城鎮(zhèn)居民婚姻匹配和家庭收入變動：1991—2009

李雅楠　王飛

摘要：文章利用1991～2009年的中國營養(yǎng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)，考察婚姻匹配對第一階段（1991～1997年）和第二階段（2001～2009年）家庭收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)在絕大多數(shù)分位數(shù)上，同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入有顯著的正向影響，且在多數(shù)分位數(shù)上婚姻匹配對第二階段家庭收入的影響系數(shù)大于第一階段，說明隨著市場化過程的深化，同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入所起的作用逐漸增強(qiáng)。此外，跨期的家庭收入變動分解結(jié)果表明同質(zhì)性婚姻匹配是家庭收入跨期差距的重要原因；尤其在低收入分位數(shù)上，同質(zhì)性婚姻匹配對跨期收入差距的貢獻(xiàn)更大。

關(guān)鍵詞：婚姻匹配；家庭收入差距

中圖分類號：C92-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2013）06-0039-08

一、引言及文獻(xiàn)回顧

改革開放以來，我國居民收入變動及其影響因素成為社會各界廣泛關(guān)注的重要對象。20世紀(jì)90年代以來，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度對居民家庭收入差距進(jìn)行了深入研究[1～2]。雖然已婚女性參與勞動力市場以及家庭所在的地區(qū)都是影響居民家庭收入差距的重要原因，但是婚姻匹配也是其中一個(gè)不可忽視的因素?；橐銎ヅ?，即“誰與誰結(jié)婚”，是指人們在擇偶時(shí)遵循從相同或相似的階層群體內(nèi)挑選配偶這一婚配模式[3]。隨著市場化過程的逐步深化，為了應(yīng)對一個(gè)高度不確定性的市場和高度分化的社會環(huán)境，為未來的家庭和孩子創(chuàng)造盡可能好的生活條件，我國的婚姻匹配模式在過去幾十年來發(fā)生了重要的變化：擇偶雙方的自致性匹配（如教育等人力資本）呈明顯而穩(wěn)定的上升趨勢，而先賦性的匹配（如家庭背景）呈現(xiàn)倒U型的小幅度波動[4]。這種自致性婚姻匹配的上升會導(dǎo)致家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，高-高學(xué)歷、低-低學(xué)歷的同質(zhì)性婚姻匹配數(shù)量將會增加，這無疑會給家庭收入造成重要的影響。但到目前為止，國內(nèi)尚沒有系統(tǒng)的研究來分析婚姻匹配對家庭收入的影響。

國外有關(guān)兩者關(guān)系的文獻(xiàn)較多，但持有的觀點(diǎn)有差異。貝克爾（Becker）指出婚姻匹配會降低代際間內(nèi)部特征的變動，但正向的婚姻匹配會增加不同家庭的收入差距[5]。巴迪特（Burdett）認(rèn)為擁有相似特征的個(gè)體在婚姻市場中會自主地將自己劃分為不同的階層，他們在尋找配偶時(shí)按照這一階層標(biāo)準(zhǔn)，其結(jié)果是個(gè)體僅會和其自身處于相同或相似的社會階層的人結(jié)婚，處于較高階層的男性一般不會選擇和低階層的女性結(jié)婚，反之亦然[6]。但是，克林姆（Kremer）卻持有不同的觀點(diǎn)，他發(fā)現(xiàn)以配偶教育相關(guān)系數(shù)度量的婚姻匹配對收入和教育分布產(chǎn)生的影響很小[7]。

現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要從以下兩種思路考察婚姻匹配和家庭收入的關(guān)系：第一種思路使用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型簡單考察兩者之間的關(guān)系。施瓦茲（Schwartz）使用對數(shù)線性化模型描述了美國1967～2005年的婚姻匹配趨勢，并估計(jì)了婚姻匹配對收入差距的貢獻(xiàn)，他認(rèn)為如果在此期間婚姻匹配模式不發(fā)生變化，美國的收入差距會下降25%～35%[8]。但此種思路并不能對不同因素對家庭收入差距的貢獻(xiàn)進(jìn)行詳細(xì)的分解。第二種思路在考察兩者關(guān)系的同時(shí)使用了諸如收入不平等分解方法、反事實(shí)分析方法考察單個(gè)解釋變量對家庭收入分布的影響。豪特（Hout）認(rèn)為家庭收入的變動可以分解為丈夫收入的變動、妻子收入的變動以及丈夫和妻子收入關(guān)系的變動[9]，但豪特的模型僅能觀察整體婚姻匹配對家庭收入差距的影響，對于不同收入分位數(shù)的影響卻尚未述及。為了解決上述問題，蔡淑玲等人選取了以教育和職業(yè)兩個(gè)指標(biāo)度量的婚姻匹配，使用分位數(shù)回歸的方法考察了我國臺灣地區(qū)同質(zhì)性婚姻匹配（homogamy）對不同分位數(shù)上家庭收入的影響，但是他們采用的分位數(shù)方法并不能量化地觀察婚姻匹配對家庭收入差距影響的大小[10]。沃納（Worner）使用基于分布函數(shù)的半?yún)?shù)化分解方法（DFL）考察了1982～2003年的婚姻匹配模式對澳大利亞收入差距的影響[11]，但DFL分解方法的估計(jì)結(jié)果依賴于變量進(jìn)入方程的先后順序。

基于已有的文獻(xiàn)，本文選擇使用新近發(fā)展的基于RIF回歸的分解（FFL）估計(jì)婚姻匹配對家庭收入不平等的影響。與沃納使用的DFL分解方法相比，F(xiàn)FL分解結(jié)果一方面不依賴于變量進(jìn)入方程的先后順序，另一方面DFL分解通常只能將收入分布變動分解出解釋變量總體的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)，但對單個(gè)解釋變量則要求必須是虛擬變量，而FFL放松了這一要求[12]。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文利用1991～2009年的中國營養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)，使用基于RIF回歸的分解方法（FFL）首次嘗試分析婚姻匹配對不同時(shí)期家庭收入的影響。

二、數(shù)據(jù)描述

1.樣本選取

本文分析所使用的數(shù)據(jù)是美國北卡羅萊納大學(xué)組織的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的數(shù)據(jù)。到目前為止CHNS網(wǎng)站網(wǎng)址：www.cpc.unc.edu/projects/china/公布的調(diào)查年份包括1989、1991、1993、1997、2000、2002、2004、2006和2009年，該調(diào)查數(shù)據(jù)既包括個(gè)人的信息，也包括其配偶的相關(guān)信息，對本文的研究非常有用。為了比較全面地考察我國城鎮(zhèn)居民家庭收入的變化趨勢，本文選取1991、1993、1997、2004、2006和2009年六次調(diào)查數(shù)據(jù)，并將1991、1993和1997年的數(shù)據(jù)合并，2004、2006和2009年的數(shù)據(jù)合并，即把六個(gè)調(diào)查年份劃分為第一階段（1991～1997）和第二階段（2004～2009）兩個(gè)時(shí)期。文中之所以將相鄰年份的數(shù)據(jù)合并在一起，主要有兩個(gè)原因：一是因?yàn)槲闹惺褂玫募彝ナ杖胱兞渴墙?jīng)過CPI調(diào)整過的真實(shí)收入，而其他與家庭相關(guān)的特征變量在相鄰年份變化不大；二是因?yàn)?0世紀(jì)90年代是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要時(shí)期，家庭成員的收入方式發(fā)生了較大的改變，而21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)改革難度逐漸增大，不同收入群體的收入來源有所固化，文中依此將現(xiàn)有的調(diào)查數(shù)據(jù)分為兩個(gè)階段。本文僅保留城鎮(zhèn)地區(qū)家庭的數(shù)據(jù)，并將男性的年齡控制在16～65歲范圍內(nèi)，經(jīng)過相關(guān)處理，第一階段的有效樣本有2324個(gè)；第二階段的有效樣本有2232個(gè)。

文中選用的家庭收入（hhincpc）是被調(diào)查家庭住戶的人均家庭收入，包括工資、獎金、補(bǔ)貼以及其他現(xiàn)金和非現(xiàn)金收入，各年的收入均通過CPI調(diào)整為2009年的名義收入，實(shí)證分析中使用的是家庭收入的對數(shù)。從表1中可以看出，第二階段（2004～2009）人均家庭收入均值遠(yuǎn)大于第一階段（1991～1997），前者是后者的3倍，但前者的方差也遠(yuǎn)大于后者。對于解釋變量婚姻匹配，文中參考蔡淑玲等人的研究，選擇以教育程度衡量的婚姻匹配[13]。這種婚姻匹配主要有以下三種類型：①夫妻雙方擁有相同的教育程度（homogamy），②丈夫的教育程度高于妻子的教育程度（hypergamy），③妻子的教育程度高于丈夫的教育程度（hypogamy），實(shí)證分析中將傳統(tǒng)的第二種婚姻匹配設(shè)為對照組。從中可以發(fā)現(xiàn)，在這期間，婚姻匹配發(fā)生了重要變化，同質(zhì)性的婚姻匹配（homogamy）有所增加，增加幅度為11%。

從表2中可以看出，年齡的回歸系數(shù)在所有分位數(shù)上均顯著為正，且第二階段各分位數(shù)上的回歸系數(shù)均大于第一階段的回歸系數(shù)，這說明隨著市場化進(jìn)程的逐步深化，經(jīng)驗(yàn)對家庭收入的作用在逐漸增強(qiáng)。教育程度在各分位數(shù)上均對家庭收入有顯著的影響，且在絕大多數(shù)的分位數(shù)上，第二階段的回歸系數(shù)均大于第一階段，這說明隨著改革的深入，教育收益率在增加。但教育對家庭收入的影響系數(shù)在不同分位數(shù)上的變化趨勢在兩個(gè)階段是不同的：在第一階段，隨著分位數(shù)上升，教育對家庭收入的影響系數(shù)逐漸增加；但在第二階段，教育對家庭收入的影響系數(shù)在不同分位數(shù)上的分布呈倒U型，在50%分位數(shù)上，教育對家庭收入的影響系數(shù)最大，為0073，即在中位數(shù)點(diǎn)上，家庭中較高教育水平的一方的教育程度每額外增加一年，家庭收入增加73%，90%分位數(shù)上的影響系數(shù)最低，僅為0037，此分位數(shù)上第二階段影響系數(shù)小于第一階段的影響系數(shù)，這說明不同于其他分位數(shù)，最高分位數(shù)上教育收益率有所下降。

相對于丈夫教育程度高于妻子的婚姻匹配模式，同質(zhì)性婚姻匹配在絕大多數(shù)的分位數(shù)上對家庭收入有顯著的正影響，為了更清楚地觀察不同分位數(shù)上同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入的影響，圖3給出了同質(zhì)性婚姻匹配在不同時(shí)期不同分位數(shù)上的RIF回歸系數(shù)。從中可以看出，除了最高分位數(shù)（Q90）上第二階段的影響系數(shù)小于第一階段外，其他分位數(shù)上第二階段的影響系數(shù)均大于第一階段，這說明同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入所起的作用逐漸增強(qiáng)。圖3中除了10%、25%分位數(shù)上兩個(gè)時(shí)期影響系數(shù)有較大差異外，其他分位數(shù)上影響系數(shù)的波動趨勢比較一致：在第一階段，10%、25%分位數(shù)對家庭收入的影響系數(shù)是所有分位數(shù)影響系數(shù)中最低的：而在第二階段，10%、25%分位數(shù)對家庭收入的影響系數(shù)卻是所有分位數(shù)影響系數(shù)中最高的。妻子教育程度高于丈夫的婚姻匹配模式在大多數(shù)的分位數(shù)上對家庭收入沒有顯著影響，這說明妻子教育程度高于丈夫和丈夫的教育程度高于妻子的婚姻匹配模式對我國城鎮(zhèn)居民家庭收入的影響沒有明顯的區(qū)別。但第二階段最高分位數(shù)（Q90）上異質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入的影響為負(fù)且顯著，這意味著高收入分位數(shù)上女性相對高教育程度對家庭收入的貢獻(xiàn)不如丈夫相對高教育程度對家庭收入的影響大。

第一階段，雙職工對最低分位數(shù)（10%）的家庭收入影響系數(shù)最大，對50%分位數(shù)影響系數(shù)最小，影響系數(shù)在整個(gè)分位數(shù)分布區(qū)間內(nèi)并沒有固定的變化趨勢。第二階段，雙職工對最低分位數(shù)的影響系數(shù)最大，達(dá)到了0428，但這一影響系數(shù)隨著分位數(shù)的提高逐漸降低，在最高分位數(shù)（90%）上，雙職工對家庭收入沒有任何影響。在第一階段中，相對于僅有妻子參與勞動力市場的單職工家庭，僅有丈夫參與勞動力市場對家庭收入沒有影響，這從側(cè)面反映了在這一時(shí)期，兩性之間的性別工資收入差距并沒有顯著差異；但在第二階段，僅有丈夫參與勞動力市場分別在10%、25%及75%分位數(shù)上對家庭收入有正的影響且顯著，這說明，伴隨著改革的逐步深入，性別收入差距逐漸擴(kuò)大，男性參與勞動力市場對低分位數(shù)家庭的收入貢獻(xiàn)加大。

夫妻雙方中職業(yè)排序較高的職業(yè)對兩個(gè)時(shí)期絕大多數(shù)分位數(shù)上的家庭收入有正的顯著影響，且第二階段的影響系數(shù)大于第一階段；不同于第二階段，第一階段的職業(yè)排序僅對中低分位數(shù)（10%、25%、50%）上的家庭收入有影響，而第二階段的職業(yè)排序?qū)θ糠治粩?shù)上的家庭收入均有顯著影響，這反映了隨著改革的逐步深入，職業(yè)類別間的收入差距在逐漸擴(kuò)大。自我雇傭?qū)蓚€(gè)時(shí)期絕大多數(shù)分位數(shù)上的家庭收入有正的顯著影響；但第一階段的影響系數(shù)大于第二階段；此外，在第一階段，自我雇傭?qū)λ蟹治粩?shù)上的家庭收入均有正的顯著影響，而在第二階段，自我雇傭僅僅對低收入分位數(shù)上的家庭收入有正向的影響，這印證了張義博提出的社會階層動態(tài)化假說，他認(rèn)為在第一階段，非公共部門比公共部門更具有明顯的收入優(yōu)勢，但在第二階段較高收入分位數(shù)上，非公共部門不再具有收入優(yōu)勢[14]。夫妻雙方是否均在國有單位工作對家庭收入的影響在兩個(gè)時(shí)期也有較大的差異：在第一階段，雙國有單位職工僅對低收入分位數(shù)上（10%、25%）的家庭收入有顯著的正向影響，但對最高收入分位數(shù)上的家庭收入影響為負(fù)，這意味著夫妻雙方均是國有單位職工并不利于高分位數(shù)上城鎮(zhèn)居民家庭收入的增加；而在第二階段，雙國有單位職工對絕大多數(shù)分位數(shù)上的家庭收入有正的顯著影響，這進(jìn)一步印證了在第二階段，國有單位的收入優(yōu)勢有了恢復(fù)性的增長，但在最高收入分位數(shù)上，雙國有單位職工對家庭收入并沒有顯著影響，這主要是由國有單位的公共屬性和收入分布趨中的特點(diǎn)決定的[15]。而夫妻雙方中僅有一方是國有單位職工僅對少數(shù)分位數(shù)上的家庭收入有顯著影響，在第一階段，單國有單位職工僅對最低分位數(shù)和最高分位數(shù)的家庭收入有顯著影響，但對前者的影響為正，對后者的影響為負(fù)；在第二階段，單國有單位職工對10%、25%分位數(shù)的家庭收入影響為正，對最高分位數(shù)的家庭收入影響依舊為負(fù)。地區(qū)對兩個(gè)階段絕大多數(shù)分位數(shù)上的家庭收入有正的顯著的影響，但在第一階段中，地區(qū)變量主要對25%、50%及75%分位數(shù)上的家庭收入有正的顯著影響，在第二階段中，則是對10%、75%和90%分位數(shù)上的家庭收入有顯著影響，這說明地區(qū)差異對中等收入家庭的收入影響逐漸減低。

2.跨期家庭收入變動分解結(jié)果

雖然RIF分位數(shù)回歸可以看出不同時(shí)期婚姻匹配對家庭收入的影響系數(shù)，但是并不能觀察到各要素對兩個(gè)階段收入變動的影響，表4給出了基于FFL分解方法的家庭收入跨期變動分解結(jié)果，體現(xiàn)了家庭收入的跨期差異及特征效應(yīng)、系數(shù)效應(yīng)兩部分各自對總差異的影響。從中可以發(fā)現(xiàn)，1991～2009年，各分位數(shù)的家庭收入都有較大的增加，隨著分位數(shù)的提高，總差異也在增加，高收入分位數(shù)家庭收入增加最多；從表4還可以看出，各要素的特征效應(yīng)解釋了小部分家庭收入的差距，系數(shù)效應(yīng)解釋了大部分家庭收入的差距。

綜合分析表4中幾個(gè)分位數(shù)上的特征效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，教育是造成特征效應(yīng)的主要因素，不同分位數(shù)上教育解釋的特征效應(yīng)均在50%以上，這說明兩個(gè)階段家庭收入差距主要是由城鎮(zhèn)居民教育程度增加帶來的。年齡及單職工（男性）對特征效應(yīng)變動的貢獻(xiàn)率次之：其中，不同分位數(shù)上年齡對特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)分布呈倒U型，在10%分位數(shù)上，年齡對特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)僅為25%，但在25%分位數(shù)上，年齡對特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)比重最大，為69%，隨著分位數(shù)的進(jìn)一步提高，年齡的貢獻(xiàn)比重逐漸下降；不同分位數(shù)上單職工（男性）對特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)分布也呈倒U型，不再贅述。文中主要關(guān)注婚姻匹配對特征效應(yīng)的影響，從表4中可以發(fā)現(xiàn)，同質(zhì)性婚姻匹配對低收入分位數(shù)上的特征效應(yīng)具有較大的解釋力，且在不同分位數(shù)上同質(zhì)性婚姻匹配對特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)分布呈U型；在10%分位數(shù)上，同質(zhì)性婚姻匹配解釋了32%的特征效應(yīng)，但隨著分位數(shù)的上升，同質(zhì)性婚姻匹配的解釋力逐漸下降，75%分位數(shù)上的同質(zhì)性婚姻匹配對特征效應(yīng)的解釋最小，僅有13%。此外，地區(qū)和自我雇傭也是影響特征效應(yīng)的重要因素；但雙職工及雙國有單位職工對特征效應(yīng)的影響為負(fù)，這主要是因?yàn)樵诘诙A段中，這兩種類型的家庭比例都有所下降，這跟表1的統(tǒng)計(jì)描述一致。

系數(shù)效應(yīng)是導(dǎo)致家庭收入變動的主要原因。教育依舊是造成系數(shù)效應(yīng)的重要因素，但在最高分位數(shù)上（90%）教育帶來的系數(shù)效應(yīng)為負(fù)值，這說明在最高分位數(shù)上教育收益率帶來的家庭收入增加低于第一階段教育帶來的收入增加。此外，年齡、職業(yè)也是影響系數(shù)效應(yīng)的重要因素，其中職業(yè)在低收入分位數(shù)（10%、25%）上對系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)分別為52%和49%，但在其他收入分位數(shù)上該因素對系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)介于18%～22%。勞動力市場特征中，是否為雙職工家庭是影響系數(shù)效應(yīng)的次要因素，該變量在中低分位數(shù)（10%、25%、50%）上對系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)分別為20%、28%和15%，但在中高分位數(shù)（75%）上對系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)僅為7%?；橐銎ヅ鋵ο禂?shù)效應(yīng)也有重要的影響，尤其是對最低分位數(shù)系數(shù)效應(yīng)的影響達(dá)到全部系數(shù)效應(yīng)的16%，但隨著分位數(shù)的提高，婚姻匹配對系數(shù)效應(yīng)的影響比重逐漸下降，在最高分位數(shù)上（90%），婚姻匹配對系數(shù)效應(yīng)的影響為負(fù)，這意味著最高分位數(shù)上婚姻匹配傾向于使第一階段的家庭收入大于第二階段。不同于其他因素對系數(shù)效應(yīng)的影響，自我雇傭?qū)ζ涞挠绊憺樨?fù)，這說明自我雇傭的收益率不利于第二階段的家庭收入。雙國有單位職工在低分位數(shù)上對系數(shù)效應(yīng)的影響為負(fù)，在其他分位數(shù)對系數(shù)效應(yīng)的影響為正，且隨著分位數(shù)的提高，所造成的影響也越大，這同上一部分的分析結(jié)果是一致的，第二階段，非國有部分的收入優(yōu)勢在降低，國有部分的收入優(yōu)勢逐漸恢復(fù)。最后，是否只有丈夫參與勞動力市場（單職工）家庭、地區(qū)及是否單國有單位職工家庭對系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)較小，文中不做贅述。

四、結(jié)論

本文首次利用CHNS分析婚姻匹配對我國城鎮(zhèn)居民家庭收入差距的影響，得到的主要結(jié)論是：第一，同傳統(tǒng)的丈夫的教育程度大于妻子教育程度的婚姻匹配相比，在絕大多數(shù)分位數(shù)上，同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入有顯著的正向影響；在大多數(shù)分位數(shù)上第二階段的影響系數(shù)大于第一階段，這說明同質(zhì)性婚姻匹配對家庭收入所起的作用逐漸增強(qiáng)。第二，跨期的家庭收入總差距隨著分位數(shù)的提高逐漸上升，但絕大部分的家庭收入差距歸因于系數(shù)效應(yīng)而非特征效應(yīng)；這意味著這一期間高分位數(shù)上的家庭收入增加速度更快，但這主要是由家庭特征的收益率變化引起的。第三，同質(zhì)性婚姻匹配對特征效應(yīng)具有較大的解釋力，且同質(zhì)性婚姻匹配對低收入分位數(shù)上的特征效應(yīng)貢獻(xiàn)比重最大，但隨著分位數(shù)的上升，同質(zhì)性婚姻匹配的解釋力逐漸下降，這意味著同質(zhì)性婚姻匹配對低分位數(shù)上家庭收入變動的影響大于對高分位數(shù)上家庭收入變動的影響。

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