陸衛(wèi)群 玉釗華

(貴州大學(xué) 公共管理學(xué)院， 貴州 貴陽 550025)

一、研究背景及問題提出

黨的十九大報告中明確指出，“三農(nóng)”問題是黨和國家亟待解決的重大問題，也是關(guān)系國計民生的一個根本性問題，必須始終把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作的重中之重，尤其要在農(nóng)村推進精準扶貧戰(zhàn)略，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，提高農(nóng)村居民的幸福感。當下我國農(nóng)村男性面臨大齡未婚的問題日益顯著，相關(guān)學(xué)者對我國大齡未婚男性的數(shù)量進行了預(yù)測，我國的過剩男性在2015年會超過2000萬人，到2040年的時候?qū)⑦_到4400萬人[1]90-103。每年將會有10%以上適婚男性找不到相應(yīng)的配偶，呈現(xiàn)不斷遞增的趨勢[2]。上千萬適婚男性將面臨“娶妻難”問題，也就意味著在性別失衡的婚姻市場中，適婚男性將越發(fā)地在婚姻市場中處于弱勢地位，婚姻擠壓問題便尤為顯著?！盎橐鰯D壓”指的是婚齡人口中的性別失衡程度，目前在中國特指婚齡人口中的男性過剩、女性缺失程度[2]。在城市化的背景下，農(nóng)村地區(qū)人員不斷外流，特別是處于經(jīng)濟落后和交通閉塞的農(nóng)村男性，他們由于自身條件處于劣勢，在客觀環(huán)境下，降低了其在婚姻市場的競爭力，因此，關(guān)于農(nóng)村大齡未婚男性婚姻擠壓的研究便顯得尤為重要。

目前，關(guān)于“婚姻擠壓”主題的研究已有不少，絕大部分研究是基于國家調(diào)查數(shù)據(jù)(如全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)或是國家人口普查)來對中國男性婚姻擠壓進行研究。倪曉鋒(2008)基于2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)婚姻擠壓和大齡未婚現(xiàn)象與個人因素有關(guān)，而且在城鄉(xiāng)之間也存在著較大的差別[3]。姜保全等(2013)構(gòu)建婚配性別比及其年齡結(jié)構(gòu)和性別結(jié)構(gòu)的分解方法，并基于2010年的人口普查數(shù)據(jù)及預(yù)測數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了在不同時期的婚姻擠壓表現(xiàn)出的不一樣的主導(dǎo)因素。2010—2020年，主導(dǎo)因素為年齡結(jié)構(gòu)，2020—2034年性別結(jié)構(gòu)因素的作用開始增強，而年齡結(jié)構(gòu)因素逐漸減弱。2034—2045年，男性過剩主要是性別結(jié)構(gòu)因素作用的結(jié)果，年齡結(jié)構(gòu)因素不起作用或者起到減緩男性過剩的作用[4]。果臻等(2016)利用2000年和2010年兩次人口普查數(shù)據(jù)，從隊列的角度研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村未婚男性受到了初婚概率偏低和死亡概率偏高兩個因素的雙重擠壓，相比于城鎮(zhèn)男性，其終身結(jié)婚期待率在各個年齡段均較低，但是其平均未婚時間均高于城鎮(zhèn)男性，說明從已有未婚男性的數(shù)量和比例、平均初婚年齡等指標表明的農(nóng)村地區(qū)實際婚姻擠壓反映其嚴重程度。預(yù)測當前農(nóng)村男性婚姻擠壓狀況可能構(gòu)成未來中國男性總體的婚姻擠壓態(tài)勢[5]。近年來，開始有少量的專項調(diào)查對大齡未婚男性的婚姻擠壓進行研究。郭秋菊等(2016)利用2009年福建省X市的農(nóng)村流動人口調(diào)查數(shù)據(jù)，主要利用Multinomial Logistic回歸方法，得出婚姻擠壓使得大齡未婚男性相比于已婚男性，更容易采取消極的方式養(yǎng)老，即不為養(yǎng)老做準備[6]。楊雪燕等(2017)基于在陜西省安康市漢濱區(qū)農(nóng)村地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用線性回歸分析的方法，得出婚姻擠壓感受和年齡對男性的生命質(zhì)量均具有顯著的獨立影響[7]。綜上考量，關(guān)于“婚姻擠壓”的相關(guān)研究已有不少。目前研究趨勢從宏觀因素的解釋逐漸轉(zhuǎn)向微觀因素的解釋，從專項調(diào)查方面來看，關(guān)注的地區(qū)還是集中于較發(fā)達的地區(qū)(陜西/福建)，作為國家脫貧空間主戰(zhàn)場之一的西南地區(qū)仍少有涉及，關(guān)注重點在于婚姻擠壓感受對大齡未婚男性養(yǎng)老或是生活質(zhì)量的影響。因此，本文將利用貴州省5縣市490名農(nóng)村大齡未婚男性的專項調(diào)查數(shù)據(jù)，更集中探討農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓感受，關(guān)注農(nóng)村大齡未婚男性的個體、家庭等方面微觀因素的影響，通過建立計量經(jīng)濟模型來探討其影響因素，為更好解決農(nóng)村大齡未婚男性婚姻擠壓問題提供借鑒。

二、 研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來自課題組于2016年9月以貴州省5個國家級貧困縣大方、水城、習(xí)水、思南、臺江為調(diào)查點，基于問卷方式，通過實地調(diào)研獲得的專項數(shù)據(jù)。5縣都屬于國家級貧困縣，地形上均為山區(qū)居多，經(jīng)濟相對落后且交通閉塞，因而當?shù)剞r(nóng)村男性大齡未婚的情況十分突出?；谟袑W(xué)者對大齡男性未婚年齡的界定為28歲[8]，所以本研究大齡的年齡界定為28歲。一共回收有效問卷490份，有效回收率86.4%。

(二)被解釋變量

本研究的被解釋變量為農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，依據(jù)的問卷問題為“您是否在意自己至今尚未結(jié)婚”，答案選項為“非常在意”“在意”“無所謂”“不在意”“非常不在意”。將變量轉(zhuǎn)換為農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，將變量值轉(zhuǎn)化為“較強”“一般”“較弱”三種，具體賦值情況見表1。

(三)解釋變量

本研究的解釋變量分為三個維度，分別為個體因素、家庭因素以及社會因素。具體測量指標如下：

1.個體因素。包括被訪者的文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、健康自評、有無傾訴對象、是否有性壓抑狀況、年齡。其中，文化程度在問卷中劃分為“小學(xué)及以下”“初中”“高中及以上”三個類別；是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)分為“有”和“沒有”兩類；住房條件劃分為“磚瓦房”和“非磚瓦房”兩類；平均月收入在問卷中劃分為“2000元及以下”“2000元-3000元”“3000元及以上”三類；健康自評在問卷中劃分為“良好”“一般”和“較差”；有無傾訴對象分為“有”和“無”兩類；是否有性壓抑分為“有”和“無”兩類；年齡為數(shù)值型變量。

2.家庭因素。包括被訪者的家庭經(jīng)濟狀況、是否五保戶、父母在世情況、是否與父母同住、父母是否在意其未婚。其中，是否五保戶分為“是”與“否”兩類；父母在世情況分為“均不在”和“健在(一方或雙方)”兩類；是否與父母居住分為“是”與“否”兩類；父母是否在意其未婚分為“在意”“一般”和“不在意”；家庭經(jīng)濟情況為數(shù)值型變量，取平均家庭年收入。

3.社會因素。關(guān)于社會因素的度量主要包括：村/寨活動參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系。其中，村/寨活動參與情況分為“參與”和“不參與”兩種類別；鄰里關(guān)系分為“較好”“一般”和“較差”三種類別；親戚關(guān)系分為“較好”“一般”和“較差”三種類別。

相關(guān)變量的賦值情況以及研究假設(shè)見表1。

(四)模型設(shè)置

本文的因變量“婚姻擠壓”為三分類變量，當因變量為定類或定性變量的時候，可以使用logistic回歸模型來進行因果關(guān)系的探討，“較強”設(shè)置為“Y=1”，“一般”設(shè)置為“Y=2”，“較弱”設(shè)置為“Y=3”。它的原理是基于OLS模型對因變量取值為“1”的發(fā)生概率P進行一個建模處理，此時的方程模型為：

Pr(Y=yi|x1x2x3x4……xk)=α0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(a)

則可得出：

P(Y=1|x1x2x3x4……xk)=α1+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(1)

P(Y=2 |x1x2x3x4……xk)=α2+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(2)

P(Y=3|x1x2x3x4……xk)=α3+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(3)

其中，P表示因變量各個取值發(fā)生的概率，α為方程的截距，β為方程的回歸系數(shù)。

三、研究分析

(一)相關(guān)變量的描述性信息

通過表2我們可以發(fā)現(xiàn)，有68.9%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為較強，21.1%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為一般，10.0%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為較弱，說明絕大部分農(nóng)村大齡未婚男性基于自身的情況，都具有較強的婚姻擠壓感受。

從個體因素分析，農(nóng)村大齡未婚男性的平均年齡在44.06歲，這與男性適婚年齡22歲相差較大，與學(xué)者界定的大齡未婚男性為28歲也相差較大；在文化程度方面，被訪者有56.8%的文化程度在小學(xué)及以下，有37.3%的文化程度在初中，僅有5.9%的文化程度在高中及以上，呈現(xiàn)絕大部分文化程度較低狀況，接受高等教育的農(nóng)村大齡未婚男性在少數(shù)；在平均月收入方面，有高達76.5%的被訪者平均月收入為2000元及以下，2000元～3000元的占14.9%，3000元及以上的被訪者僅有8.6%，說明農(nóng)村大齡未婚男性平均月收入狀況都較低，絕大多數(shù)處于2000元以下，經(jīng)濟狀況處于劣勢，很容易受到婚姻市場的邊緣化；在健康自評方面，有55.6%的被訪者自認為健康狀況良好，35.0%的被訪者認為自身健康狀況為一般，9.4%的被訪者認為自己的健康狀況較差，說明被訪者在健康狀況方面仍有很大一部分并不是很好；在房子產(chǎn)權(quán)是否屬于自己方面，有46.7%的被訪者的房子產(chǎn)權(quán)屬于自己，而有55.6%的被訪者所居住房子產(chǎn)權(quán)并不屬于自己，可見被訪者大部分并沒有屬于自己的房子；在住房條件方面，60.2%的被訪者已經(jīng)住上了磚瓦房，但還有39.8%的被訪者居住非磚瓦房，可見仍有很大一部分被訪者住房條件較差，仍是國家脫貧的重大難題；在是否有傾訴對象方面，有41.9%的被訪者表示自己有傾訴的對象，有58.1%的被訪者表示自己并沒有傾訴對象；在有無性壓抑方面，有58.9%的被訪者表示自己有性壓抑，有41.1%的被訪者表示自己并沒有性壓抑，可見大部分被訪者由于沒有結(jié)婚成家，也沒有合法的性生活途徑，造成了很大一部分農(nóng)村大齡未婚男性存在生理宣泄困境，容易形成性壓抑。

從家庭因素分析，被訪者的家庭平均年收入的均值為14194.06元，家庭經(jīng)濟狀況處于低水平；是否五保戶方面，有90.0%的被訪者表示其所在家庭并不是五保戶，僅有10.0%被訪者表示其所在家庭屬于五保戶；在是否父母健在方面，有18.3%的被訪者表示父母均已去世，有81.7%的被訪者表示其父母一方或是雙方還健在；在是否與父母同住方面，有49.4%的被訪者仍和父母同住，有50.6%的被訪者表示已不和父母同住，可以看出超過半數(shù)的被訪者，盡管是大齡未婚的狀態(tài)，但是已經(jīng)不再和父母同?。辉诟改甘欠裨谝馄湮椿榉矫?，有84.2%的被訪者表示其父母在意其未婚，有7.9%的被訪者表示其父母對其未婚狀態(tài)在意程度為一般，7.9%的被訪者表示其父母不在意其未婚狀態(tài)。

表2 相關(guān)變量描述性信息

從社會因素分析，在村/寨活動參與情況方面，有87.0%的被訪者表示其會參與村/寨活動，有13.0%的被訪者表示其不參與村/寨活動；在親戚關(guān)系方面，有51.6%的被訪者表示其與親戚關(guān)系較好，43.2%的被訪者表示其與親戚關(guān)系一般，5.2%的被訪者表示其與親戚關(guān)系較差；在鄰里關(guān)系方面，有50.5%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系較好，45.8%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系一般，3.7%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系較差。具體情況見表2。

(二)婚姻擠壓的影響因素分析

在進行回歸模型分析之前，首先進行相關(guān)分析剔除無關(guān)變量(由于篇幅有限未報出報表)。在90%的置信度下，文化程度、平均月收入、房子產(chǎn)權(quán)是否屬于自己、住房條件、平均家庭年收入均未通過相關(guān)檢驗，研究假設(shè)H2、H3、H4、H5、H9未能通過檢驗，剔除出模型。將剩余變量納入方程，建立模型。其中卡方值為147.54，自由度為30，模型的顯著性為0.00，則可以拒絕回歸方程顯著性的零假設(shè)，認為解釋變量與廣義logitP的線性關(guān)系顯著，模型正確。具體情況見表3。

表3 婚姻擠壓影響因素模型分析

兩個模型均是以婚姻擠壓為“一般”為參考項而建立。其中，模型1表示的是婚姻擠壓為“較弱”時的影響因素。在個人因素中，年齡對農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓有顯著影響，年齡越大的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是年齡越小者的1.05倍，H1得到驗證；有無傾訴對象、有無性壓抑、健康自評均未產(chǎn)生顯著影響，H6、H7、H8未得到驗證；在家庭因素中，父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是父母均不在的2.38倍，H11得到驗證；父母不在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是父母在意其未婚者的3.13倍，H13得到驗證；是否五保戶、是否與父母同住均未產(chǎn)生顯著影響，H10、H12未得到檢驗；在社會因素中，村/寨活動參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未產(chǎn)生顯著影響，H14、H15、H16未得到檢驗。

模型2表示的是婚姻擠壓為“較強“時的影響因素。在個人因素中，有性壓抑的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強”而不是“一般”的可能性是無性壓抑的1.3倍，H8得到驗證；年齡、有無傾訴對象、健康自評均未產(chǎn)生顯著影響，H1、H6、H7未得到檢驗；在家庭因素中，父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強”而不是“一般”的可能性是父母不在意其未婚者的1.33倍，父母一般程度在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強”而不是“一般”的可能性是父母不在意其未婚者的1.17倍，H13得到驗證；是否五保戶、是否父母健在、是否與父母同住均未產(chǎn)生顯著影響，H10、H11、H12未得到檢驗；在社會因素中，村/寨活動參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未產(chǎn)生顯著影響，H14、H15、H16未得到檢驗。

四、 結(jié)論討論與政策建議

本文通過對貴州省5縣市的調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓狀況并通過多元回歸模型探討了其影響因素，得到了以下研究結(jié)果：

(一)從相關(guān)變量的描述統(tǒng)計出發(fā)，絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性有著較強的婚姻擠壓。在個體因素中，他們面臨著年齡過大(平均年齡44.6歲)、文化程度較低、經(jīng)濟收入偏低等問題，超過半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性有性壓抑、沒有傾訴對象、沒有自己的住房產(chǎn)權(quán)；在家庭因素中，他們的家庭平均年收入較低(平均14194.06元)，絕大多數(shù)父母健在，將近半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性與父母同住，絕大多數(shù)父母都在意其未婚；在社會因素中，絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性都參與村/寨活動，將近半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性都覺得與親戚、鄰里關(guān)系較好。

(二)從婚姻擠壓的影響因素出發(fā)，年齡、是否父母健在反向影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，年齡越大、父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓；是否性壓抑、父母是否在意其未婚正向影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，有性壓抑、父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強的婚姻擠壓；文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、健康自評、是否有傾訴對象、家庭經(jīng)濟狀況、是否五保戶、是否與父母同住、村/寨活動參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未能影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。

首先，年齡越大的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓，這可能是由于長期大齡未婚，隨著年齡越來越大，更加的習(xí)以為常，容易形成大部分農(nóng)村大齡未婚男性習(xí)慣性失婚。父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓，這可能是父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著更多的社會支持，父母能為其提供更多的婚姻幫助。其次，有性壓抑的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強的婚姻擠壓，這可能是由于面臨困境的生理宣泄，使其越發(fā)在意其未婚狀況，便感受到較強的婚姻擠壓。父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強的婚姻擠壓，這可能是鄉(xiāng)村社會里所固有的婚育觀念，對于大齡未婚的子女，父母會頻繁催促其完成婚姻大事，使得其越發(fā)地感受到婚姻擠壓。最后，在無顯著影響的變量中，文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、家庭經(jīng)濟狀況、是否五保戶等經(jīng)濟型指標并未能影響到農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。筆者認為這可能是因為所調(diào)查地區(qū)均為貧困縣市，在這些經(jīng)濟型指標中表現(xiàn)出的同質(zhì)性較強，比如文化程度，初中及以下就占94.1%，平均月收入3000元以下也已占據(jù)91.4%，這就容易形成一種參照群體效應(yīng)，形成一種經(jīng)濟發(fā)展的惰性。是否與父母同住未對農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓產(chǎn)生影響，筆者認為這是基于村落社會長期傳統(tǒng)的空間規(guī)劃，就算與父母分家居住，其新的居住地也不會離原生家庭很遠，大都集中在一個區(qū)域里，還是同處于一個村落，甚至就在原生家庭附近。所以這和與父母同住的情況差異較小。村/寨活動參與情況、親戚關(guān)系和鄰里關(guān)系對農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓并沒有顯著性影響，這可能是現(xiàn)在鄉(xiāng)村社會的血緣、地緣關(guān)系在弱化，從熟人社會變成一種半熟人社會，村/寨里的人、親戚或是鄰里之間并沒有更多深層次的情感關(guān)懷，大都為日常寒暄，所以他們并沒能影響到農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。

結(jié)合上述分析，筆者就絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性有著性壓抑和面臨較強的婚姻擠壓問題、年齡較大而面臨的未來養(yǎng)老問題、經(jīng)濟發(fā)展惰性問題提出三個相應(yīng)的政策建議，助力推動西南地區(qū)精準扶貧，打好脫貧攻堅戰(zhàn)。

第一，開展相應(yīng)的健康教育，提供心理咨詢平臺。當?shù)卣梢酝ㄟ^邀請關(guān)于健康教育方面的專業(yè)人才，對所在縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)計生服務(wù)站的人員進行系統(tǒng)的培訓(xùn)，不同地區(qū)由所在縣、鄉(xiāng)的計生人員負責(zé)下鄉(xiāng)對農(nóng)村大齡未婚男性進行健康教育，并為農(nóng)村大齡未婚男性提供關(guān)于其自身男性健康方面的資料，選取人員流動較大的地點設(shè)置健康教育宣傳欄，定期宣傳健康知識，特別是關(guān)于生殖健康方面的知識，并有計劃地舉辦健康教育知識講座。此外，提供相應(yīng)的心理咨詢平臺，引進專業(yè)的心理咨詢?nèi)瞬?，可定點定時地提供心理咨詢服務(wù)，開導(dǎo)大齡未婚男性的婚姻擠壓情緒。

第二，建立長效的養(yǎng)老保障機制。與城市相比，農(nóng)村養(yǎng)老保障面臨著金額少、覆蓋面窄的狀況。農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老模式多趨向于家庭養(yǎng)老，目前，的大齡未婚男性一部分逐漸步入老年，本文研究的貴州省5縣市，大齡未婚男性的平均年齡達到了44.06歲，年齡已經(jīng)逐漸靠近年老，由于未成家也就無法像傳統(tǒng)意義上選擇家庭養(yǎng)老。因而政府必須因地制宜，進一步完善農(nóng)村地區(qū)的社會保障機制，推廣養(yǎng)老新模式，引入從事社會工作的專業(yè)人才，不斷豐富農(nóng)村養(yǎng)老模式?？梢蝗私⒁粋€人賬戶，確保資金能按時到位，解決他們安老養(yǎng)老的后顧之憂。

第三，大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟，提高經(jīng)濟發(fā)展積極性，縮小城鄉(xiāng)差距，實現(xiàn)女性回流，優(yōu)化擇偶空間。首先，政府要加快對農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，投入資金進行樓房建設(shè)和道路建設(shè)，對于目前仍居住在非磚瓦房的農(nóng)村男性，提供政策上的支持，如提供資金的新房補助。其次，政府還可以引進更多的補貼和優(yōu)惠政策，加大對農(nóng)業(yè)的資金投入，引進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的智能機械，把農(nóng)業(yè)做成產(chǎn)業(yè)化、生態(tài)化。只要當?shù)卣芴峁└嗟木蜆I(yè)崗位和就業(yè)條件，并不斷地大力發(fā)展農(nóng)村的經(jīng)濟，建立相應(yīng)的設(shè)施，使得農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長、村民富足，便能一定程度上實現(xiàn)女性回流。