• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    從婚姻匹配看戶口的價(jià)值
    ——來(lái)自CFPS的證據(jù)1

    2018-11-05 08:52:42王栩淳鐘笑寒
    經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào) 2018年1期
    關(guān)鍵詞:農(nóng)村戶口戶口年限

    王栩淳 鐘笑寒

    0 引言

    2014年7月30日,備受關(guān)注的國(guó)務(wù)院《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》正式公布,戶籍改革又一次成為專家學(xué)者以及普通民眾的關(guān)注熱點(diǎn)。當(dāng)前的戶籍制度形成于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期,目前已成為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、共建小康社會(huì)的重大制度障礙。戶籍改革,勢(shì)在必行。戶籍制度是實(shí)施城鄉(xiāng)差別的政府政策的制度基礎(chǔ),戶籍的價(jià)值也體現(xiàn)出城鄉(xiāng)居民身份的經(jīng)濟(jì)差異。本文從婚姻匹配的獨(dú)特視角研究“城鎮(zhèn)戶口”的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,為城鄉(xiāng)差別的存在提供了新的視角和證據(jù),為戶籍改革的實(shí)施提供了重要的參考依據(jù)。

    我國(guó)居民的戶籍屬性被分為“農(nóng)業(yè)戶口”和“非農(nóng)業(yè)戶口”兩大類。戶籍制度是國(guó)家依法收集、確認(rèn)、登記公民出生、死亡、親屬關(guān)系、法定地址等公民人口基本信息的法律制度,以保障公民在就業(yè)、教育、社會(huì)福利等方面的權(quán)益。許多由政府頒布實(shí)施的福利政策都直接或間接與戶口掛鉤,不同戶口類型的居民在社會(huì)福利方面可享受的待遇相差較大。擁有“非農(nóng)業(yè)戶口”(以下統(tǒng)一簡(jiǎn)稱為“城鎮(zhèn)戶口”)的居民一般生活在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較好、社會(huì)福利體系較為完善的城鎮(zhèn)地區(qū),在交通、醫(yī)療、住房、教育、就業(yè)、養(yǎng)老等方面能享受到政府提供的較多福利。擁有“農(nóng)業(yè)戶口”(按照語(yǔ)言習(xí)慣,以下稱為“農(nóng)村戶口”)的居民一般生活在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為落后、社會(huì)福利體系較不完善的農(nóng)村地區(qū),能享受到的政府提供的非現(xiàn)金方面的福利較少。雖然擁有“農(nóng)村戶口”的居民也可以選擇搬遷到城鎮(zhèn)地區(qū)居住,但如果搬遷后,戶口類型未能轉(zhuǎn)變?yōu)楫?dāng)?shù)氐摹俺擎?zhèn)戶口”,則與當(dāng)?shù)負(fù)碛小俺擎?zhèn)戶口”的居民所能享受的福利待遇相比還是有較大差距的。

    由于不同戶口類型附帶的社會(huì)福利方面的差異,同一地區(qū)的“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值通常都超過“農(nóng)村戶口”的價(jià)值。我國(guó)政府對(duì)于居民戶籍的管理,在法律上和行政上都有較為嚴(yán)格的規(guī)定,居民不能在兩種戶口類型間自由隨意轉(zhuǎn)換。近來(lái)隨著戶籍改革的進(jìn)行,政府放寬了對(duì)戶籍遷移及轉(zhuǎn)換的標(biāo)準(zhǔn),同時(shí)努力縮小同一地區(qū)“城鎮(zhèn)戶口”和“農(nóng)村戶口”的差別,但目前全國(guó)大部分地區(qū)“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值超過“農(nóng)村戶口”依然是不爭(zhēng)的事實(shí)。

    “城鎮(zhèn)戶口”相較于“農(nóng)村戶口”到底價(jià)值幾何?由于法律和政策原因,目前不存在合法正當(dāng)?shù)摹俺擎?zhèn)戶口交易市場(chǎng)”,我們無(wú)法通過直接觀察自由市場(chǎng)形成的交易價(jià)格來(lái)推斷“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值。所幸還存在一個(gè)天然的“市場(chǎng)”——“婚姻匹配市場(chǎng)”,給我們提供了考察“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的“自然實(shí)驗(yàn)”機(jī)會(huì)。

    在婚姻匹配的過程中,男女雙方在選定結(jié)婚對(duì)象時(shí)會(huì)綜合評(píng)估所有潛在結(jié)婚對(duì)象的自然生理?xiàng)l件如年齡、身高、外貌等以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件如戶口、收入、家庭背景、受教育年限等,最終選擇與綜合條件相當(dāng)?shù)漠愋越Y(jié)婚。戶口類型作為個(gè)人重要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件之一,會(huì)影響男女雙方的擇偶決策。在給異性評(píng)定綜合得分的過程中,“城鎮(zhèn)戶口”以其附帶的非現(xiàn)金社會(huì)福利,可能與其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征例如現(xiàn)金收入或者受教育年限間存在替代關(guān)系。具體來(lái)說,一個(gè)擁有“農(nóng)村戶口”的男性和一個(gè)擁有“城鎮(zhèn)戶口”的男性,在其他條件都相同的情況下,由于“城鎮(zhèn)戶口”附帶的社會(huì)福利,女性會(huì)認(rèn)為擁有“城鎮(zhèn)戶口”的男性綜合得分較高。但如果“農(nóng)村戶口”男性能比“城鎮(zhèn)戶口”男性多一定數(shù)額的現(xiàn)金收入,則擁有“農(nóng)村戶口”的男性由于戶口類型(相較于“城鎮(zhèn)戶口”)帶來(lái)的損失(未能享受到的社會(huì)福利),可以由該男性多出來(lái)的現(xiàn)金收入完全彌補(bǔ)。在這種情況下,兩人在婚姻市場(chǎng)上的綜合得分就相同,對(duì)于女性來(lái)說他們兩人就是無(wú)差異的結(jié)婚對(duì)象。這樣,男性的“城鎮(zhèn)戶口”在婚姻市場(chǎng)上的價(jià)值就定義為:在其他條件相同的情況下,擁有“農(nóng)村戶口”男性為了和擁有“城鎮(zhèn)戶口”男性競(jìng)爭(zhēng)力相同,其比“城鎮(zhèn)戶口”男性多的那部分年收入。女性“城鎮(zhèn)戶口”在婚姻市場(chǎng)上的價(jià)值可以類似定義。

    本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2012年的數(shù)據(jù),利用并擴(kuò)展Chiappori et al.(2012)提出的計(jì)量方法,研究了戶口身份特征與其他特征之間的替代關(guān)系。研究結(jié)果表明:女性“城鎮(zhèn)戶口”與女性受教育年限之間存在穩(wěn)定的替代關(guān)系,女性“城鎮(zhèn)戶口”可由提高4~5年受教育年限來(lái)替代;男性“城鎮(zhèn)戶口”與男性可支配年收入之間存在穩(wěn)定的替代關(guān)系,男性“城鎮(zhèn)戶口”可由提高可支配年收入24~27萬(wàn)來(lái)替代。

    本文的內(nèi)容安排如下: 第1部分是國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)綜述,第2部分是對(duì)本文使用數(shù)據(jù)即2012年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),以及對(duì)兩種戶口類型的個(gè)人及其配偶的主要統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行簡(jiǎn)單的對(duì)比分析。第3部分基于Chiappori et al.(2012)模型,利用似不相關(guān)和三階段最小二乘法的回歸方法,對(duì)“城鎮(zhèn)戶口”與女性受教育年限、男性可支配年收入之間的替代關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)和計(jì)算,并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和擴(kuò)展討論。第5部分是對(duì)研究的思考和總結(jié)。

    1 文獻(xiàn)綜述

    在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)下,戶籍制度有效地限制了城鄉(xiāng)人口流動(dòng),為政府在城鄉(xiāng)實(shí)施有差別的政策提供了條件。雖然改革開放后對(duì)于人口流動(dòng)的限制有所放松,但歷史長(zhǎng)期形成的城鄉(xiāng)差別依然存在,戶籍制度在一定程度上也固化了這一差別。由于戶籍制度是政府實(shí)施有差別的城鄉(xiāng)政策的主要依據(jù),因此城鄉(xiāng)差別最終也會(huì)體現(xiàn)在戶口的經(jīng)濟(jì)價(jià)值上。

    國(guó)內(nèi)外對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)差別的研究由來(lái)已久,從大量最新的研究來(lái)看,我國(guó)的城鄉(xiāng)差距依然廣泛存在,體現(xiàn)在政府政策、居民收入水平和生活水平的方方面面,有些方面甚至有相互聯(lián)系和加強(qiáng)的趨勢(shì)。在公共服務(wù)方面,洪銀興(2008)指出現(xiàn)階段最能解決的城鄉(xiāng)差距問題是居民生活條件差距,辦法是基本公共服務(wù)的城鄉(xiāng)均等化。習(xí)亞哲(2015)以河北省為例研究了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)供給差距的表現(xiàn)、制度困境、結(jié)果與對(duì)策。在受教育機(jī)會(huì)方面,李天芳(2014)研究了城鄉(xiāng)收入差距和教育差距的關(guān)系及原因。吳愈曉(2013)研究發(fā)現(xiàn)自1978年來(lái),初中升學(xué)機(jī)會(huì)的城鄉(xiāng)差異沒有變化,但高中和大學(xué)升學(xué)機(jī)會(huì)的城鄉(xiāng)不平等有擴(kuò)大趨勢(shì)。鈔小靜和沈坤榮(2014)研究了城鄉(xiāng)收入差距與勞動(dòng)力質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距通過影響勞動(dòng)力的質(zhì)量影響了經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。章元等(2011)研究了城鄉(xiāng)收入差距、民工失業(yè)和犯罪率的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)省內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大和省內(nèi)犯罪率的增加沒有必然關(guān)系。劉長(zhǎng)庚和張松彪(2015)從權(quán)力配置的視角分析了城鄉(xiāng)收入差距的原因,認(rèn)為參與權(quán)、收入權(quán)、保障權(quán)三方面的不平等是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的重要原因。韓立巖和杜春越(2012)等研究了收入差距、借貸水平和居民消費(fèi)這三者在地區(qū)和城鄉(xiāng)間的差距。梁運(yùn)文等(2010)從城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)分布的總體統(tǒng)計(jì)特征、財(cái)產(chǎn)構(gòu)成、個(gè)體特征三個(gè)方面,對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)進(jìn)行詳細(xì)的實(shí)證分析,探究了城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)分布及其不平等的內(nèi)在因果關(guān)系。在居民健康方面,牛建林(2013)研究了城鄉(xiāng)流動(dòng)對(duì)農(nóng)村常住人口總體健康狀況的影響,認(rèn)為健康風(fēng)險(xiǎn)和疾病負(fù)擔(dān)在流動(dòng)中被轉(zhuǎn)移給農(nóng)村,進(jìn)一步加劇了城鄉(xiāng)衛(wèi)生資源配置和需求的矛盾。在家庭結(jié)構(gòu)方面,王躍生(2013)研究了2000年以來(lái)城市家庭結(jié)構(gòu)和農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)分別的變動(dòng)。

    城鄉(xiāng)差別的存在必然體現(xiàn)在戶口的經(jīng)濟(jì)價(jià)值上,一些研究也直接針對(duì)戶口的經(jīng)濟(jì)價(jià)值來(lái)論證和分析城鄉(xiāng)差別的存在及其變化。李若建(2001)從政策角度出發(fā),參考政府公開文件,列舉分析了不同時(shí)期不同地區(qū),政府根據(jù)當(dāng)時(shí)當(dāng)?shù)厍闆r采取的一些政策如何導(dǎo)致“城鎮(zhèn)戶口”貨幣價(jià)值變化。錢潔(2009)認(rèn)為戶籍制度作為分配公共資源的標(biāo)準(zhǔn),對(duì)于節(jié)約交易成本很有幫助,只有降低戶口包含的信息,才能從根本上減小城鄉(xiāng)戶口的經(jīng)濟(jì)價(jià)值差別。黃少安和孫濤(2012)從近些年出現(xiàn)的“非轉(zhuǎn)農(nóng)”的現(xiàn)象入手,發(fā)現(xiàn) “農(nóng)業(yè)戶口”相對(duì)于“城鎮(zhèn)戶口”的經(jīng)濟(jì)價(jià)值增加了。在人口流動(dòng)方面,李強(qiáng)(2003)運(yùn)用推拉理論分析了城市農(nóng)民工流動(dòng)的影響因素,發(fā)現(xiàn)戶籍制度是最為突出的阻止城鄉(xiāng)人口流動(dòng)的制度障礙。這些文章都從較為理論的層面對(duì)“城鎮(zhèn)戶口”的經(jīng)濟(jì)價(jià)值進(jìn)行了一定的分析,但并沒有具體估算這一經(jīng)濟(jì)價(jià)值的大小。另一些研究則從勞動(dòng)力市場(chǎng)角度入手進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。萬(wàn)海遠(yuǎn)和李實(shí)(2013)選擇近年來(lái)戶口類型發(fā)生變化的個(gè)人作為研究樣本,研究了職業(yè)選擇中戶籍歧視帶來(lái)的影響。他們的研究表明,這種歧視會(huì)降低3.5%的個(gè)人收入。Zax(2015)利用1988、1995和2002年的數(shù)據(jù),研究了中國(guó)不同省份人力資本在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的回報(bào)的差別,認(rèn)為各省人力資本回報(bào)不隨時(shí)間改變的差別可以視為不同省份城鎮(zhèn)戶口價(jià)值的差別。Vortherms(2014)同樣著眼于勞動(dòng)力市場(chǎng),認(rèn)為公司提供落戶指標(biāo)作為一種福利,和公司支付的工資有替代關(guān)系。文章進(jìn)而利用在北京進(jìn)行的關(guān)于戶口和工資選擇的實(shí)驗(yàn)性調(diào)查的數(shù)據(jù),計(jì)算了不同戶口狀態(tài)以及處于不同社會(huì)福利體系下的人對(duì)于戶口和工資的替代比率。余向華和陳雪娟(2012)研究了勞動(dòng)力市場(chǎng)上同工不同酬的現(xiàn)象,發(fā)現(xiàn)根源在于戶籍工資歧視。在戶口價(jià)值與婚姻匹配的關(guān)系方面,Nie and Xing(2010)關(guān)注了戶口類型對(duì)于婚姻匹配的影響,他們利用2005年人口普查1%的數(shù)據(jù),研究了1998年嬰兒落戶政策的變化前后跨戶口婚姻匹配的變化,發(fā)現(xiàn)此項(xiàng)政策變化極大地鼓勵(lì)了跨戶口類型結(jié)婚,但這項(xiàng)政策對(duì)于男性和女性兩個(gè)群體的影響是不對(duì)稱的。

    本文與上述關(guān)注戶口經(jīng)濟(jì)價(jià)值的文獻(xiàn)的最大區(qū)別在于分析視角和方法的獨(dú)特性。本文從婚姻匹配的獨(dú)特視角出發(fā),采用國(guó)際上最新提出的與婚姻匹配相關(guān)的計(jì)量模型與方法,計(jì)算了婚姻匹配中配偶的戶口身份特征與其他特征的替代關(guān)系,從而對(duì)戶口的經(jīng)濟(jì)價(jià)值這一問題進(jìn)行了新的嚴(yán)謹(jǐn)?shù)目茖W(xué)探討。從婚姻匹配這個(gè)角度考察戶口價(jià)值,相較于勞動(dòng)力市場(chǎng)角度,更能全面地反映人們對(duì)戶口價(jià)值的總體經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)。此外,我們還進(jìn)行了一定程度的方法創(chuàng)新。我們使用了新的回歸方法——三階段最小二乘法,用以控制戶口可能存在的內(nèi)生性問題。[注]趙善科(2014)在其早些時(shí)候完成的一篇碩士論文中,利用CHNS2006年的數(shù)據(jù),用類似的方法初步研究了城鎮(zhèn)戶口和個(gè)人收入的替代關(guān)系。與之相比,本文使用的是CFPS2012年的調(diào)查數(shù)據(jù),樣本容量擴(kuò)大為之前研究的10倍,數(shù)據(jù)調(diào)研年代也更近,研究方法也有較大改進(jìn)(例如使用了三階段最小二乘法)。

    2 數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

    本部分將對(duì)研究使用的數(shù)據(jù)的來(lái)源及數(shù)據(jù)的整理過程進(jìn)行說明,對(duì)回歸中涉及的變量進(jìn)行解釋,并對(duì)這些變量進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)和分析。

    2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

    本文使用數(shù)據(jù)全部來(lái)自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫(kù)的最大優(yōu)勢(shì)在于,來(lái)自全國(guó)25個(gè)省、市、自治區(qū)的16000戶樣本家戶中的全部家庭成員都接受了調(diào)查,從而為我們提供了婚姻雙方詳細(xì)的個(gè)人乃至家庭信息。本文使用的是2012年的調(diào)查結(jié)果,是本文寫作過程中可得到的最新數(shù)據(jù)。本文首先根據(jù)被調(diào)查者的個(gè)人編號(hào),將家庭關(guān)系數(shù)據(jù)庫(kù)和成人問卷數(shù)據(jù)庫(kù)的信息相匹配,得到有詳細(xì)個(gè)人信息和家庭信息的成年男性與女性。進(jìn)一步地,我們刪除了未婚人士,刪除了戶口信息不明(如調(diào)查對(duì)象為非中國(guó)國(guó)籍或無(wú)戶口等情況)、婚姻狀況不明(如回答“不知道”)以及部分特征數(shù)值不合理(例如身高為負(fù),年齡為負(fù)等)的樣本,再根據(jù)被調(diào)查者匯報(bào)的配偶在調(diào)查中的個(gè)人編號(hào),匹配出已婚且雙方均在世的夫婦,作為本文的研究對(duì)象。

    2.2 變量解釋

    表1給出了研究中使用的變量的解釋和說明。研究選擇了身高和年齡作為兩性自然生理?xiàng)l件的代表特征。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件方面,選取了男性的戶口類型、可支配收入和受教育年限,以及女性的戶口類型、受教育年限作為代表特征。男性的可支配收入和女性的受教育年限是接下來(lái)研究中使用的和“城鎮(zhèn)戶口”相互替代的主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征。變量中還包括男性和女性的父親和母親的戶口類型,在后面的三階段最小二乘法回歸中,這兩個(gè)變量作為工具變量,用來(lái)解決潛在的戶口內(nèi)生性的問題。

    表1 變量解釋與說明

    本文引入了男性的可支配收入這一變量來(lái)衡量結(jié)婚男性一方的經(jīng)濟(jì)能力,計(jì)算方法為:本人年收入+(父親年收入+母親年收入)/(2+兒子的數(shù)目)。中國(guó)的現(xiàn)狀是,有經(jīng)濟(jì)來(lái)源的父母,即使子女成年后,也會(huì)根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力給予子女一定的經(jīng)濟(jì)支援,尤其是在婚姻大事上。所以女性在考察男性經(jīng)濟(jì)能力的過程中,除了男性本人的收入,也會(huì)考慮男性父母日后可能給予的經(jīng)濟(jì)援助。對(duì)于此部分經(jīng)濟(jì)援助,本文的計(jì)算方法為父母收入之和/(2+兒子個(gè)數(shù)),即理論上認(rèn)為父母的收入會(huì)平均分給自己以及兒子們使用。這里選擇兒子個(gè)數(shù)而非子女個(gè)數(shù)也是出于對(duì)中國(guó)現(xiàn)實(shí)傳統(tǒng)的考慮。在多子女的家庭,女兒不一定能分到父母的財(cái)富,尤其是在農(nóng)村地區(qū)。

    2.3 描述性統(tǒng)計(jì)與分析

    我們首先對(duì)全樣本(即不區(qū)分戶口特征)已婚男女的基本人口特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)(見表2)。樣本中,農(nóng)村戶口占據(jù)絕大多數(shù)(在70%以上),女性略高于男性。平均受教育程度在小學(xué)以上(6~7年),且女性低于男性。女性平均年齡約為46歲,男性平均年齡約為48歲。

    表2 全樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

    其次,我們對(duì)按照戶口類型分類的已婚男女及其配偶的人口特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。已婚男性樣本及其配偶的描述性統(tǒng)計(jì)見表3,已婚女性樣本及其配偶的描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

    表3 男性樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

    續(xù)表

    表4 女性樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

    從表3可以看到,在受教育年限和年收入這兩個(gè)主要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征上,“城鎮(zhèn)戶口”已婚男性明顯高于“農(nóng)村戶口”已婚男性。“城鎮(zhèn)戶口”已婚男性的平均身高和平均年齡也高于“農(nóng)村戶口”男性。從配偶的角度來(lái)看,81%的已婚“城鎮(zhèn)戶口”男性,配偶也是“城鎮(zhèn)戶口”,而只有4%的已婚“農(nóng)村戶口”男性,配偶是“城鎮(zhèn)戶口”?!俺擎?zhèn)戶口”男性配偶的受教育年限也明顯高于“農(nóng)村戶口”男性的配偶?!俺擎?zhèn)戶口”男性和“農(nóng)村戶口”男性在平均受教育年限、平均身高和平均年齡、本人年收入這四方面也都各自高于各自配偶的平均值。

    從表4可以看到,在受教育年限和本人年收入這兩個(gè)主要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征上,“城鎮(zhèn)戶口”已婚女性明顯高于“農(nóng)村戶口”已婚女性?!俺擎?zhèn)戶口”女性的平均身高和平均年齡也略高于“農(nóng)村戶口”女性。從配偶的角度來(lái)看,90%的已婚“城鎮(zhèn)戶口”女性,配偶也是“城鎮(zhèn)戶口”,而只有8%的已婚“農(nóng)村戶口”女性,配偶是“城鎮(zhèn)戶口”?!俺擎?zhèn)戶口”女性配偶的受教育年限和年收入也明顯高于“農(nóng)村戶口”女性的配偶?!俺擎?zhèn)戶口”女性和“農(nóng)村戶口”女性在平均受教育年限、平均身高和平均年齡、本人年收入這四方面也都各自低于各自配偶的平均值。

    結(jié)合這兩張表我們可以發(fā)現(xiàn),中國(guó)城鎮(zhèn)與農(nóng)村的婚姻市場(chǎng)并沒有絕對(duì)的分割。計(jì)算表明,在總的婚姻配對(duì)中,有接近10%的婚姻是跨戶籍的。我們分析有以下兩個(gè)原因:一是從歷史來(lái)看,中國(guó)的城鎮(zhèn)化時(shí)間較短,城鄉(xiāng)之間無(wú)論物理距離還是血緣的聯(lián)系仍舊很密切;二是從現(xiàn)實(shí)來(lái)看,改革開放以后城鄉(xiāng)交流不斷加劇,不同戶籍的人口接觸機(jī)會(huì)增加。不過,擁有“城鎮(zhèn)戶口”的男性和女性對(duì)于配偶戶口類型的偏好有較為顯著的差別。有近20%的已婚“城鎮(zhèn)戶口”男性選擇了與“農(nóng)村戶口”女性結(jié)婚,只有10%的已婚“城鎮(zhèn)戶口”女性選擇了與“農(nóng)村戶口”男性結(jié)婚。即“城鎮(zhèn)戶口”的男性相較于“城鎮(zhèn)戶口”的女性,更容易接受和選擇“農(nóng)村戶口”的配偶。而擁有“農(nóng)村戶口”的男性和女性對(duì)于配偶戶口類型的偏好也有一些差別。有4%的已婚“農(nóng)村戶口”男性是選擇了與“城鎮(zhèn)戶口”女性結(jié)婚,8%的已婚“農(nóng)村戶口”女性是選擇了與“城鎮(zhèn)戶口”男性結(jié)婚。總的來(lái)說,“農(nóng)村戶口”女性和“城鎮(zhèn)戶口”男性結(jié)婚(相較于“農(nóng)村戶口”男性和“城鎮(zhèn)戶口”女性結(jié)婚)是更為常見的跨戶口類型結(jié)婚的形式。

    丈夫和妻子各主要特征的相關(guān)關(guān)系見表5。我們可以看出“農(nóng)村戶口”已婚者與自己及配偶的其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征均有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系——“農(nóng)村戶口”與較低的收入和受教育程度關(guān)聯(lián)。此外,本人的收入或受教育程度與本人或配偶的收入或受教育程度均呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。夫妻間戶口類型的相關(guān)度達(dá)到了0.8。

    3 “城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的計(jì)算

    本部分將借鑒Chiappori et al.(2012)提出的模型,基于CFPS(2012年)的數(shù)據(jù),計(jì)算“城鎮(zhèn)戶口”與其他個(gè)人特征的替代率,從而估計(jì) “城鎮(zhèn)戶口”在婚姻匹配市場(chǎng)上的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

    表5 兩性及配偶人口特征的相關(guān)系數(shù)

    3.1 理論模型

    這些假設(shè)的實(shí)際含義是假定婚姻市場(chǎng)上的男女在擇偶方面的偏好完全相同,每個(gè)人對(duì)于異性的某一特征的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)和偏好都一致;一維指數(shù)的值相同的個(gè)體,即使各項(xiàng)特征的值不完全相同,對(duì)于異性來(lái)說也是沒有差異的結(jié)婚對(duì)象。也就是說,各項(xiàng)可觀察特征之間存在替代關(guān)系。

    根據(jù)上述假設(shè),在婚姻匹配市場(chǎng)到達(dá)均衡時(shí),夫妻雙方給定其中任意一方的可觀察特征,其一維指數(shù)I(J)的值也隨之確定,而這一維指數(shù)的值決定了配偶的可觀察特征的分布。換句話說,給定丈夫的可觀察特征,妻子某一項(xiàng)可觀察特征(如第s項(xiàng)可觀察特征)的期望值是關(guān)于丈夫一維指數(shù)的函數(shù):

    假設(shè)I可導(dǎo),丈夫的某兩項(xiàng)可觀察特征之間的替代率(如第r項(xiàng)可觀察特征和第t項(xiàng)可觀察特征)可由以下式子計(jì)算:

    由以上二式可得到:

    上式即為丈夫的某兩項(xiàng)可觀察特征之間的替代率的計(jì)算公式。

    為了進(jìn)一步研究方便,Chiappori等對(duì)于一維指數(shù)I與丈夫各特征之間的關(guān)系進(jìn)行了假設(shè),假設(shè)一維指數(shù)I可由丈夫各特征線性擬合:

    此時(shí),對(duì)I求導(dǎo),替代率的計(jì)算公式可處理為:

    再對(duì)妻子某一項(xiàng)可觀察特征(如第s項(xiàng)可觀察特征)的期望值的函數(shù)形式進(jìn)行假設(shè),即妻子某一項(xiàng)可觀察特征(如第s項(xiàng)可觀察特征)的期望值可由其丈夫的一維指數(shù)線性擬合:

    綜合上述假定和推理,考慮用男性的多項(xiàng)(共K項(xiàng))可觀察特征對(duì)女性(其妻子)的某一項(xiàng)(第s項(xiàng))可觀察特征進(jìn)行回歸,即:

    也就是說,我們用不同的女性可觀察特征,例如第w項(xiàng)和第s項(xiàng)可觀察特征(具體可以是身高、受教育年限等)作為因變量分別進(jìn)行回歸,則兩次回歸得到的男性某兩項(xiàng)可觀察特征(即第r項(xiàng)和第t項(xiàng)可觀察特征)的系數(shù)的比值應(yīng)該是相等的。若能夠通過檢驗(yàn),則說明該計(jì)量模型的假設(shè)成立,特別地,某一性別對(duì)于另一性別的不同特征的偏好可以加總為一個(gè)一維的指數(shù),而上述的比值就是丈夫此兩項(xiàng)可觀察特征之間的替代率:

    同樣的方法,我們可以計(jì)算妻子不同可觀察特征之間的替代率。在具體的計(jì)量實(shí)施中,采用似不相關(guān)回歸(SUR)進(jìn)行兩個(gè)方程的聯(lián)立估計(jì),并檢驗(yàn)兩次得到的系數(shù)比值是否相等。

    3.2 變量選取與方程設(shè)定

    我們的目標(biāo)是計(jì)算女性“城鎮(zhèn)戶口”與女性其他某個(gè)特征、男性“城鎮(zhèn)戶口”與男性某個(gè)其他特征的替代率,從而給出“城鎮(zhèn)戶口”在婚姻匹配市場(chǎng)上的價(jià)值。為此,我們需要選定作為因變量的配偶方的兩個(gè)特征,在似不相關(guān)回歸的兩個(gè)方程中分別使用。我們還需要選定與戶口特征進(jìn)行替代的本方的某一特征。

    我們選擇身高和受教育年限這兩個(gè)特征作為因變量。這些特征對(duì)于大部分人來(lái)說是不隨時(shí)間改變而改變的,可以認(rèn)為就是結(jié)婚時(shí)的狀態(tài)。同時(shí),身高和受教育年限分別表現(xiàn)了自然生理?xiàng)l件和社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件方面的重要特點(diǎn),以此作為回歸的因變量,這也能很好地檢驗(yàn)我們模型的假設(shè)[注]我們也考慮了以戶口類型作為被解釋變量,回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果定性一致,但數(shù)值和統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)均不夠理想。原因可能是因?yàn)闃颖玖繃?yán)重變小(因?yàn)榱硪粋€(gè)被解釋變量是丈夫可支配收入,或是自變量中含有丈夫可支配收入)?;貧w結(jié)果見附表1和附表2。。

    我們選擇女性的受教育年限作為其“城鎮(zhèn)戶口”的替代特征。選擇女性的受教育年限而非年收入來(lái)衡量女性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,有以下三點(diǎn)原因: 一是受到中國(guó)傳統(tǒng)擇偶觀和婚姻家庭觀念的影響,男性在考慮選擇結(jié)婚對(duì)象時(shí),會(huì)更加注重考慮女性日后作為一個(gè)好母親、好妻子的素質(zhì)。女性獲得經(jīng)濟(jì)收入能力這項(xiàng)指標(biāo)對(duì)男性來(lái)說并不是很重要,尤其是對(duì)于自身收入較高的男性。二是女性的勞動(dòng)參工率低于男性,尤其是部分受教育年限較高的女性可能選擇不進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng),無(wú)法觀察到其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資,而她們一旦進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng)則預(yù)期能獲得較高的收入。由于這部分女性年收入數(shù)據(jù)的缺失,如果選擇女性年收入來(lái)衡量女性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,可能會(huì)造成“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值低估。三是受教育年限與潛在收入水平是高度相關(guān)的,可以作為其替代變量。

    我們選擇男性的可支配收入作為其“城鎮(zhèn)戶口”的替代特征。選擇男性的可支配收入而非本人年收入或是男性的受教育年限來(lái)衡量男性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,有以下兩點(diǎn)原因: 首先,“男主外,女主內(nèi)”的傳統(tǒng)思想認(rèn)為男性應(yīng)該主要肩負(fù)起養(yǎng)家糊口的重任,為家庭提供穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)來(lái)源,所以女性在選定結(jié)婚對(duì)象時(shí),會(huì)對(duì)男性賺取物質(zhì)財(cái)富的能力更加看重。其次,女性選擇結(jié)婚對(duì)象時(shí)并不是單純考慮嫁給一個(gè)人,而是和另一個(gè)家庭的“聯(lián)姻”。如果是男性父母有較高的收入,男性本人并沒有較高的收入,對(duì)于女性來(lái)說這仍是一個(gè)富裕的家庭,與男性本人有較高的收入是無(wú)差別的。

    在控制變量中,我們加入了個(gè)人的年齡、身高。我們還加入了控制個(gè)人戶口所在地所屬經(jīng)濟(jì)區(qū)[注]本文采用國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心發(fā)展戰(zhàn)略和區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究部課題組提出的區(qū)劃方法,將全國(guó)劃分為八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū),具體為: 1.東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(遼寧、吉林、黑龍江),2.北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(北京、天津、河北、山東),3.東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(上海、江蘇、浙江),4.南部沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)(福建、廣東、海南),5.黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古),6.長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(湖北、湖南、江西、安徽),7.大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(云南、貴州、四川、重慶、廣西),8.大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆)。相關(guān)報(bào)道可見搜狐財(cái)經(jīng):http://business.sohu.com/64/35/article208003564.shtml。的固定效應(yīng)的啞變量。此外,在以丈夫特征為自變量的回歸中,由于丈夫的可支配收入和受教育年限間有較高的相關(guān)關(guān)系,所以回歸中我們并未控制丈夫的受教育年限。

    總結(jié)起來(lái),丈夫特征對(duì)妻子特征的似不相關(guān)回歸的回歸模型如下:

    其中,下標(biāo)_m代表丈夫,_f代表妻子。HEIGHT_m為丈夫的身高,EDU_m為丈夫受教育年限,HUKOU_f為妻子的戶口類型,EDU_f為妻子的受教育年限,AGE_f為妻子的年齡,HEIGHT_f為妻子的身高,REGION_f為經(jīng)濟(jì)區(qū)啞變量。妻子特征對(duì)丈夫特征的回歸方程類似,只需要將方程中教育變量(EDU)替換為男性的可支配收入變量。μ-f.1和μ_f.2為兩個(gè)方程的殘差項(xiàng)。

    為了解決潛在的戶口內(nèi)生性的問題,即男女雙方結(jié)婚后,本人戶口類型可能會(huì)由于結(jié)婚而發(fā)生改變。我們還選擇了父親的戶口類型以及母親的戶口類型作為本人戶口類型的工具變量,用三階段最小二乘法的方法進(jìn)行回歸,作為對(duì)模型穩(wěn)定性的一種檢驗(yàn)。三階段最小二乘法的回歸方程為(以女性特征作為因變量為例)如下:

    其中,F(xiàn)HUKOU_f為妻子父親的戶口類型,MHUKOU_f為妻子母親的戶口類型。下面分析中僅報(bào)告與似不相關(guān)回歸對(duì)應(yīng)的前兩個(gè)方程的估計(jì)系數(shù)。

    3.3 實(shí)證結(jié)果

    我們首先計(jì)算女性“城鎮(zhèn)戶口”與其受教育年限間的替代關(guān)系?;貧w結(jié)果見表6。

    表6 丈夫特征對(duì)于妻子特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從似不相關(guān)回歸的回歸結(jié)果可以看出,丈夫的身高與妻子的受教育年限是正相關(guān)的,而與妻子的戶口類型是負(fù)相關(guān)的,即妻子的戶口類型由“城鎮(zhèn)戶口”(0)變?yōu)椤稗r(nóng)村戶口”(1)時(shí),丈夫的身高會(huì)下降。與此同時(shí),丈夫的受教育年限與妻子的受教育年限也是正相關(guān)的,而與妻子的戶口類型也是負(fù)相關(guān)的。

    B-P檢驗(yàn)用來(lái)檢驗(yàn)似不相關(guān)回歸兩個(gè)方程的殘差相關(guān)系數(shù)的顯著程度,可以看到殘差相關(guān)系數(shù)為0.0281,p值為0.0042。即在1%的置信水平下,我們拒絕殘差相關(guān)系數(shù)為零的零假設(shè),也就是說兩個(gè)方程的殘差是相關(guān)的,這說明了使用似不相關(guān)回歸的必要性。

    根據(jù)理論模型,“城鎮(zhèn)戶口”與女性受教育年限間的替代率就是妻子戶口類型系數(shù)和妻子受教育年限系數(shù)的比值。這一比值在兩個(gè)方程中分別為-4.17和-4.65,均在1%水平下顯著。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)它們是否相等(即這一替代關(guān)系是否穩(wěn)定存在),表中在計(jì)算其比值之后對(duì)其進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)。從表中結(jié)果可以看出,我們不能拒絕比值相等的零假設(shè)(p值為0.6421),所以可以認(rèn)為計(jì)算出來(lái)的替代率是穩(wěn)定可靠的。

    三階段最小二乘法得到的結(jié)果和似不相關(guān)回歸一致。[注]工具變量方程的回歸結(jié)果見附表3。替代率在兩個(gè)方程中分別為-11.32和-6.85,均至少在5%水平下顯著,且不能拒絕這兩個(gè)替代率相等的假設(shè)(p值為0.4279)。由于加入父母的戶口類型作為工具變量,樣本損失太多(從10341下降到3207),所以三階段最小二乘法的計(jì)算結(jié)果可能不夠準(zhǔn)確,但我們可以把這個(gè)結(jié)果作為對(duì)似不相關(guān)回歸結(jié)果可信度的檢驗(yàn),以下論述中主要采用似不相關(guān)回歸的結(jié)果。

    綜合起來(lái)看,“城鎮(zhèn)戶口”與女性受教育年限的替代率在4~5年之間。也就是說在其他條件相同的情況下,擁有“農(nóng)村戶口”女性為了和擁有“城鎮(zhèn)戶口”女性在婚姻市場(chǎng)上有同樣的競(jìng)爭(zhēng)力,“農(nóng)村戶口”女性比“城鎮(zhèn)戶口”女性需多4~5年的受教育年限。4~5年的教育在實(shí)際生活中幾乎相當(dāng)于高中教育加上大學(xué)本科教育,或是大學(xué)本科教育加上研究生教育,或是初高中教育、小學(xué)義務(wù)教育。但在當(dāng)前國(guó)家已經(jīng)實(shí)施義務(wù)教育的情況下,我們理解為高中教育、大學(xué)本科教育以及研究生教育更適合。也就是在當(dāng)前的教育體系下,“農(nóng)村戶口”女性可以通過提升一到兩個(gè)受教育層次來(lái)彌補(bǔ)戶口類型在婚姻市場(chǎng)上帶來(lái)的不利影響。

    利用同樣的方法,選擇妻子的身高和受教育程度作為因變量構(gòu)建回歸方程組,來(lái)計(jì)算“城鎮(zhèn)戶口”和男性可支配年收入的替代率。回歸結(jié)果見表7。

    表7 妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從似不相關(guān)回歸的回歸結(jié)果可以看出,妻子的身高與丈夫的可支配年收入是正相關(guān)的,而與丈夫的戶口類型是負(fù)相關(guān)的,即丈夫的戶口類型由“城鎮(zhèn)戶口”(0)變?yōu)椤稗r(nóng)村戶口”(1)時(shí),妻子的身高會(huì)下降。與此同時(shí),妻子的受教育年限與丈夫的可支配收入也是正相關(guān)的,而與丈夫的戶口類型是負(fù)相關(guān)的。

    根據(jù)理論模型,“城鎮(zhèn)戶口”與男性可支配年收入間的替代率就是丈夫戶口類型系數(shù)和丈夫可支配年收入系數(shù)的比值。這一比值在兩個(gè)方程中分別為-243074.07和-273552.22。Wald檢驗(yàn)表明不能拒絕比值相等的零假設(shè)(p值為0.9431)。

    三階段最小二乘的回歸結(jié)果類似。替代率計(jì)算為-341459.23和-313221.71,且不能拒絕替代率相等的假設(shè)(p值為0.9540)。

    綜合起來(lái)看,“城鎮(zhèn)戶口”與男性可支配年收入間的替代率在24~27萬(wàn)元之間。也就是說在其他條件相同的情況下,擁有“農(nóng)村戶口”男性為了和擁有“城鎮(zhèn)戶口”男性在婚姻市場(chǎng)上有同樣的競(jìng)爭(zhēng)力,“農(nóng)村戶口”男性比“城鎮(zhèn)戶口”男性多24~27萬(wàn)元的可支配年收入。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù),2012年我國(guó)人均GDP為38354元,24~27萬(wàn)元的可支配年收入相當(dāng)于人均GDP的6~7倍左右,“農(nóng)村戶口”男性需要多獲得相當(dāng)于當(dāng)年6~7倍人均GDP的個(gè)人可支配收入來(lái)彌補(bǔ)戶口的劣勢(shì)。

    3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    在妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸中(表7),可支配收入和替代率在因變量為妻子身高的兩個(gè)回歸式(似不相關(guān)和三階段最小二乘回歸)中均不顯著。我們分析有以下兩點(diǎn)原因: 首先,樣本量過小,受到數(shù)據(jù)可得性的限制,在我們采用丈夫的可支配收入作為自變量后,由于父母收入數(shù)據(jù)的缺失導(dǎo)致樣本量下降很多(僅為1604和1424),影響了最終結(jié)果的準(zhǔn)確性。其次,妻子的身高可能不是男性擇偶時(shí)考慮的重點(diǎn),也就是選擇的因變量沒有能很好地貼合模型的假定。現(xiàn)實(shí)生活中男性擇偶可能不在意配偶的身高,而更在意配偶的容貌。這一點(diǎn)也可以通過B-P檢驗(yàn)看出來(lái),兩條方程的殘差相關(guān)系數(shù)并不顯著異于零,說明兩個(gè)方程的殘差項(xiàng)并沒有受到同一不可觀測(cè)因素的影響,因此因變量的選取可能有問題。針對(duì)第一種可能的原因,我們考慮分別用丈夫的受教育年限和個(gè)人收入(不含父母收入)來(lái)替代個(gè)人可支配收入作為自變量。針對(duì)第二種可能的原因,我們考慮用妻子的相貌替代身高作為因變量。

    3.4.1 丈夫受教育年限替代可支配收入作為自變量

    丈夫的受教育年限替代可支配收入作為自變量的回歸結(jié)果見表8。

    表8 妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗(yàn)之一)

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從表8可以看出,丈夫受教育年限在四個(gè)回歸方程中都顯著,計(jì)算出來(lái)的與“城鎮(zhèn)戶口”的替代率也能通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)p值均大于0.1),但在三階段最小二乘法以妻子身高為因變量的方程中,該替代率不顯著且與其他方程結(jié)果偏離較大。原因可能是三階段最小二乘法的樣本量太小(僅3407個(gè)樣本),所以造成了結(jié)果不顯著且數(shù)值不合理。由于三階段最小二乘法用到了男性父母戶口作為工具變量,將自變量從丈夫可支配收入換成丈夫受教育年限,樣本量有所擴(kuò)大變化;而沒有用到工具變量的似不相關(guān)回歸的樣本量擴(kuò)大更多,為原來(lái)的10倍,所以回歸結(jié)果的顯著性得到了改善??梢钥闯鰳颖玖康拇笮?duì)于結(jié)果的質(zhì)量影響較大。不過總的來(lái)看,這一結(jié)果和以可支配收入作為自變量的結(jié)果是基本一致的。

    3.4.2 丈夫本人收入替代可支配收入作為自變量

    接下來(lái)我們?cè)倏磳⒄煞蚩芍涫杖胩鎿Q為丈夫本人收入后的回歸結(jié)果(見表9)。

    表9 妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗(yàn)之二)

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從表中可以看出,丈夫本人收入與“城鎮(zhèn)戶口”有一定的替代性,丈夫本人收入在三個(gè)回歸式中顯著,僅在三階段最小二乘法以妻子身高為因變量的回歸中不顯著。替代率相等的假設(shè)在兩組回歸中均得以通過。但替代率在以身高為因變量的似不相關(guān)回歸和三階段最小二乘回歸中均不顯著,且后者數(shù)值偏離較大。從數(shù)值來(lái)看為26~36萬(wàn)元,這一結(jié)果和以可支配收入為自變量的結(jié)果是一致的。

    3.4.3 妻子相貌替代身高作為因變量

    我們選擇妻子的相貌[注]妻子相貌來(lái)自調(diào)查問卷中調(diào)查者對(duì)于被調(diào)查者的打分,1~7分,得分越高相貌越好。作為因變量,計(jì)算男性“城鎮(zhèn)戶口”與本人可支配收入的替代率(見表10)。

    表10 妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗(yàn)之三)

    注:回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從回歸結(jié)果我們可以看出,丈夫的可支配收入和丈夫的戶口兩個(gè)關(guān)鍵自變量在四個(gè)回歸方程中都顯著。在似不相關(guān)回歸中殘差相關(guān)系數(shù)及其顯著性有了極大的改進(jìn),殘差相關(guān)系數(shù)從之前的-0.0034上升為0.2415,顯著性也由不顯著變?yōu)轱@著。由此可以看出我們認(rèn)為男性在擇偶時(shí)更看重女性的相貌而非身高是有一定道理的。計(jì)算出的替代率也是顯著的,范圍是6~27萬(wàn)元。不過,不同回歸計(jì)算出的替代率無(wú)法通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)中p值小于0.1,說明在90%的置信水平下我們都只能拒絕替代率相等的零假設(shè))。導(dǎo)致這一異常結(jié)果的原因可能是妻子相貌的數(shù)據(jù)依然存在較大偏差。首先,這一相貌數(shù)據(jù)并非反映結(jié)婚時(shí)候的相貌特征,而是當(dāng)前的相貌,可能會(huì)受到婚姻狀況的影響,例如丈夫收入較高的妻子可能更有時(shí)間和能力去打扮自己,導(dǎo)致相貌分值較高。這一點(diǎn)從丈夫可支配收入與妻子相貌較高的相關(guān)度可以看出(顯著性均在1%以上)。其次,此處使用的相貌數(shù)據(jù)只來(lái)自調(diào)查者一人對(duì)于被調(diào)查的主觀打分,可能存在較大的測(cè)量誤差,導(dǎo)致數(shù)據(jù)質(zhì)量不如身高數(shù)據(jù)的質(zhì)量。雖然不同方程計(jì)算出來(lái)的替代率不同,但其符號(hào)依然是正確的,且替代率本身是顯著的。

    總的來(lái)說,三個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)都大體上支持丈夫戶口特征與其他特征存在較為顯著的替代關(guān)系。比較來(lái)看,以妻子身高作為因變量和以丈夫可支配收入作為“城鎮(zhèn)戶口”的替代變量的結(jié)果更優(yōu)。

    3.4.4 妻子本人收入替代受教育年限作為因變量

    為了檢驗(yàn)女性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的穩(wěn)健性,我們決定采用女性本人收入作為因變量,考察妻子本人收入與“城鎮(zhèn)戶口”的替代關(guān)系與替代比,與受教育年限作為替代變量的結(jié)果對(duì)比,結(jié)果見表11。

    表11 丈夫特性對(duì)于妻子特性的回歸結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗(yàn)之四)

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從回歸結(jié)果可以看出,女性“城鎮(zhèn)戶口”和本人年收入之前存在穩(wěn)定的替代關(guān)系,計(jì)算出來(lái)的與“城鎮(zhèn)戶口”的替代率顯著并且能通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)p值均大于0.1)。替代率計(jì)算的結(jié)果為女性“城鎮(zhèn)戶口”可由6.6~7.3萬(wàn)元本人年收入替代,這與之前的得到的4~5年受教育年限的替代結(jié)果是相呼印證。

    3.4.5 非務(wù)農(nóng)人口婚姻市場(chǎng)

    對(duì)于上述結(jié)果的一個(gè)擔(dān)心是,由于具有“城鎮(zhèn)戶口”與“農(nóng)村戶口”的適齡人群分處于不同的婚姻市場(chǎng)上,上述分析缺乏實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義。我們的描述性統(tǒng)計(jì)已經(jīng)說明中國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村的婚姻市場(chǎng)并沒有絕對(duì)的分割。此外,我們直接使用戶口作為被解釋變量的結(jié)果(附表1和2)直接說明了不同戶口之間是存在婚姻關(guān)系的,否則這一回歸將無(wú)法產(chǎn)生任何結(jié)果。另一種擔(dān)心與之有關(guān),即:即使兩類人群沒有完全分割,但兩類人群存在接觸并處于同一婚姻市場(chǎng)的部分,存在“自選擇”問題。我們認(rèn)為,這個(gè)問題可以在一定程度上通過我們的控制變量(包括收入、受教育程度等)予以控制。此外,我們還可以用下面的回歸來(lái)進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證。我們對(duì)樣本進(jìn)行選擇,使得不同戶口的人處于同一個(gè)婚姻市場(chǎng)的可能性增加。具體地,我們?nèi)サ魳颖局新殬I(yè)為務(wù)農(nóng)的人,這樣使得即使這個(gè)人是農(nóng)村戶口,但鑒于從事非農(nóng)業(yè),那么他(她)與城鎮(zhèn)戶口的人接觸的可能性也會(huì)增加。

    表12和表13是僅考慮非務(wù)農(nóng)人口的、兩類戶口在婚姻市場(chǎng)的替代率的計(jì)算結(jié)果。

    表12 非務(wù)農(nóng)人口丈夫特性對(duì)于妻子特性的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    表13 非務(wù)農(nóng)人口妻子特性對(duì)于丈夫特性的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從以上兩個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以看出,替代率相等的假設(shè)在兩組回歸中均得以通過,且非務(wù)農(nóng)人口婚姻市場(chǎng)計(jì)算出的替代率和全樣本計(jì)算出的替代率大體是一致的:女性戶口與其受教育程度的替代在2~4年之間,而男性戶口與其可支配收入的替代率在8.5萬(wàn)~10萬(wàn)元之間。需要注意這樣的結(jié)果是在樣本量急劇縮小的情況下得到的:表11回歸的樣本量在700~2600,表13的樣本量?jī)H為200左右。總之,婚姻市場(chǎng)的割裂并不嚴(yán)重到使得我們回歸的替代率失真,全樣本計(jì)算出的結(jié)果大致能夠反映婚姻市場(chǎng)上不同戶口的替代率。

    4 擴(kuò)展性分析

    4.1 戶口價(jià)值的時(shí)間變化趨勢(shì)

    改革開放以來(lái),城鄉(xiāng)人口流動(dòng)增加,戶籍制度有所放松。那么,戶口的價(jià)值是否也隨時(shí)間會(huì)有所變化?在擴(kuò)展分析中,我們?cè)噲D來(lái)探討這個(gè)問題。我們根據(jù)已婚夫妻平均年齡的中位數(shù)(47歲),將回歸樣本分成兩部分,分別進(jìn)行回歸,研究不同年齡段的已婚男女性對(duì)于配偶“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的評(píng)價(jià)。由于樣本容量有限,這一方法是研究戶口價(jià)值隨時(shí)間變量較為可行的方法。

    我們首先研究男性對(duì)于女性“城鎮(zhèn)戶口”評(píng)價(jià)的變化,將夫妻平均年齡低于47歲的作為一組回歸(表14),夫妻平均年齡高于47歲的作為另一組回歸(表15)。

    表14 夫妻平均年齡47歲以下丈夫特征對(duì)于妻子特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表6)相比,平均年齡低于中位數(shù)回歸結(jié)果(見表14)替代率的值是下降的,為2.6~4.15年,低于全樣本的4~5年。我們?cè)賮?lái)看年齡高于中位數(shù)的樣本的回歸結(jié)果(見表15)。

    表15 夫妻平均年齡47歲以上丈夫特征對(duì)于妻子特征的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表6)相比,“城鎮(zhèn)戶口”與受教育年限的替代率是大幅上升的,變?yōu)?.4~6.65年,高于全樣本的4~5年。

    綜合來(lái)說,平均年齡較高50%的已婚夫婦,男性對(duì)于妻子“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)(替代率的值)明顯高于平均年齡較小的50%的夫婦。也就說近20年(即平均年齡47歲以下夫妻結(jié)婚的大致年限)內(nèi)結(jié)婚的男性對(duì)于配偶戶口類型的關(guān)注和評(píng)價(jià)有所降低,女性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值在婚姻匹配市場(chǎng)中呈現(xiàn)淡化和下降趨勢(shì)。男性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值是否有相似的變化呢?

    我們接下來(lái)就研究女性對(duì)于男性“城鎮(zhèn)戶口”評(píng)價(jià)的變化。夫妻平均年齡低于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表16,夫妻平均年齡高于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表17。

    表16 夫妻平均年齡47歲以下妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    首先我們來(lái)看年齡低于中位數(shù)回歸結(jié)果(見表16)。可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表7)相比,丈夫戶口類型顯著性有所下降(體現(xiàn)在因變量為妻子身高的似不相關(guān)回歸中),替代率的顯著性不變,計(jì)算出的替代率仍然能通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)p值均大于0.1)。替代率的值與全樣本回歸基本相同,即在20~29萬(wàn)元之間。我們?cè)賮?lái)看年齡高于中位數(shù)回歸結(jié)果(見表17)。

    表17 夫妻平均年齡47歲以上妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表11)相比,“城鎮(zhèn)戶口”與本人年可支配收入的替代率是下降的,變?yōu)?~18萬(wàn)元可支配收入,低于全樣本的24~27萬(wàn)元。

    綜合來(lái)說,平均年齡較高50%的已婚夫婦,女性對(duì)于丈夫“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)(替代率的值)明顯低于平均年齡較小的50%的夫婦。也就說近20年(即平均年齡47歲以下夫妻結(jié)婚的大致年限)內(nèi)結(jié)婚的女性對(duì)于配偶戶口類型的關(guān)注和評(píng)價(jià)有所增加。

    上述分析表明,女性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,若以女性受教育年限來(lái)衡量,則在婚姻匹配市場(chǎng)中總體呈現(xiàn)淡化和下降趨勢(shì)。而男性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,若以男性本人可支配收入衡量,則有上升的趨勢(shì)。那么“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值不同的變化趨勢(shì)是否來(lái)自于衡量指標(biāo)本身不同的變化趨勢(shì)?(例如近年來(lái)教育的價(jià)值上升超過“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的上升,從而表現(xiàn)出女性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值對(duì)受教育年限是下降的)為了驗(yàn)證這個(gè)猜想,探究男女性“城鎮(zhèn)戶口”在婚姻匹配中表現(xiàn)出不同變化趨勢(shì)的原因,我們將對(duì)以女性本人收入衡量的女性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值和以男性受教育程度衡量的男性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值做同樣的分樣本分析,力求厘清“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值變化和衡量指標(biāo)價(jià)值變化各自的影響。

    4.2 戶口價(jià)值的時(shí)間變化趨勢(shì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    首先我們對(duì)穩(wěn)健性檢驗(yàn)之四,即以女性本人年收入代替受教育年限作為自變量的回歸做分樣本回歸,探究以本人年收入衡量女性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的變化趨勢(shì)。夫妻平均年齡低于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表18,夫妻平均年齡高于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表19。

    表18 夫妻平均年齡47歲以下丈夫特性對(duì)于妻子特性的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從表18中可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表11)相比,平均年齡低于中位數(shù)回歸結(jié)果戶口對(duì)于收入的替代率的值是上升的,為9.7~10萬(wàn)元本人年收入,高于全樣本的6.6~7.3萬(wàn)元本人年收入。我們?cè)賮?lái)看年齡高于中位數(shù)的樣本的回歸結(jié)果(見表19)。可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表11)相比,“城鎮(zhèn)戶口”與收入的替代率是下降的,變?yōu)?.7~5.2萬(wàn)元本人年收入,低于全樣本的6.6~7.3萬(wàn)元本人年收入。

    表19 夫妻平均年齡47歲以上丈夫特性對(duì)于妻子特性的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    綜合來(lái)說,用本人年收入衡量“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值時(shí),平均年齡較高50%的已婚夫婦,男性對(duì)于妻子“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)明顯低于平均年齡較小的50%的夫婦。也就說近20年(即平均年齡47歲以下夫妻結(jié)婚的大致年限)內(nèi)結(jié)婚的男性對(duì)于配偶戶口類型的關(guān)注和評(píng)價(jià)上升了,這與按受教育年限來(lái)衡量的女性戶口價(jià)值的變動(dòng)趨勢(shì)恰好相反。

    接下來(lái)研究以受教育年限衡量的男性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值隨時(shí)間的變化。夫妻平均年齡低于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表20,夫妻平均年齡高于47歲的分樣本回歸結(jié)果見表21。

    表20 夫妻平均年齡47歲以下妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    表21 夫妻平均年齡47歲以上妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從表20中可以看到,和全樣本回歸的結(jié)果(表8)相比,平均年齡低于中位數(shù)回歸結(jié)果(見表20)替代率的值是下降的,為5.8~7.4年受教育年限,低于全樣本的7.29~7.35年受教育年限。我們?cè)賮?lái)看年齡高于中位數(shù)的樣本的回歸結(jié)果(見表21)??梢钥吹剑腿珮颖净貧w的結(jié)果(表8)相比,“城鎮(zhèn)戶口”與受教育年限的替代率是大幅上升的,變?yōu)?.44~8.76年,高于全樣本的7.29~7.35年。

    綜合來(lái)說,平均年齡較高50%的已婚夫婦,女性對(duì)于男性“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)(替代率的值)明顯高于平均年齡較小的50%的夫婦。也就說近20年(即平均年齡47歲以下夫妻結(jié)婚的大致年限)內(nèi)結(jié)婚的女性對(duì)于配偶戶口類型的關(guān)注和評(píng)價(jià)有所降低。也就是說,以受教育年限衡量的男性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值在婚姻匹配市場(chǎng)中呈現(xiàn)淡化和下降趨勢(shì)。

    綜合前面關(guān)于戶口價(jià)值時(shí)間趨勢(shì)的所有分析,如果“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值是以受教育年限衡量,那么無(wú)論男性還是女性,“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值是下降的;如果選擇本人年收入(本人可支配收入)作為衡量標(biāo)準(zhǔn),那么“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值是增加的。這就驗(yàn)證了我們之前的猜想,即由于教育價(jià)值的增加幅度超過了“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的增加幅度,因此“城鎮(zhèn)戶口”對(duì)教育年限是下降的,但對(duì)收入而言仍然是上升的。

    “城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值上升(以收入衡量)從一個(gè)側(cè)面反映出隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,城鄉(xiāng)的相對(duì)差別在擴(kuò)大。雖然人們婚戀嫁娶觀念有了更新,戀愛更加自由;國(guó)家戶籍制度的改革也使得戶口有所松動(dòng),例如,1998年后嬰兒戶口落戶可以隨父也可以隨母,而之前是只能隨母,這在客觀上減弱了女性“城鎮(zhèn)戶口”的附帶價(jià)值。但這些因素尚不足以抵消城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大帶來(lái)的戶口價(jià)值的增加。

    4.3 戶口價(jià)值的地區(qū)差異

    我國(guó)東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度差別較大,我們還關(guān)心經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同地區(qū)之間戶口的價(jià)值是否有所區(qū)別。我們按家庭所在省份,根據(jù)2012年各省人均GDP的中位數(shù)(寧夏回族自治區(qū),36394元)把來(lái)自26個(gè)省份的已婚夫妻樣本分成兩部分。所在省份人均GDP高于中位數(shù)的為一組,低于中位數(shù)的為一組,來(lái)粗略研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同地區(qū)的已婚男女性對(duì)于配偶“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的評(píng)價(jià)。

    我們首先研究男性對(duì)于女性“城鎮(zhèn)戶口”評(píng)價(jià)的變化,將夫妻所在省份人均GDP高于中位數(shù)的作為一組回歸(表22),這組樣本包含了14個(gè)省份[注]這14個(gè)省份(直轄市)分別是:河北省、陜西省、湖北省、重慶市、吉林省、山東省、福建省、廣東省、遼寧省、浙江省、江蘇省、上海市、北京市、天津市。單位的夫妻。

    表22 人均GDP高于中位數(shù)省份丈夫特征對(duì)于妻子特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    從人均GDP高于中位數(shù)回歸結(jié)果(見表22)中可以看到妻子戶口替代率的值為4.08~4.87年,與全樣本的結(jié)果非常接近。我們?cè)賮?lái)看人均GDP低于中位數(shù)的樣本的回歸結(jié)果(見表23),這個(gè)結(jié)果包含了12個(gè)省份的樣本[注]人均GDP低于中位數(shù)的省份(自治區(qū))有:貴州省、甘肅省、云南省、廣西壯族自治區(qū)、安徽省、江西省、四川省、河南省、湖南省、山西省、黑龍江省、寧夏回族自治區(qū)(我們把中位數(shù)的寧夏回族自治區(qū)歸至低于中位數(shù)樣本的組中)。??梢钥吹?,“城鎮(zhèn)戶口”與受教育年限的替代率與人均GDP高于中位數(shù)回歸結(jié)果相比是上升的,為4.69~5.41年,約高了一年。

    表23 人均GDP低于中位數(shù)省份丈夫特征對(duì)于妻子特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    綜合來(lái)說,居住在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)的50%的已婚夫婦,男性對(duì)于妻子“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)(替代率的值)略低于經(jīng)濟(jì)較為落后較小的50%的夫婦。也就說居住在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)的男性對(duì)于配偶戶口類型的關(guān)注和評(píng)價(jià)比較低,女性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值在婚姻匹配市場(chǎng)中呈現(xiàn)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)更加看中戶口價(jià)值的特點(diǎn)。男性“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值是否有相似的特點(diǎn)呢?

    我們接下來(lái)就研究女性對(duì)于男性“城鎮(zhèn)戶口”評(píng)價(jià)的變化。人均GDP高于中位數(shù)省份的分樣本回歸結(jié)果見表24,人均GDP低于中位數(shù)省份的分樣本回歸結(jié)果見表25。

    表24 人均GDP高于中位數(shù)省份妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    首先我們來(lái)看人均GDP高于中位數(shù)省份回歸結(jié)果(見表24)??梢钥吹?,和全樣本回歸的結(jié)果(表7)相比,丈夫戶口價(jià)值有所下降,計(jì)算出的替代率仍然能通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)p值均大于0.1),為13~18萬(wàn)元左右,低于全樣本24~27萬(wàn)元。我們?cè)賮?lái)看人均GDP低于中位數(shù)省份回歸結(jié)果(見表25)。可以看到,分樣本后最后計(jì)算出的替代率只有在一個(gè)回歸中顯著,能通過相等檢驗(yàn)(Wald檢驗(yàn)p值均大于0.1),替代率的范圍是43萬(wàn)~175萬(wàn)元之間。結(jié)合之前全樣本回歸(表7)和人均GDP高于中位數(shù)省份回歸結(jié)果(表24),我們可以推斷經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)妻子對(duì)其丈夫的“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)和要超過經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的女性。

    表25 人均GDP低于中位數(shù)省份妻子特征對(duì)于丈夫特征的回歸結(jié)果

    續(xù)表

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    綜合來(lái)看,無(wú)論是男性還是女性的“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,都呈現(xiàn)出在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)更加“值錢”現(xiàn)象。客觀上來(lái)說,發(fā)達(dá)地區(qū)的“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值理應(yīng)更高,但由于城鄉(xiāng)戶口分割比在城市戶口內(nèi)部和農(nóng)村戶口內(nèi)部的地區(qū)分割更嚴(yán)重,所以人們可能更在乎是否有城市戶口,對(duì)于在哪個(gè)城市可能更不在乎,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)“城鎮(zhèn)戶口”的絕對(duì)價(jià)值沒有完全體現(xiàn)出來(lái)。其次,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的城鄉(xiāng)差別較小,農(nóng)村地區(qū)也有比較健全的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、豐富的教育資源和醫(yī)療資源,享受各方面的福利待遇與城鎮(zhèn)居民幾乎沒有差別(例如江蘇、浙江的農(nóng)村地區(qū)),以至于發(fā)達(dá)地區(qū)的“城鎮(zhèn)戶口”(相較于與“農(nóng)村戶口”)的相對(duì)價(jià)值較經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)小。

    對(duì)于“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值的地域分析一定程度上呼應(yīng)了我們?cè)谏弦恍」?jié)提到的觀點(diǎn),即經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)婚戀價(jià)值觀念的改變,進(jìn)而影響戶口的價(jià)值。與此同時(shí),“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值根本體現(xiàn)了城鄉(xiāng)福利待遇和居住條件的差別,“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值地區(qū)差異反映出經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鄉(xiāng)之間的差別更大(體現(xiàn)在“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值更高上),所以努力發(fā)展經(jīng)濟(jì)也是縮小城鄉(xiāng)差別的一個(gè)切實(shí)可行的重要途徑。

    5 結(jié)論

    本文著眼于戶籍身份在婚姻匹配市場(chǎng)中的價(jià)值,借以估計(jì)戶籍身份更為一般性的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。我們借鑒Chiappori et al.(2012)提出的不同特征相互替代模型,計(jì)算“城鎮(zhèn)戶口”與女性受教育年限、男性可支配年收入的替代率。女性“城鎮(zhèn)戶口”相當(dāng)于4~5年受教育年限;男性“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值相當(dāng)于24~27萬(wàn)元可支配年收入。擴(kuò)展分析表明女性的“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值近年來(lái)在婚姻匹配市場(chǎng)上有下降的趨勢(shì),而男性的“城鎮(zhèn)戶口”價(jià)值則有上升趨勢(shì)。經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)于“城鎮(zhèn)戶口”的評(píng)價(jià)略高于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。從婚姻匹配的角度研究“城鎮(zhèn)戶口”的價(jià)值,是對(duì)國(guó)內(nèi)城鄉(xiāng)差距和戶籍制度相關(guān)研究的有益補(bǔ)充和創(chuàng)新,同時(shí)也是對(duì)婚姻關(guān)系研究的一個(gè)重要貢獻(xiàn)。研究得到的“城鎮(zhèn)戶口”在婚姻匹配市場(chǎng)中的價(jià)值可以作為“城鎮(zhèn)戶口”真實(shí)經(jīng)濟(jì)價(jià)值的參考,為戶籍制度改革提供科學(xué)依據(jù)。

    本文的方法可以用于研究婚姻關(guān)系中其他特征的替代關(guān)系,例如教育和收入之間的替代關(guān)系,或者政治身份(如黨員)的價(jià)值等。這一方法也可以研究其他匹配關(guān)系中各方不同特征的替代關(guān)系,如官員與就職地的匹配、企業(yè)與雇員的匹配等,具有非常廣泛的應(yīng)用價(jià)值。

    附表

    附表1 丈夫特性對(duì)于妻子特性的回歸結(jié)果(以戶口為被解釋變量)

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    附表2 妻子特性對(duì)于丈夫特性的回歸結(jié)果(以戶口為被解釋變量)

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差,Wald檢驗(yàn)比值下的括號(hào)中的值為卡方值。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    附表3 主回歸工具變量方程回歸結(jié)果

    注: 回歸系數(shù)下的括號(hào)中的值為標(biāo)準(zhǔn)差。*表示p值<0.1,**表示p值<0.05,***表示p值<0.01。

    猜你喜歡
    農(nóng)村戶口戶口年限
    影響種公牛使用年限的幾個(gè)因素與解決辦法
    給失管無(wú)名道路上“戶口”
    子女不是農(nóng)村戶口能否繼承宅基地
    中小城市戶口不吸引農(nóng)村人
    不同產(chǎn)地、生長(zhǎng)年限銀杏葉總多酚含量比較
    中成藥(2017年6期)2017-06-13 07:30:35
    戶口
    八類無(wú)戶籍人員可登記戶口
    淺談如何提高高校具有農(nóng)村戶口學(xué)生主動(dòng)學(xué)習(xí)羽毛球的興趣研究
    ——以陜西學(xué)前師范學(xué)院部為例
    體外發(fā)酵法評(píng)定不同茬次和生長(zhǎng)年限苜蓿的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值
    農(nóng)村戶口能享受住房公積金嗎
    百姓生活(2012年2期)2012-04-29 00:44:03
    中国三级夫妇交换| 久久精品国产亚洲av高清一级| 晚上一个人看的免费电影| 9色porny在线观看| 久热久热在线精品观看| 大片免费播放器 马上看| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 精品亚洲成a人片在线观看| 欧美精品av麻豆av| 国产成人91sexporn| 久久久久久久久久久久大奶| 成人免费观看视频高清| h视频一区二区三区| 女的被弄到高潮叫床怎么办| 免费观看性生交大片5| 欧美精品国产亚洲| 精品国产乱码久久久久久小说| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 两个人免费观看高清视频| 久久精品久久久久久久性| av国产精品久久久久影院| 国产精品人妻久久久影院| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 精品人妻偷拍中文字幕| 亚洲中文av在线| 久久久精品免费免费高清| 丝瓜视频免费看黄片| 2021少妇久久久久久久久久久| 久久97久久精品| 欧美少妇被猛烈插入视频| av免费在线看不卡| 大香蕉久久成人网| 国产福利在线免费观看视频| 五月开心婷婷网| 日韩视频在线欧美| 亚洲av综合色区一区| 成年人午夜在线观看视频| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| √禁漫天堂资源中文www| 日本午夜av视频| 99香蕉大伊视频| 最新的欧美精品一区二区| 国产免费现黄频在线看| 1024香蕉在线观看| 欧美在线黄色| 亚洲三级黄色毛片| 狠狠精品人妻久久久久久综合| av不卡在线播放| 午夜老司机福利剧场| 国产免费视频播放在线视频| 日日爽夜夜爽网站| 青春草亚洲视频在线观看| 777米奇影视久久| 国产欧美日韩综合在线一区二区| 免费人妻精品一区二区三区视频| 国产av精品麻豆| 国产精品国产av在线观看| 一个人免费看片子| 午夜精品国产一区二区电影| 韩国av在线不卡| 黄色毛片三级朝国网站| 欧美精品一区二区大全| 男女无遮挡免费网站观看| 一二三四在线观看免费中文在| 日韩欧美精品免费久久| 国产一区二区 视频在线| 国产男人的电影天堂91| 亚洲伊人久久精品综合| av免费观看日本| 1024视频免费在线观看| 久久人妻熟女aⅴ| 国产有黄有色有爽视频| 久久精品人人爽人人爽视色| videos熟女内射| 晚上一个人看的免费电影| 一级a爱视频在线免费观看| 亚洲国产精品成人久久小说| 日韩免费高清中文字幕av| 午夜福利视频精品| 日本av手机在线免费观看| 中文字幕最新亚洲高清| 久久久久国产一级毛片高清牌| 少妇人妻久久综合中文| 亚洲av成人精品一二三区| 中文欧美无线码| 在线观看免费日韩欧美大片| 美女大奶头黄色视频| 一级片免费观看大全| 男女边摸边吃奶| 午夜日本视频在线| 2022亚洲国产成人精品| 91国产中文字幕| 成人手机av| 欧美精品一区二区免费开放| 久久久欧美国产精品| 久久精品国产a三级三级三级| 久久久久久久大尺度免费视频| 久久久久久免费高清国产稀缺| 777久久人妻少妇嫩草av网站| www日本在线高清视频| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| xxxhd国产人妻xxx| 黑人欧美特级aaaaaa片| 亚洲精品国产色婷婷电影| 自拍欧美九色日韩亚洲蝌蚪91| 各种免费的搞黄视频| 成人国产av品久久久| 最新中文字幕久久久久| 91国产中文字幕| 国产极品天堂在线| 亚洲精品久久久久久婷婷小说| 永久免费av网站大全| 成人毛片60女人毛片免费| 国产成人精品无人区| 边亲边吃奶的免费视频| 日韩av不卡免费在线播放| 亚洲精品视频女| 18在线观看网站| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 日韩伦理黄色片| 菩萨蛮人人尽说江南好唐韦庄| 十分钟在线观看高清视频www| 爱豆传媒免费全集在线观看| 高清av免费在线| 欧美中文综合在线视频| 国产片内射在线| 中文字幕最新亚洲高清| 亚洲情色 制服丝袜| 国精品久久久久久国模美| 国产免费视频播放在线视频| 黄色毛片三级朝国网站| 国产成人免费无遮挡视频| 咕卡用的链子| 免费观看无遮挡的男女| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| 国产在视频线精品| 下体分泌物呈黄色| 日日啪夜夜爽| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久| 欧美精品高潮呻吟av久久| www.自偷自拍.com| 亚洲伊人色综图| 黑人巨大精品欧美一区二区蜜桃| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 免费黄网站久久成人精品| 久久久久久人人人人人| 纯流量卡能插随身wifi吗| 麻豆乱淫一区二区| 一区二区三区激情视频| 激情视频va一区二区三区| 亚洲精品成人av观看孕妇| 国产精品免费视频内射| 一级黄片播放器| 在线观看www视频免费| 亚洲成人一二三区av| 97精品久久久久久久久久精品| 亚洲av综合色区一区| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 国产在线一区二区三区精| 18禁观看日本| 香蕉精品网在线| 亚洲美女搞黄在线观看| 久久久a久久爽久久v久久| 日韩精品免费视频一区二区三区| 欧美黄色片欧美黄色片| 久久国产精品大桥未久av| 香蕉丝袜av| 国产免费福利视频在线观看| 日韩av在线免费看完整版不卡| 久久精品亚洲av国产电影网| 最黄视频免费看| av片东京热男人的天堂| 国产97色在线日韩免费| 男女国产视频网站| 天美传媒精品一区二区| av国产久精品久网站免费入址| 五月天丁香电影| 性色av一级| 久久久国产欧美日韩av| 欧美av亚洲av综合av国产av | 亚洲av综合色区一区| 欧美日韩亚洲高清精品| 国产日韩欧美亚洲二区| 亚洲精品久久成人aⅴ小说| www.av在线官网国产| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 满18在线观看网站| 亚洲精品视频女| 99热国产这里只有精品6| 最近最新中文字幕免费大全7| 成人漫画全彩无遮挡| 建设人人有责人人尽责人人享有的| 日韩中文字幕欧美一区二区 | 久久久久精品久久久久真实原创| 中国三级夫妇交换| 午夜免费鲁丝| 五月天丁香电影| 亚洲四区av| 亚洲三区欧美一区| 黑人巨大精品欧美一区二区蜜桃| 欧美97在线视频| 精品少妇黑人巨大在线播放| 99国产综合亚洲精品| 最新的欧美精品一区二区| 免费在线观看黄色视频的| 国产精品三级大全| 男男h啪啪无遮挡| 最近2019中文字幕mv第一页| 久久人人97超碰香蕉20202| 日韩在线高清观看一区二区三区| 国产一区二区激情短视频 | 国产有黄有色有爽视频| 久久精品亚洲av国产电影网| 中文字幕色久视频| 日韩成人av中文字幕在线观看| av不卡在线播放| 国产成人欧美| av视频免费观看在线观看| 色94色欧美一区二区| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 久久久久久伊人网av| 国产日韩一区二区三区精品不卡| 又黄又粗又硬又大视频| 精品少妇一区二区三区视频日本电影 | 亚洲,欧美,日韩| 精品国产露脸久久av麻豆| 亚洲精品久久久久久婷婷小说| 一级毛片 在线播放| 中国国产av一级| 老司机亚洲免费影院| 久久久久久人妻| 久久婷婷青草| 亚洲男人天堂网一区| 日本-黄色视频高清免费观看| 视频区图区小说| 男女高潮啪啪啪动态图| 不卡av一区二区三区| 黄色 视频免费看| 亚洲精华国产精华液的使用体验| 国产成人精品久久二区二区91 | 日韩欧美一区视频在线观看| 精品少妇黑人巨大在线播放| 纵有疾风起免费观看全集完整版| 久久久久久伊人网av| 亚洲成人手机| 欧美成人精品欧美一级黄| 亚洲视频免费观看视频| 国产熟女欧美一区二区| 亚洲精品,欧美精品| 亚洲国产欧美在线一区| 黄片播放在线免费| 免费在线观看视频国产中文字幕亚洲 | 亚洲美女视频黄频| 夫妻午夜视频| 啦啦啦视频在线资源免费观看| 欧美人与性动交α欧美软件| 九色亚洲精品在线播放| 国产日韩欧美亚洲二区| 91精品三级在线观看| 视频在线观看一区二区三区| 色吧在线观看| 精品少妇久久久久久888优播| 欧美人与性动交α欧美软件| 国产成人欧美| 亚洲欧美成人精品一区二区| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线| 91aial.com中文字幕在线观看| 国产精品人妻久久久影院| av片东京热男人的天堂| 久久久精品94久久精品| 久久久久国产一级毛片高清牌| 一区二区三区四区激情视频| 美女国产高潮福利片在线看| 精品亚洲成国产av| 大香蕉久久网| 这个男人来自地球电影免费观看 | 国产麻豆69| 亚洲,一卡二卡三卡| 97人妻天天添夜夜摸| 亚洲国产毛片av蜜桃av| 成人亚洲精品一区在线观看| 男人操女人黄网站| 久久影院123| 黄色视频在线播放观看不卡| 九九爱精品视频在线观看| 人妻 亚洲 视频| 欧美日韩综合久久久久久| 一区二区三区精品91| √禁漫天堂资源中文www| 又黄又粗又硬又大视频| 亚洲国产精品国产精品| 国产一区二区激情短视频 | 日本av手机在线免费观看| 成人漫画全彩无遮挡| 精品久久久久久电影网| 欧美+日韩+精品| 人妻一区二区av| 国产成人精品福利久久| 亚洲精品视频女| 国产片内射在线| 丝袜脚勾引网站| 国产xxxxx性猛交| 国产av码专区亚洲av| 女人精品久久久久毛片| 综合色丁香网| 色婷婷久久久亚洲欧美| 丁香六月天网| 国产精品一区二区在线观看99| 免费观看a级毛片全部| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 国产精品免费视频内射| 国产一区有黄有色的免费视频| 亚洲成色77777| 亚洲熟女精品中文字幕| 亚洲情色 制服丝袜| 久久久精品区二区三区| 国产av一区二区精品久久| 国产成人精品久久二区二区91 | 99re6热这里在线精品视频| 国产成人精品无人区| 久久久久视频综合| 亚洲综合精品二区| 97在线人人人人妻| 免费高清在线观看日韩| 一区二区av电影网| 看免费av毛片| 婷婷成人精品国产| 久久婷婷青草| 永久免费av网站大全| 亚洲综合色网址| 在线 av 中文字幕| 国产xxxxx性猛交| 中文字幕另类日韩欧美亚洲嫩草| 久久久久久伊人网av| 一级毛片我不卡| 亚洲av在线观看美女高潮| 看十八女毛片水多多多| 99热网站在线观看| 国产精品久久久久久av不卡| 国产精品久久久久久久久免| 精品酒店卫生间| 精品一区二区三区四区五区乱码 | 日韩制服丝袜自拍偷拍| 久久av网站| av免费观看日本| 国产精品久久久久久av不卡| 乱人伦中国视频| 成人亚洲精品一区在线观看| 亚洲精品乱久久久久久| 不卡av一区二区三区| 丝瓜视频免费看黄片| 久久久久久久久久久免费av| 国产熟女午夜一区二区三区| 校园人妻丝袜中文字幕| 黄色 视频免费看| 欧美人与善性xxx| 日本av免费视频播放| 日本爱情动作片www.在线观看| 一二三四在线观看免费中文在| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品| 交换朋友夫妻互换小说| www.精华液| 中文乱码字字幕精品一区二区三区| 久久久a久久爽久久v久久| 制服丝袜香蕉在线| 亚洲国产欧美在线一区| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 午夜福利乱码中文字幕| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 久久久久久久久免费视频了| 欧美亚洲日本最大视频资源| 欧美激情极品国产一区二区三区| 日本wwww免费看| 国产精品嫩草影院av在线观看| 国产成人午夜福利电影在线观看| 2022亚洲国产成人精品| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 侵犯人妻中文字幕一二三四区| 久久久精品免费免费高清| 欧美精品一区二区免费开放| 国产精品久久久久久av不卡| 韩国精品一区二区三区| 成人免费观看视频高清| 日韩三级伦理在线观看| 久久精品夜色国产| 深夜精品福利| 国产精品无大码| 精品卡一卡二卡四卡免费| 国产乱人偷精品视频| 成人毛片60女人毛片免费| 欧美精品av麻豆av| 妹子高潮喷水视频| 岛国毛片在线播放| 一本色道久久久久久精品综合| 亚洲欧美日韩另类电影网站| 精品少妇黑人巨大在线播放| 极品人妻少妇av视频| 国产精品熟女久久久久浪| 美女午夜性视频免费| 亚洲精品,欧美精品| 99久久综合免费| 三上悠亚av全集在线观看| 免费观看在线日韩| 男女国产视频网站| 亚洲国产欧美日韩在线播放| 成人免费观看视频高清| 亚洲综合色网址| tube8黄色片| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 女人被躁到高潮嗷嗷叫费观| 成人亚洲欧美一区二区av| 97在线视频观看| 18禁动态无遮挡网站| 国产精品av久久久久免费| 一级毛片电影观看| 国产成人欧美| 久久人妻熟女aⅴ| 久久ye,这里只有精品| 婷婷色av中文字幕| 性高湖久久久久久久久免费观看| 亚洲精品乱久久久久久| 爱豆传媒免费全集在线观看| 亚洲欧美一区二区三区国产| 不卡视频在线观看欧美| 亚洲国产欧美在线一区| 韩国高清视频一区二区三区| 免费大片黄手机在线观看| 亚洲成国产人片在线观看| 久久久久国产精品人妻一区二区| 欧美激情极品国产一区二区三区| 大码成人一级视频| 亚洲精品第二区| 大陆偷拍与自拍| 国产精品一区二区在线不卡| 久久久久久久国产电影| 久久人妻熟女aⅴ| 国产精品一区二区在线不卡| www.自偷自拍.com| 日韩一本色道免费dvd| 黑人猛操日本美女一级片| 韩国精品一区二区三区| 美女大奶头黄色视频| 午夜福利视频精品| 777米奇影视久久| 99久久精品国产国产毛片| 宅男免费午夜| 99久久中文字幕三级久久日本| 日韩中文字幕欧美一区二区 | 最近手机中文字幕大全| 熟女av电影| av片东京热男人的天堂| 在线免费观看不下载黄p国产| 色94色欧美一区二区| 国产片内射在线| 午夜福利视频在线观看免费| 国产精品偷伦视频观看了| videossex国产| 国产伦理片在线播放av一区| 十分钟在线观看高清视频www| 99热全是精品| 国产av码专区亚洲av| 中国国产av一级| 久久久久久久亚洲中文字幕| 一区在线观看完整版| 欧美日韩精品网址| 黑丝袜美女国产一区| 国产日韩一区二区三区精品不卡| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久| 亚洲美女黄色视频免费看| 成年人午夜在线观看视频| 五月开心婷婷网| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 视频在线观看一区二区三区| 99久久综合免费| 欧美激情 高清一区二区三区| 亚洲成国产人片在线观看| 欧美日韩亚洲高清精品| 亚洲精品视频女| 亚洲精品日本国产第一区| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 少妇精品久久久久久久| 国产 一区精品| 最近2019中文字幕mv第一页| 在线天堂最新版资源| 日本爱情动作片www.在线观看| 午夜免费观看性视频| 国产成人91sexporn| 国产一级毛片在线| 亚洲精品aⅴ在线观看| 午夜老司机福利剧场| 国产在线免费精品| 久久久久人妻精品一区果冻| 精品国产一区二区三区四区第35| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 一边摸一边做爽爽视频免费| 黄频高清免费视频| 啦啦啦在线免费观看视频4| 欧美变态另类bdsm刘玥| 最近最新中文字幕免费大全7| 久久精品久久久久久久性| 国产福利在线免费观看视频| 久久精品国产综合久久久| 国产在线视频一区二区| 国产精品 欧美亚洲| 一个人免费看片子| 久久久久精品久久久久真实原创| 久久人人爽人人片av| 在线天堂最新版资源| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| 日韩一区二区视频免费看| 最近最新中文字幕免费大全7| 国产在线一区二区三区精| 婷婷色综合大香蕉| 性色av一级| 视频在线观看一区二区三区| 99久国产av精品国产电影| 99精国产麻豆久久婷婷| 亚洲精品av麻豆狂野| 国产成人一区二区在线| 激情五月婷婷亚洲| 一区福利在线观看| 久久久久视频综合| av在线app专区| 少妇人妻久久综合中文| 久久久久久人妻| 亚洲美女黄色视频免费看| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 人体艺术视频欧美日本| 国产亚洲欧美精品永久| 欧美 日韩 精品 国产| 婷婷色麻豆天堂久久| 中文字幕av电影在线播放| 久久久久久久亚洲中文字幕| 极品人妻少妇av视频| 九九爱精品视频在线观看| 婷婷色综合大香蕉| 超碰97精品在线观看| 久久99蜜桃精品久久| 一边摸一边做爽爽视频免费| 日韩人妻精品一区2区三区| 在线 av 中文字幕| 黄频高清免费视频| 午夜福利影视在线免费观看| 人体艺术视频欧美日本| 毛片一级片免费看久久久久| 看十八女毛片水多多多| 最近中文字幕高清免费大全6| 久久久欧美国产精品| 一级毛片电影观看| av视频免费观看在线观看| www.精华液| 日韩精品免费视频一区二区三区| 在线观看三级黄色| 亚洲第一av免费看| 中文字幕色久视频| 免费少妇av软件| 一级片'在线观看视频| 国产日韩欧美在线精品| 爱豆传媒免费全集在线观看| 亚洲av在线观看美女高潮| 亚洲美女视频黄频| av线在线观看网站| 极品人妻少妇av视频| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 少妇被粗大猛烈的视频| 国产精品蜜桃在线观看| 男人操女人黄网站| 亚洲国产成人一精品久久久| 久久精品亚洲av国产电影网| 久久久久久免费高清国产稀缺| 亚洲美女黄色视频免费看| 性色av一级| 制服诱惑二区| 纯流量卡能插随身wifi吗| 日韩精品有码人妻一区| 久久久久久人妻| 亚洲国产av影院在线观看| 男女高潮啪啪啪动态图| 欧美97在线视频| 欧美中文综合在线视频| 精品人妻在线不人妻| 亚洲精品国产色婷婷电影| 在线观看免费视频网站a站| 欧美另类一区| 热99久久久久精品小说推荐| av天堂久久9| 高清视频免费观看一区二区| 日本av手机在线免费观看| 五月开心婷婷网| 久久韩国三级中文字幕| 波野结衣二区三区在线| 日韩欧美精品免费久久| 欧美日韩综合久久久久久| 午夜福利影视在线免费观看| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 我要看黄色一级片免费的| 满18在线观看网站| 亚洲国产精品成人久久小说| 一级片免费观看大全| 日韩 亚洲 欧美在线| 最新的欧美精品一区二区| 蜜桃国产av成人99| 欧美日韩精品成人综合77777| 九九爱精品视频在线观看| 美女国产视频在线观看| 国产亚洲av片在线观看秒播厂| 久久久久国产一级毛片高清牌| 国产精品香港三级国产av潘金莲 | 男女无遮挡免费网站观看| 黑人猛操日本美女一级片| 亚洲视频免费观看视频| 综合色丁香网| 看十八女毛片水多多多|