率迅速上升。該條例使得申請離婚的夫妻們在民政局辦理離婚的手續(xù)大大簡化，從而減少了等待時(shí)問和所需文件，且當(dāng)年我國粗離婚率首次突破I%至1.05%，離婚登記人數(shù)達(dá)133萬對。其后十幾年問我國粗離婚率一直處于不斷攀升的狀態(tài)，至2017年已有437.4萬對夫婦登記離婚，粗離婚率高達(dá)3.15‰，相比于1989年增長了大約4.32倍。

與此同時(shí)，我國的地方財(cái)政支出，作為國家財(cái)政支出的一部分，是地方政權(quán)對籌集的資金進(jìn)行合理分配使用并據(jù)此支撐社會(huì)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定和人民生活幸福的重要資源，也處于上升趨勢，尤其在2004年后上升速度大大加快，與我國離婚率的趨勢較力匹配。因此，本文將使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具，結(jié)合已有文獻(xiàn)對我國離婚率與地方財(cái)政支出的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、國內(nèi)外對離婚率的研究現(xiàn)狀

國外學(xué)者對婚姻與家庭問題的研究起步較早，最具有開拓性的是（Becker，1973、1977）提出的效用比較與成本理論，他認(rèn)為當(dāng)離婚的損失小于單身或再婚的效用時(shí)，人們就會(huì)選擇終止婚嫻;而婚嫻則是一種具有不確定性的搜索過程，當(dāng)搜索成本較高時(shí)，人們選擇婚嫻時(shí)便有著更低的標(biāo)準(zhǔn)，從而加大了婚嫻錯(cuò)配的可能性。（Weed，1974）通過對初婚年齡的研究發(fā)現(xiàn)了越早結(jié)婚的人們離婚的風(fēng)險(xiǎn)越高。（Lester，1999）則證實(shí)了性別比與離婚率之問的關(guān)系并不穩(wěn)定，例如在瑞士二者呈負(fù)相關(guān)，而在美國則是正相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)對于離婚率的研究發(fā)展較遲，但已形成了較豐富的體系。在住房方面，（闞大學(xué)、呂連菊，2015）通過省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)整體上中國房價(jià)提高了離婚率但并不顯著，但在整個(gè)樣本期問東部地區(qū)的房價(jià)對離婚率的提高顯著。（范子英，2016）則發(fā)現(xiàn)夫婦會(huì)為了應(yīng)對限購政策而離婚，且限購政策能夠解釋城市的復(fù)婚數(shù)量;在我國的性別比和教育方面，（何林浩，2018）認(rèn)為中國持續(xù)改善的高等性教育比使得女性在婚嫻中遇到?jīng)_突時(shí)不再妥協(xié)而是離婚，并且當(dāng)女性教育水平越高，其離婚經(jīng)歷對再婚配偶質(zhì)量的影響越小。（吳要武、劉倩，2014）評估了高校擴(kuò)招給婚嫻帶來的影響，發(fā)現(xiàn)了其對離婚的影響是顯著的;此外，（孫曉娟、陳維濤等，2012）通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)證實(shí)了離婚率與城市化率之問的長期依存關(guān)系。（李曉敏，2014）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)的普及對離婚率有顯著的正向影響，且其滯后效應(yīng)在第二年達(dá)到最大，因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)的使用和推廣使得“婚外情”變得更加方便。

從以上文獻(xiàn)綜述可以看出，目前國內(nèi)外對于離婚率影響因素的研究已逐漸深入。但在我國，鮮有選擇從國家財(cái)政角度考慮的，與我們社會(huì)發(fā)展、生活質(zhì)量水平息息相關(guān)的指標(biāo)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析。因此，本文將從該角度切入，試圖運(yùn)用我國地方財(cái)政支出的數(shù)據(jù)分析其與離婚率上漲的關(guān)系。

三、實(shí)證分析

結(jié)合已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論，從理論分析的角度上可以判斷，一方面，財(cái)政支出的上升使得在婚姻匹配中人們搜尋對象和進(jìn)行社會(huì)交往的成本降低，從而可以在某種程度上使夫妻對現(xiàn)有婚嫻?fàn)顟B(tài)的不滿不再自我排解，而是在發(fā)現(xiàn)離婚后再婚的尋找成本或再次單身的成本降低至小于維持婚嫻帶來的損失后選擇終止婚嫻。另一方面，財(cái)政支出的上升提高了我國的教育水平，促進(jìn)了城市化的發(fā)展，推動(dòng)了移民帶來的住房需求。教育水平的提高使得人們進(jìn)入社會(huì)面對婚嫻的時(shí)間推遲，降低了搜尋成功的概率，加大了錯(cuò)誤匹配對象的可能性，提高了婚嫻中不確定風(fēng)險(xiǎn)的沖擊。城市化率在長期能助力于離婚率的增長，而房價(jià)的上漲也能在近年來給部分地區(qū)離婚率的上升帶來顯著的影響。因此初步認(rèn)為地方財(cái)政支出對我國離婚率有著正向的促進(jìn)作用，接下來本文將采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法對該猜想進(jìn)行實(shí)證研究。

（一）數(shù)據(jù)選取

為了研究近年來我國離婚率的大幅上漲與地方財(cái)政支出是否具有顯著關(guān)聯(lián)，本文從中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中選取1998～2017年共20年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以我國粗離婚率，即某地區(qū)當(dāng)年離婚對數(shù)占該地區(qū)年平均人口的比重為被解釋變量（記為DIV），以我國地方財(cái)政支出（記為FE）為解釋變量，建立二者之間的經(jīng)濟(jì)模型。但是由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能存在異方差性，所以對DIV和FE均采取對數(shù)化處理，記為LNDIV和LNFE，并基于此數(shù)據(jù)進(jìn)行接下來的計(jì)量分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于在用一個(gè)時(shí)間序列對另一個(gè)時(shí)間序列作回歸時(shí)很可能因?yàn)榇嬖诜瞧椒€(wěn)問題而產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，因此應(yīng)首先對時(shí)問序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以追求更真實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義。本文采用單位根檢驗(yàn)法中的ADF檢驗(yàn)判斷LNDIV、LNFE的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNDIV和LNFE序列以及它們的一階差分序列在5%的水平下均是非平穩(wěn)的，而它們的二階差分序列分別在1%、5%、l0%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，說明LNDIV和LNFE都是二階單整序列，因此可繼續(xù)對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為了分析LNDIV和LNFE之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文采用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)，先做兩變量之間的回歸，再檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。

1.以LNFE為解釋變量，LNDIV為被解釋變量，用OLS法回歸得：

LNDIV=-3.811955+0.404882LNFE

t=（-21.90267）（24.84406）

R?=0.971664 F=617.2272 DW=0.717834

由回歸方程（1）可知，模型的擬合優(yōu)度較好，且變量均通過t檢驗(yàn)，但是由于DW=0.717834，查表得（1）存在一階正自相關(guān)，采用廣義差分法消除自相關(guān)，經(jīng)過相關(guān)處理后得方程如下：

LNDIV=-4.230506+0.442138LNFEf+e（2）

t=（-14. 50966）（16.59994）

R?=0.941892

F=275.5581 DW=1.578023

經(jīng)檢驗(yàn)，方程（2）擬合優(yōu)度仍較高，且變量均通過l%顯著性水平下的檢驗(yàn)，并且方程已無自相關(guān)。

2.對方程（2）的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

結(jié)果顯示殘差序列是平穩(wěn)的，說明LNDIV與LNFE之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。同時(shí)從方程（2）中可以得出，在長期情況下，我國地方財(cái)政支出每增加1%，粗離婚率相應(yīng)增長0.44%，這與理論分析的結(jié)果一致。

（四）格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)

經(jīng)過（二）的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，已知LNDIV和LNFE均是二階單整序列，因此繼續(xù)對二者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以此來證實(shí)二者之間是否存在因果關(guān)系。為了得出較為可信的結(jié)論，本文分別選擇滯后期長度為1至4，對LNFE與LNDIV，以及差分序列D（LNDIV）與D（LNFE）分別進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示。

由表3和表4可以看出，在長期情況下，接受離婚率不是地方財(cái)政支出變化的（Granger原因，且在50%的顯著性水平下接受地方財(cái)政支出是我國離婚率變化的單向Granger原因，說明地方財(cái)政支出的提高促進(jìn)了離婚率的增長，而離婚率的上升卻不是地方財(cái)政支出增長的原因。在短期情況下，我同離婚率和地方財(cái)政支出不存在因果關(guān)系，即它們二者之問的短期變化互不影響，因此不適合做出相應(yīng)的誤差修正模型。

四、結(jié)論與不足

本文在已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論基礎(chǔ)上，基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對我國地方財(cái)政支出與離婚率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。本文利用1998～2017年中國20年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在長期看來，我國地方財(cái)政支出的提高促進(jìn)了離婚率的增長，其中地方財(cái)政支出每增加1%，粗離婚率相應(yīng)增長0.44%，但離婚率的上升卻不是地方財(cái)政支出增長的原因。在短期看來，短期離婚率的增長不是由于地方財(cái)政支出的提高，地方財(cái)政支出的短期上升更是與離婚率無關(guān)。

方程（2）反映出的僅僅是長期情況下我國地方財(cái)政支出對離婚率的正向促進(jìn)作用，因此本文依舊存在不足之處，即未能研究出詳細(xì)的財(cái)政支出對于我國離婚率上升的影響機(jī)制，財(cái)政支出指標(biāo)包含多個(gè)方面，究竟是哪些方面起正向作用、哪些方面起抑制作用以及作用程度都未可知，這都是以后值得進(jìn)一步研究和深入的方向。

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