中国婚姻匹配模式及其对家庭收入不平等的影响

龚 锋

改革开放以来，随着中国社会变迁加剧和国内外多元文化的持续冲击，中国传统的家庭伦理观念发生了巨大的变化，婚姻匹配不再局限于“门当户对”，而是呈现出多样化的组合模式。当经济社会背景相同的个体结合成夫妻后，有可能强化家庭间的收入不平等，而当不同经济社会背景的个体结成夫妻后，则有可能弱化家庭间的收入不平等。有鉴于此，本文致力于考察中国现阶段婚姻匹配模式的特征，检验婚姻匹配对家庭收入不平等的影响，以期定量揭示现代家庭单元在促进收入分配公平方面的功能和作用。

一、引言

婚姻是微观个体的私人决策。从传统的“父母之命，媒妁之言”到当前的自由恋爱，中国家庭的婚配策略发生了巨大的变化。但是，不论是包办婚姻还是自由婚恋，“门当户对”的择偶理念或多或少会对中国家庭的婚姻决策产生一定的影响。总体而言，当前社会的婚姻匹配模式可分为三种：一是同向匹配，即夫妻双方在经济地位、教育程度、家庭背景等方面具有相似性；二是向上匹配，即丈夫在上述经济社会条件方面明显优于妻子；三是向下匹配，即丈夫在上述经济社会条件方面明显弱于妻子。在“门当户对”理念的影响下，夫妻双方同向匹配所形成的家庭结构，被认为是最为稳固与合理的；在“男强女弱”的传统思想影响下，向上匹配的婚姻模式也被社会所普遍认可；而向下匹配的婚姻模式，虽因有悖于中国的传统婚配理念而不被社会所广为接受，但在自由恋爱的当今社会却也并不鲜见。因此，一个重要问题就是，在经济不断增长、社会急剧变迁及多元文化持续冲击的“大变革”时代，传统的门当户对择偶理念是依然强势，还是日趋弱化？现阶段中国的婚姻匹配模式主要呈现出何种特征？

家庭是人类社会的基本单元，个人获得的收入在汇总成家庭收入后才会用于家庭消费，居民的福利水平的高低主要取决于家庭收入而非个人收入。因此，家庭收入不平等要比个人收入不平等具有更强的经济涵义和社会意义。婚姻作为组建家庭的纽带，它的匹配模式对家庭间的收入分配具有直接的影响：在同向匹配的婚姻模式下，双方条件优越或一般的夫妻组成家庭，“强强联手，弱弱结合”将进一步加剧家庭间收入分配的差距，扩大家庭收入不平等；在反向匹配的婚姻模式下，条件优越的一方与条件一般的另一方组成家庭，“强弱联手”将对收入分布带来新一轮的“洗牌”，可能有助于缩小家庭间收入分配的差距，缩小家庭收入不平等。有鉴于此，本文致力于回答的另一个重要问题是，中国的婚姻匹配模式是弱化还是恶化了居民家庭收入不平等？婚姻匹配对家庭收入不平等的贡献到底有多高？

二、文献综述

在国外，对婚姻匹配与收入分配关系的研究始于贝克尔，他发现，不同的婚姻匹配模式对工资和商品产出的效应存在明显差异。当配对模式为基于工资率的负向匹配时，择偶匹配会降低家庭收入不平等；当配对模式为正向匹配时，择偶匹配则会扩大家庭收入的差距。此外，择偶匹配还会削弱家庭的代际流动，影响家庭间的代际收入不平等程度[1]（P813-846）。在此基础上，许多学者进一步开展了相关的理论研究。有学者认为，在婚姻市场中，个体基于自身的代表性特质形成不同阶层，均衡状态为具有阶层共性的双方结为夫妻；而且，同阶层夫妻的子女拥有父母双方的特征，当他们进入婚姻市场结为夫妻，将进一步强化阶层内的同质性和阶层间的异质性，从而扩大代际不平等[2]（P141-168）。也有学者认为，即使不受到借贷约束，择偶匹配也将对收入不平等产生显著影响20180114[3]（P1305-1341），但也有学者的研究得到与之相反的结论[4]（P115-139）。此后，对婚配模式与收入不平等的关系进行实证检验的文献逐步增多。有学者发现，技能溢价与配偶教育程度之间存在显著的正相关关系[3]（P1305-1341）。也有学者发现，以收入为依据的婚姻匹配模式经历了从均等收入差距到拉大收入差距的转变，但总体而言其对收入不平等的影响比较微弱[5]（P104-127）。还有学者采用条件加权核密度估计方法，检验择偶匹配对收入分配的影响，在控制了劳动参与率、家庭特征、教育和其他人口特征变量后，则证实了择偶匹配对样本期间的收入不平等产生了明显的作用[6]（P3-47）。美国学者则运用随机配对方法证实美国正向择偶匹配的比例不断增长导致了收入不平等的扩大，而女性劳动参与率的提高是其中的重要机制[7]（P348-353）。

在国内，有关婚姻匹配的研究文献近年来逐渐增多。主要包括：第一，对中国婚姻匹配模式及其跨时期变迁研究。这些研究基主要采用列联表[8]（P31-50）及基于列联表的对数线性回归模型[9]（P106-129）等方法，考察了中国近几十年来婚姻市场的匹配状况，发现同向匹配或“同类婚”是中国居民婚姻匹配的主要模式。第二，考察婚姻匹配对生活满意度或幸福感等主观福利指标的影响。这些研究主要采用有序 Probit模型或有序 Logit模型，检验了婚姻匹配模式对居民幸福和满意度等指标的影响，其研究结果却存在明显差异。有学者发现，门当户对的婚姻不一定会增进幸福感[10]（P56-65），也有学者发现，家庭经济状况为“男低女高”婚配结构的家庭生活会更幸福[11]（P10-22），还有学者认为，婚姻匹配模式对男性和女性的满足感或满意度具有差异化的影响[8]（P31-50）。第三，考察婚姻匹配对婚姻稳定性的影响。有研究认为，中国社会的婚姻匹配模式具有同类联姻特征，但同类匹配或门当户对的婚姻并不一定更稳定[12]（P81-91）；而且夫妻教育匹配有助于提升婚姻关系的质量[13]（P24-35），夫妻地位匹配对女性婚姻满意度的影响在不同世代女性间呈现出较大的差异性[14]（P126-136）。大量文献研究了婚姻匹配对家庭收入及其分布不平等的影响。有研究发现在绝大多数分位数上，同质性婚姻匹配对家庭收入有显著的正向影响[15]（P39-46），也有研究发现，家庭收入不平等程度的加剧并不是夫妻教育匹配程度提高所导致的。

本文创新之处在于：采用“随机匹配”方法构造“反事实”的夫妻教育程度匹配模式，比较实际婚姻匹配与反事实婚姻匹配模式的差异，进而计算两类婚姻匹配模式下家庭收入不平等的差距，据此测算出实际婚姻匹配对家庭收入不平等的贡献。

三、变量、数据与实证方法

为了更好检验中国婚姻匹配模式对家庭收入不平等的影响，需要对相关变量、数据集和实证方法进行说明。

（一）变量与数据说明

首先，确定匹配变量。研究婚姻匹配问题首先需要确定匹配的依据。既有文献往往选择教育程度作为匹配变量[3]（P1305-1341）[7]（P348-353）[8]（P31-50）。也有文献基于不同的研究目的选择不同的匹配变量，如：户口、婚配年龄、初婚收入、职业、职称、父母职业、父母教育程度、家庭经济条件[12]（P81-91）[9]（P106-129）[11]（P10-22），甚至父母健康水平和储蓄偏好等[16]（P51-70）。本文选择夫妻教育程度作为匹配变量，主要理由有：第一，教育程度具有稳定性。初婚收入、职业、职称等经济社会指标在年度间的变化是比较明显的，夫妻结婚前后上述指标的优劣地位可能发生反转，以其为匹配变量，无法反映样本观测期间家庭的真实匹配状况。而居民的受教育程度通常在个体就业之前就已经确定，一般情况下结婚（成家）的时间又在参加工作（立业）之后，也就是说在长达几十年的婚姻过程中，除了少数例外，夫妻双方的教育程度基本保持不变。无论样本对象处于哪个年龄段，教育程度的差异都在一定程度上反映了夫妻结婚时经济社会地位的匹配程度。第二，教育程度具有全面性。婚姻匹配应该是全方位的，而不能只局限于经济状况或经济地位的差距。在中国，教育具有较高的回报率，教育程度越高，教育的边际回报也越高[17]（P56-70）。因此，教育程度的差异也能部分反映收入水平的差距。第三，教育程度的差异还能反映个人在能力、修养、价值观、综合素质等方面的差异。从某种意义上讲，教育程度提供了大部分婚配所需的关键决策信息。第四，教育程度是个人家庭条件的综合反映。由于个人接受更高的教育需要家庭负担更高的成本，平均来看，父母教育程度更高、家庭经济状况更好的个体接受优质教育的可能性更高，因此，夫妻教育程度的差异实际上还反映了双方上一代家庭背景的差异。

表1 变量的描述性统计量

其次，确定家庭收入变量。由于每个家庭的人口数存在差异，家庭收入总额事实上不具有可比性，直接计算家庭收入的不平等指数将会带来较大的偏误。为此，借鉴已有研究的方法，采用OECD等价标度先对家庭人口进行平减处理，具体而言，家庭中第一个成人记为1，剩余成人赋予权重0.5，未成年人赋予权重0.3[7]（P348-353），再把家庭全年收入除以人口权数即为可比的人均家庭收入，把这一变量用于测算家庭收入不平等指数。此外，还尝试将丈夫和妻子的收入加总得到的夫妻收入合计额，作为家庭收入的替代变量，考察测算结果的稳健性。

第三，数据说明。本文数据来自中国人民大学的“中国综合社会调查”。由于调查数据每年的问卷设计存在一定的差异，导致部分年份所需数据无法获得，笔者仅选取了“中国综合社会调查”2003年、2008年、2010年、2011年、2012年和2013年的数据集作为分析样本。研究对象限定为已婚（不包括离婚、丧偶和同居）且提供了家庭全年总收入数据的个体。表1汇报了样本期间丈夫与妻子受教育程度的分布频数。由此发现，无论是丈夫还是妻子受教育程度的分布均呈现出两头小、中间大的“倒U型”特征，未接受教育以及接受了大专及以上教育的个体比例都相对较低，而接受小学、初中和高中教育的个体比例则相对较高。总体而言，样本期间丈夫的受教育程度普遍高于妻子，其中未受过正式教育和小学的丈夫比例低于妻子，而接受初中、高中和大专及以上教育的丈夫比例则高于妻子。人均家庭收入的均值数据显示，近10年来中国居民的家庭收入呈明显增长的态势，从2003年的11273.07元上升至2013年的30652.28元。

（二）实证方法选择

本文采用的实证方法如下：一是确定夫妻教育程度匹配列联。列联表汇报的是观测数据按属性（定性变量）分类时所列出的频率表。首先，构造夫妻教育程度组合的列联表，计算丈夫和妻子按教育程度分类后不同教育程度匹配模式下夫妻人数的比例。丈夫的教育程度Eh={0,1,2,3,4}，妻子的教育程Ew={0,1,2,3,4}。其中，丈夫教育程度为Eh的样本集合为MEh，妻子教育程度为Ew的样本集合为MEw。丈夫的教育程度为Eh且妻子教育程度为Ew的样本结合为：

其中，Card(·)计算括号中集合的元素个数。由于丈夫和妻子的教育程度各有5种类型，因此二者的组合共有5×5=25种，每一年列联表中的频数也为25个。

其次，要进一步计算夫妻教育程度随机匹配时的列联表。在进行随机匹配时，给定每个受访者的教育程度不变，采用无放回的随机重复抽样从配偶的教育程度变量中抽取新的一列变量与受访者的教育程度配对。据此，随机匹配时列联表中的频数为：

二是确定家庭收入不平等的基尼系数。根据已有研究的方法来计算家庭收入不平等，该方法的优势在于不仅能够用于计算实际家庭收入分布的不平等指数，而且可以用于计算夫妻教育程度随机匹配后的“反事实”家庭收入分布的不平等指数[7]（P348-353）。

首先，要计算实际家庭收入分布基尼系数。令 fij为家庭收入分布的第j分位中夫妻教育程度组合为i的家庭的比例，γij为第 j分位中夫妻教育程度组合为i的家庭平均收入与全样本平均家庭收入的比值。收入分位 j用小数表示，j=0.1,0.2,...,1；上文已述，丈夫和妻子各划分为5个教育等级，故二者的组合i=1,2,3,...,25。定义j分位的收入总和占总收入的比重Sj为：

到p分位的累积家庭收入份额为：

到p分位的累积家庭份额为：

以φ为横坐标，Ip为纵坐标，可以画出家庭收入分布的洛伦兹曲线，根据基于洛伦兹曲线计算基尼系数的一般方法，得到基尼系数公式如下：

其次，要计算“反事实”家庭收入分布基尼系数。基于上面的基尼系数计算方法和Greenwood等提出的“平减”方法，计算夫妻教育程度随机匹配后的“反事实”家庭收入分布的基尼系数[7]（P348-353）。以丈夫和妻子的受教育程度均为“大专及以上”的情形为例，阐述具体的计算程序如下：

第一步：计算实际教育程度匹配模式下，丈夫和妻子的受教育程度均为“大专及以上”（Eh=Ew=4）的家庭比例：

第二步：计算随机教育程度匹配模式下，丈夫和妻子的受教育程度均为“大专及以上”的家庭比例：

第三步：计算“平减”因子：

第四步：假定上述“平减”在每个收入分位均匀发生：

第五步：将式（9）至式（12）运用于每一个夫妻教育程度组合模式i=1,2,...,25，获得每个组合的。由于家庭收入的数据没有改变，随机匹配后式（6）不会改变，将式（12）中的˜fij替换式（7）中的，再利用式（8）计算“反事实”家庭收入分布的基尼系数。

四、实证结果

本文实证结果主要由以下两个方面的内容构成。

（一）中国婚姻匹配模式的列联表分析

表2是样本期间夫妻教育程度实际匹配和随机匹配两种情形下的教育程度列联表。在列联表对角线上报告的是夫妻具有相同教育程度的家庭的比例，即同向匹配婚姻（门当户对）的占比；将对角线右上方的元素相加，即得到妻子教育程度高于丈夫的向下匹配婚姻（低就）的占比；同样，将对角线左下方的元素相加，即得到妻子教育程度低于丈夫的向上匹配婚姻（高攀）的占比。如表2所示，无论是实际匹配还是随机匹配，年度间三类婚姻匹配模式占比的变动都比较平稳，因此考察其年度平均值就足以反映近10年来中国婚姻市场的教育匹配情况。观察实际匹配的结果，平均而言，夫妻双方教育程度相同的婚配组合占比高达47.73%，向上匹配的婚配组合占比达到38.32%，而向下匹配的婚配组合占比仅为13.95%。与门当户对和男高女低的传统观念相一致的婚姻组合依然是中国家庭的绝对主流模式。

表2 夫妻教育程度列联表

由随机匹配的结果可以看到，夫妻双方教育程度相同的婚配组合占比仅为28.03%，而向上匹配的婚配组合占比则高达46.57%，向下匹配的婚配组合占比也达到了30.36%。在随机匹配的情形中，由于并不存在人为刻意的选择，三类婚姻匹配模式的比例完全是客观的数据结构特征引致的结果。根据表1可知，男性的教育程度普遍高于女性，因而在随机配对生成的夫妻组合中，男性学历高于女性的可能性显然会更大，女性学历高于男性的可能性相对更低，而要实现男性和女性教育程度恰好一致的难度则更大，概率最低①事实上，要考察当前实际的婚姻匹配情况，必须找出一个参照值，因为给定大样本的观测数据和比较少的教育程度分类，即便不存在人为或主观的婚姻匹配，纯随机配对也有可能导致一定比例的同向婚姻的情况。因此，合理的参照值不是0，而是随机匹配时的结果。。比较结果显示，实际婚姻同向匹配的比例要比随机婚配同向匹配的比例高出41.27%。其中，实际婚姻中夫妻均为文盲或大专以上学历的同向匹配比例要比随机情形中平均高出80%左右，在5种教育程度中比例最高，从而表明，男女双方过低或过高的学历将导致其在婚姻市场上拥有的其他选择机会更少，从而有更大的可能性是与拥有同等学历的配偶形成婚姻。

图1 实际家庭收入分布与随机婚姻匹配家庭收入分布的不平等指数

图2 实际夫妻收入分布与随机婚姻匹配夫妻收入分布的不平等指数

（二）中国婚姻匹配对家庭收入不平等的影响

图1 汇报了实际家庭收入分布的基尼系数和夫妻教育程度随机匹配后的“反事实”家庭收入分布的基尼系数。实际家庭收入分布的基尼系数在2010年达到最高峰值后逐步降低，这与国家统计局公布的居民收入分配基尼系数具有相似的变化趋势。平均来看，家庭收入分布的不平等程度略高于个体收入分布的不平等程度，特别是2010年的峰值更是达到了0.524的高位。如前所述，过高比例的同向匹配式婚姻将教育程度相同的男女性结合成家庭，形成了大量教育程度“双高”和“双低”的家庭组合，从而导致家庭间收入不平等程度的扩大。图1中实际和随机匹配两种家庭收入分布不平等指数的比较，证实了前文的这一推测。具体而言，当夫妻的教育程度随机匹配以后，家庭收入分布的基尼系数明显降低，其中2013年降幅最大为15.65%，2010年降幅最小为7.44%，样本期间的平均降幅为13.12%。图1中“反事实”家庭收入分布的基尼系数采用上文介绍的Greenwood等[7]（P348-353）的方法测算得到。作为对比，我们利用夫妻双方各自的收入数据，计算随机匹配后夫妻双方收入之和的不平等指数，以考察图1结果的稳健性。具体程序是：首先，对每个家庭户主和配偶的收入进行加总，计算实际夫妻收入的基尼系数；其次，给定户主的教育程度，对配偶的教育程度重新进行随机匹配，形成“反事实”的家庭组合；最后，加总每个“反事实”家庭夫妻双方的收入，计算相应的“反事实”收入分布的基尼系数。由于CGSS仅在2010年、2011年、2012年和2013年提供了配偶收入的数据，故图2汇报了这4年实际夫妻收入和随机匹配夫妻收入的基尼系数及其比较结果。可以看到，与实际夫妻收入相比，随机匹配夫妻的收入分布不平等指数也明显降低，4年平均降幅达到16.94%，略高于图1家庭收入的结果。其中，除2010年外，其余3年的降幅在两图间的差异并不明显。总体而言，无论采用平减法还是采用收入随机配对的方法[7]（P348-353），都表明基于学历实施的婚姻匹配或择偶匹配行为，导致了更高比例的“同向匹配”婚姻，这也成为中国家庭收入不平等程度居高不下的重要原因之一。

五、基本结论与政策建议

一直以来，门当户对都是中国居民普遍秉持的婚姻选择标准，在这一婚姻组合模式下，条件优越类似的夫妻相结合组成家庭，导致不同类型的家庭在收入获取能力方面的差距进一步拉大，从而有可能扩大家庭收入不平等。本文利用CGSS微观入户调查数据，以夫妻双方的受教育程度（学历）为标准，采用随机匹配方法，测算不存在人为主观择偶选择时的“反事实”婚姻组合比例，通过与实际婚姻组合模式的比较，考察当前中国居民婚姻同向匹配的程度，并检验其对家庭收入分布不平等的影响程度。结果显示：平均来看，夫妻双方教育程度相同的婚配组合占比高达47.73%，而在随机婚姻匹配中该比例仅为28.03%，实际婚姻同向匹配的比例要比随机匹配时高出41.27%。样本期间，实际家庭收入分布的基尼系数在0.42-0.52之间，而在随机婚姻匹配条件下，家庭收入分布的基尼系数在0.36-0.48之间。由此表明，夫妻双方追求教育程度的同向匹配导致家庭收入分布不平等程度平均提高了13.12%。

由于同向匹配婚姻的普遍存在以及教育在代际间的阶层固化，夫妻“强强联合”的家庭与夫妻“弱弱结合”或“强弱结合”的家庭之间的收入差距将趋于不断扩大。因此，政府应重点针对家庭收入不平等进行再分配的调节。目前，中国的个人所得税主要以个人收入作为征税对象，这一征税模式有可能加重非同向匹配家庭的税负，减轻同向匹配家庭的税负。比如，在许多“强弱结合”的家庭，部分家庭成员收入较高，但平均来看家庭整体收入却偏低，对个人收入开征所得税显然对这一类家庭是不公平的。因此，政府再分配制度改革的重要方向之一是将家庭作为个人所得税的纳税单位，以更好地体现“量能纳税”的原则，调节家庭整体收入和福利水平的差距。