婚姻迁移对代际流动性的影响——来自CGSS的经验证据

郝 立，王志章

（1.复旦大学社会发展与公共政策学院，上海200433；2.西南大学经济管理学院，重庆400715）

一、引言

改革开放释放了波澜壮阔的迁移浪潮，为中国经济腾飞提供了充裕的劳动力，极大地推动了城镇化和现代化的进程，同时迁移也为流动人口带来收入的提高、职业的上升、生活水平的改善，是社会流动的重要机制和机会窗口。时至今日，长期化、家庭化的迁移已逐渐成为人口流动的主要趋势（王培安，2019）[1]，据《中国流动人口发展报告2017》显示，流动人口家庭户平均规模保持在2.5人以上。作为家庭迁移的一种特殊方式，婚姻迁移却较少为学界所关注。自改革开放以来，婚姻迁移比例呈现逐渐下降的趋势，据国家卫生健康委流动人口数据平台显示，中国婚姻迁移人口比例从1982～1987年的15.76%下降到2000～2005年的8.45%（见图1），2000年第五次人口普查婚姻迁移人数约为149.89万人，占总迁移人口的12.02%左右，而在2010年第六次人口普查中，婚姻迁移的绝对数量有所上升，但占比却下降至4.83%左右（见表5）。但不可否认的是，婚姻迁移促进了迁移者在社会、文化、政治、经济等方面的社会融合（Dan Rodríguez-García，2015）[2]，通过婚姻移民习得语言技能、了解当地社会规范与风俗、建立本地社会网络，这些溢出效应也使得婚姻迁移者更有可能占据劳动力市场上的优势地位。此外，对于中国农村底层女性而言，“上迁的婚姻”通常也被认为是社会经济地位改变的有限途径，因此婚姻迁移作为一种重要社会流动方式所发挥的积极作用不应被忽视。

社会流动一直以来是社会各界关注的核心话题，党的十九大报告提出“破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端”。随后，2019年国务院办公厅印发了《关于促进劳动力和人才社会性流动体制机制改革的意见》，再次强调构建合理、公正、畅通、有序的社会性流动格局的重要性。迁移带来通婚圈的扩大，有效地帮助迁移者搜寻更合适和更具理想特征的伴侣（Choi & Mare，2012）[3]。有的迁移者利用婚姻脱离贫困的家庭，通过空间等级的提升向经济更发达的地区流动，进而实现自身阶层地位的向上跃升（Davin，2007）[4]。Deribe等（2019）研究发现较长的迁移距离降低了结婚率，但是却增加了婚姻向上匹配的概率，因此迁移对于社会流动的重要性不仅体现在收入和职业，也可以是通过婚姻市场中对伴侣的选择，尤其是对女性来说，通过迁移寻找“对的人”，是她们提高社会经济获得的重要途径[5]。鉴于此，本文将尝试回答以下问题：第一，婚姻迁移是否能显著提高迁移者代际流动性？这种积极影响在地区、城乡、性别以及出生世代等方面是否存在显著差异？第二，婚姻迁移是通过什么机制进而提高迁移者的代际流动性的？回答好这一系列问题，对丰富婚姻迁移内在理论逻辑，理解和把握家庭化迁移大趋势，推进城乡融合发展，增进迁移者在流入地的生活福利，使其过上更有体面和尊严的生活，具有重要的理论和现实意义。

图1 改革开放以来我国婚姻迁移人口比例变化

二、文献评述

长期以来，婚姻迁移被视为一种非生产性迁移，由于对迁移者技能发展和资产累积的作用有限，因此婚姻迁移往往被排除在移民与发展的关系辩论之外。一些学者认为婚姻迁移，尤其是女性的婚姻迁移，实际上是一种资源交换，例如：娶东南亚媳妇的台湾男性多为年事已高、身体条件差、找不到本地年轻媳妇的男性（Jones&Ramdas，2004）[6]。但一些研究者依然将其纳入劳动力迁移的范畴，他们认为，跨国婚姻迁移是受教育程度较低的妇女合法移民、获得海外就业并有可能获得永久居留权的鲜有机会之一（Piper&Roces，2003）[7]。但婚姻迁移者通常也会面临着法律、社会以及体制上极大的不稳定，一方面表现在就业的不稳定，婚姻迁移者多为临时工，没有稳定的雇主，工资低，工作环境不安全（Standing，2011）[8]；另一方面，由于种族、语言和社会差异，他们可能缺乏公民身份，签证也不稳定（Vosco et al.，2009）[9]。最近的研究表明，来自较贫穷国家的婚姻移民通常在跨国背景下也从事一些家务、护理、服务等一些非正规劳动，并以汇款的形式支持原籍国的家庭（Piper&Lee，2016）[10]。对中国婚姻迁移的研究主要集中于婚姻迁移模式的变化、婚姻迁移者社会融合与生活福利等方面。王丰龙、何深静（2014）的研究发现，中国目前的婚姻迁移主要发生在相同的类型、地区、行政级别的户籍居民之间，来自西部、农村、行政级别较低的地区的女性向上婚依然较为常见[11]。胡莹、李树茁（2015）对女性跨省婚姻迁移的研究亦认为西部仍然是婚姻迁移净输出地区，婚姻迁移目的地从东部沿海地区加速向长三角、珠三角和环渤海等都市圈集中[12]26。除了迁移模式的变化，婚姻迁移在促进迁移者婚姻市场的扩展、地区文化交流、人口婚配动态的平衡以及社会融合等方面的积极作用不应被忽视（Bossen，2007）[13]。Hu等（2014）的研究发现个人受教育水平高、迁移时间长、母亲受教育水平高、良好的家庭经济状况等因素均会提高女性婚姻迁移的概率，而拥有更好的家庭条件与个人条件的女性婚姻迁移者也更容易融入当地社会[14]。韦艳、段婷婷（2016）发现个人层面如受教育程度高、无务工经历、婚龄时间长的女性心理和行为融合度高，社区层面的因素也会影响融合，如人均收入高的村庄婚姻迁移女性的社会融入度高[15]。

代际流动是衡量社会开放性与公平的重要指标（Glass，1954）[16]，它反映了子辈与父辈在经济、社会等因素的关联程度，代际间流动性越高，越可能缓解社会的不公平（Mare，2016）[17]。现有文献关于代际流动的微观成因，主要从先赋性因素和自致性因素两方面解释（Blau&Duncan，1967）[18]，前者主要包括良好的家庭背景（王甫勤、时怡雯，2014）[19]、父代教育和职业流动（解雨巷、解晋，2019）[20]、祖代职业阶层（Mare，2014；张桂金等，2016）[21][22]等方面；后者主要包括自身能力的增长、受教育程度和职业的提高、收入的改善等（吴俞晓，2013；Xie&Killewald，2013）[23][24]。除了收入、教育与职业，婚姻和配偶的选择也是社会经济地位再生产和社会流动的重要途径（Deribe&Lundh，2010）[25]。近期的研究也越来越重视婚姻在代际流动中的作用，刘怡等[26]（2017）采用Lam与Schioeni（1994）婚姻匹配模型发现婚姻匹配是中国代际传递的重要机制，特别是对于女性而言，父代收入通过婚配市场作用于子代配偶的个人收入，形成代际传递，其中婚姻市场的教育匹配机制，尤其是高等教育匹配是形成代际传递的重要渠道[27]。Choi与Breen（2020）将婚姻状态和婚姻匹配类型纳入研究，比较家庭收入的代际弹性与孩子个人收入的代际弹性，发现婚姻在家庭代际流动中重要作用主要在女儿身上体现，并且是长期的而非短期，其中教育匹配是关键的中介机制[28]。此外，众多研究也发现了迁移可以增加流动者就业机会，强化教育等基本公共服务质量对代际收入流动的改善作用（程艳、沈利东，2020）[29]，进而帮助其摆脱“代际低收入传承陷阱”（孙三百等，2012）[30]，是提高社会经济地位，增强代际流动性的重要方式。滕祥和等（2020）[31]、宋旭光、何佳佳（2019）[32]等学者也分别研究了非自愿搬迁、家庭化迁移等不同的迁移类型对代际流动的影响。

那么婚姻迁移如何影响代际流动性的？婚姻关系的建立被认为是阶层代际传递与再生产的主要机制之一（Haller，1981）[33]，而对教育、职业、收入、种族、宗教等各方面的婚姻匹配的过程，则是社会不平等结构的自我建构、复制和再生产的过程，婚姻双方地位匹配与否，对社会阶层结构的强化、延续与重构均会产生影响（李煜，2011）[34]，因此婚姻匹配是考察社会分层、社会开放性的不可忽视的重要指标。根据择偶梯度理论，人们在婚姻中倾向于选择受教育程度、职业、社会地位、薪资收入等方面优于自己的配偶，其中女性倾向于选择社会经济地位高的男性，而男性倾向于选择社会经济地位比自己稍低的女性（Greitemeyer，2007）[35]，婚姻关系往往呈现出“梯形”，梯度效应也多见于“男高女低”的婚姻。在中国传统父权制文化下，社会底层的农村人口，尤其是农村女性，资源匮乏，社会地位低下，社会流动的渠道狭小且封闭，“上迁的婚姻”往往被认为是提高其社会经济地位的有限途径（Watson&Ebrey，1991）[36]，因此一些农村女性通过婚姻获取“农转非”而进而实现社会流动（Wu&Treiman，2007）[37]。韦艳等（2014）研究显示中国农村女性向上社会流动的渠道依然狭窄，“后致性因素”较“先赋性因素”对上迁的婚姻更具显著效应[38]。有鉴于此，婚姻迁移可能通过婚姻的向上匹配进而实现社会阶层的向上流动。

既有的研究成果为婚姻迁移的模式、目的、生活福利以及代际流动的影响因素提供了诸多有益借鉴与参考，但依然存在以下不足之处：一是，现有文献均显示出婚姻与迁移均是影响代际流动的重要因素，婚姻迁移亦可以增进迁移者的生活福利，但目前从婚姻迁移角度对代际流动影响的研究并不充分；第二，从婚姻迁移角度来说，既有文献对婚姻迁移者生活福利进行了研究，但依然缺乏对迁移者代际流动影响的经验证据；第三，对二者影响机制的分析也相对欠缺，尚待探索。鉴于此，本文将研究中国背景下的婚姻迁移对代际流动的影响，并尝试从婚姻匹配角度解释其影响机理，进一步深化对婚姻、迁移与代际流动的理解与认识。

图2 婚姻迁移影响代际流动的逻辑关系图

三、数据来源、变量说明及模型设定

（一）数据来源

本研究主要使用中国综合社会调查2010年、2011年、2012年、2013年、2015年五轮数据，该调查由中国人民大学中国调查与数据中心负责执行，是中国最早的全国性、综合性、连续性的学术调查。自2003年起，该项目采用多阶段、多层次的随机概率抽样方法，每年对中国大陆各省市自治区直辖市10000多户家庭进行连续性的横截面调查。CGSS是目前为止包含婚姻信息最丰富的调研数据库之一，覆盖了夫妻双方的年龄、教育、收入、工作、职业、父母、家庭等多方面的信息，丰富了对婚姻研究的视角。本研究主要考察婚姻迁移对代际流动的影响，鉴于每年调查中婚姻迁移的样本较少，故本研究将五年的横截面数据进行纵向合并为混合截面数据，以扩大样本容量，增强样本的代表性，以求获得更精确的估计量和更有效的统计量。在剔除重要变量缺失样本后，最终获得样本37307个，有过婚姻迁移经历的样本1299个，非婚姻迁移者36008个。

（二）变量说明

1.被解释变量

学界对社会地位的测量，主要包括客观法、主观法与综合法（Duru-Bellat&Kieffer，2008）[39]，客观法主要采用职业或收入等单一指标测量。但由于社会地位是除了职业收入之外，还包括权力、声望、资产等多个维度的综合指标，而这些指标操作化较为困难，因此本文借鉴阳义南、连玉君（2015）的做法[40]，采用主观法测量社会阶层地位，也即将受访者本人对自身阶层的主观认同与评价作为被解释变量。因为相比收入，受访者个体主观社会阶层地位是对社会分层更准确的评价，并且主观阶层地位的调查数据可靠性更高（Krueger&Schkade，2008）[41]。CGSS调查问卷中采用十级阶梯式量表测量受访者主观阶层认同，也即“您认为自己目前在哪个等级上？”受访者在1～10分的刻度上进行打分，1代表社会最底层，10代表社会最顶层，受访者得分越高表示主观阶层认同越高，该变量主要用于表示“子代”的社会经济地位。

2.核心解释变量

本文核心解释变量为受访者14岁时家庭社会经济地位、婚姻迁移以及二者的交互项。首先，受访者14岁时的家庭社会经济地位，也是从1～10进行打分，该变量主要用于反映“父辈”社会经济地位，而父辈社会经济地位对受访者本人社会经济地位的代际回归系数可用于测量家庭层面的代际流动性，该系数值介于0～1之间，系数越大，说明父代与子代之间代际关联性越强，流动性越低；反之，代际流动性越好（陈琳、袁志刚，2012）[42]。其次，对于婚姻迁移的测量，主要来自CGSS问卷中“您获得非农户口的途径是什么”，选项包括：升学、参军、工作、购房、转干、征地、家属随转（包括婚姻）、户口改革等。根据CGSS官方公布的问卷内容详解，受访者回答通过结婚或投亲靠友（比如：投靠兄弟姐妹）而获得非农户口的，选择“家属随转（包括婚姻）”，但由于在实际生活中，通过投亲靠友而实现农转非的情况非常之少，大部分人是通过婚姻实现农转非，因此本研究中将选择家属随转的受访者视为婚姻迁移，赋值为1，否则为0。该变量实际上是作为父代与子代代际流动性的一个调节变量，反映婚姻迁移对代际流动性的影响，具体来说，就是构建婚姻迁移与父辈社会经济地位的交互项，因此两者交互项的回归系数的大小及显著性是本研究关心的重点。

3.其他控制变量

本文还控制了个体和家庭层面其他影响阶层代际流动的变量，子代的相关控制变量包括性别、年龄、健康、民族、受教育程度、工作、收入、党派等变量，其中为减少极端值对结果的干扰，本研究将受访者个人总收入进行取对数和缩尾处理。此外，在中国，党员身份不仅是获得某些职业（如国企、公务员）或职位晋升的参考条件，且招募过程会综合考虑申请者社会地位高低，因此我们以党员身份反映受访者及其家庭社会地位（Walder et al.，2000；许琪，2018）[43][44]。由于父辈的社会经济状况也会同时影响婚姻迁移与阶层代际流动性，因此本文还控制了父辈的受教育程度与父亲的党派。主要变量定义及描述性统计见表1。

表1 变量定义及描述性统计

（三）模型设定

为考察婚姻迁移对代际流动性的影响，本文将模型设定如下：

上述式（1）中，strai表示第i个受访者社会经济地位，α0为常数，stra14i表示受访者14岁时家庭社会经济地位，α1反映家庭层面代际流动性的强度，该值越大，代际相关性越强，代际流动性越弱；marriagemigi表示婚姻迁移，本研究还在模型中设置了婚姻迁移与父辈社会经济地位的交乘项（stra14i*marriagemigi），这两个交乘项回归系数α3用于衡量婚姻迁移对代际流动性的影响，我们预期α3的系数显著为负，说明婚姻迁移能削弱父代与子代社会经济地位的相关性，进而增强代际流动性。为减少遗漏变量误差，本文还在模型中加入更多的有关子代与父代特征的控制变量，εi为随机扰动项。由于本研究因变量为0～10的有序多分类变量，故采用Ordered Logit模型婚姻迁移与阶层代际流动的关系进行分析。

四、婚姻迁移对代际流动性的影响

（一）描述性统计

表1与表2均报告了研究对象的描述性统计特征，总体上来看，本人的社会经济地位（均值为4.249）高于14岁时家庭社会经济地位（均值为3.067），说明子代的社会经济地位较父辈的有所提高。发生婚姻迁移的样本有1299人，占了总体样本的3.48%，其中以女性为主，占了总体样本的72.75%，大部分婚姻迁移者的身体较为健康（59.43%）。同时在该样本中，93.92%的婚姻迁移者是汉族，受教育程度在初高中的居多，只有不到一半（48.81%）的人有工作，28.25%的人是共产党员，父亲受教育程度总体上偏低，父亲为共产党员的样本占了37.49%。

（二）实证结果分析

本文基于CGSS2010～2015年五轮数据，对婚姻迁移与代际流动的关系进行研究，由于被解释变量本人社会经济地位是1～10的离散变量，故本研究采用Ordered Logit为基准模型进行回归分析，回归结果如表3所示。

模型（1）仅加入了14岁时家庭社会地位，回归系数在5%水平上显著为正，可以看出父辈社会经济地位与子辈的社会经济地位有较强的相关性，说明代际流动性较差。模型（2）中进一步加入了婚姻迁移和二者交互项，可以看出父辈社会经济地位与子辈社会地位依然是显著正相关的，但是婚姻迁移与父辈家庭社会地位的交乘项却是显著为负，说明了婚姻迁移削弱了父辈与子辈的代际关系，增强了代际流动性。模型（3）中，加入了子辈与父辈特征的控制变量，同时除了个体和家庭社会经济地位对婚姻迁移与代际流动的关系会产生影响，Chetty（2018）的研究也发现社区环境会通过接触效应（Exposure Effects）影响个体社会流动和婚姻状况，因此为消除社区层面的影响因素对二者关系的干扰，本研究进一步控制了社区固定效应[45]。回归结果显示，父辈社会经济地位与子代的社会地位依然是显著正相关的。此时，婚姻迁移对受访者社会地位也具有显著的正向影响，说明了在父辈社会经济较低的情况下，婚姻迁移是可以显著提高迁移者的社会经济地位的。婚姻迁移与父辈社会经济地位的交互项在1%水平上显著为负，并且较模型（2）进一步增强了显著性，说明了婚姻迁移能够显著削弱父辈与子辈的代际强相关性，进而增强代际之间的流动性，是子辈实现阶层跃升的另一途径。

从控制变量的回归结果来看，除民族变量外，其他控制变量均显著。具体看来：性别变量的回归系数是1%水平上显著为负，说明男性自评社会阶层地位更低；年龄变量的回归系数是在1%水平上显著为正，说明年龄越大，社会阶层地位越高；工作变量的回归系数是显著为正的，说明有工作的人，自评社会阶层地位越高；此外，健康水平、收入水平、受教育程度、党员身份、父辈受教育程度等变量均在1%水平上显著为正，说明具有健康状况越好、收入水平越高、受教育程度越高，共产党员、父辈受教育程度越高等特征的受访者自评社会阶层地位更高。

表2 研究对象分布及婚姻迁移比例

除了以上父代与子代特征的控制变量会影响婚姻迁移与代际流动的关系外，由生物基因遗传的能力、家庭文化与成长环境带来的声望以及父代社会资本、裙带关系等难以直接观测的遗漏变量也会影响二者关系。此外，婚姻迁移的决策并非随机生成，是个体综合考虑自身与家庭禀赋等多方面因素做出的决定，是迁移者自我选择的结果，并且进行婚姻迁移的这类群体可能本身代际流动性就较高，此时，简单的回归模型已难以准确估计婚姻迁移对代际流动性的影响。为解决遗漏变量与选择性所带来的内生性问题，本文借鉴陆铭、张爽（2008）的做法[46]，采用社区层面婚姻迁移比例，也即除本人外，同一社区中其他人的婚姻迁移比例作为工具变量。在选择工具变量时，应符合相关性与外生性两个条件，也即工具变量既要与自变量相关，又要与误差项不相关（Wooldrige，2006）[47]，且工具变量只能通过影响自变量，对因变量产生影响。已有文献表明，在迁移决策中存在广泛的“同伴效应（peer effects）”（Rozelle et al.，1999）[48]，也即社区其他人婚姻迁移的决策可能会影响到本人的婚姻迁移决策，满足工具变量相关性的假定；而社区层面婚姻迁移比例不会直接对代际流动性产生影响。因此，在理论上可以使用社区层面婚姻迁移比例作为本人婚姻迁移的工具变量。此外，本研究还同时生成了一个社区层面婚姻迁移比例与14岁时社会经济地位的交乘项作为原有婚姻迁移与14岁时社会经济交互项的新工具变量。

表3 婚姻迁移对代际流动性的影响

本文采用两阶段最小二乘法（Two-stage least squares，2SLS）来缓解两者之间存在的内生性问题，回归结果中同时报告了工具变量有效性检验结果，Cragg-Donald Wald F统计量为252.35，远高于Stock等人（2002）[49]所建议的经验值，也即在10%水平上拒绝弱工具变量的假设的临界值（7.03），故本文以地区层面婚姻迁移比例作为工具变量是合适的，不存在弱工具变量选择问题。模型（4）展示了工具变量第二阶段的回归结果，14岁时家庭社会经济地位与婚姻迁移的交互项依然是显著为负的，支持了基准回归结果的结论，说明了婚姻迁移可以提高代际流动性，是个人实现阶层跨越的一个途径。

（三）异质性检验

1.婚姻迁移对代际流动性影响的地区差异

社会经济发展的区域不平衡在跨省婚姻迁移中尤为明显，其主要表现为从欠发达的西部地区，往发达的东部地区迁移。根据1990年的人口普查数据显示，西部地区云南、贵州、四川、广西等四个省女性婚姻向外迁移的占比分别为72.7%、71.2%、48.6%、42%，而中东部地区河北（63%）、安徽（59.1%）、江苏（54.5%）、福建（50.6%）、浙江（47.2%）等是婚姻迁移迁入占比最高的五个省（Davin，2007）[50]。郭永昌、丁金宏（2015）以全国第六次人口普查数据为依据，采用人口迁移指数测定了中国婚姻迁移的流量与强度，发现我国省际婚姻迁移梯度明显，京津沪直辖市以及经济发达的沿海省份是高迁入区，而中西部省份反磁力效应显著，迁出意愿强烈[51]。

鉴于此，为考察婚姻迁移对代际流动性影响的地区差异，本研究根据样本省份及地理位置，生成东部地区①本研究中，“东部地区”主要包括：北京市、天津市、上海市、河北省、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省、辽宁省。虚拟变量，回归结果如表4模型（1）所示，在控制了个体自身、家庭特征以及社区固定效应之后，父辈的社会地位对子辈社会经济地位主效应依然在1%水平上显著为正，同时在父辈社会经济较低的情况下，婚姻迁移也会显著提高个人社会经济地位和家庭的代际流动性，这与前文结论一致。在模型中加入东部地区虚拟变量之后，14岁时家庭地位与东部地区的交互项是在1%水平上显著为负，说明了较中西部人口来说，东部地区的人口的代际流动性会更强。此时，重点应关注14岁时家庭社会地位、婚姻迁移与东部地区的三次交互项，结果显示，三者交互项是显著为正，说明了相较于东部地区人口，中西部地区的人口更易通过婚姻迁移实现自身阶层的跃升。

2.婚姻迁移对代际流动性影响的城乡差异

除了地区经济发展程度的差异，户籍制度是阻碍迁移和社会流动的巨大障碍。过去，没有城市户口的农民几乎无法享受到城市人口的福利和补贴，在城市的劳动力市场中处于劣势，无法找到体面的工作，且他们孩子在城市的生存和教育也非常困难，因此缺少城市户口的农村妇女在城市的婚姻市场上并不受欢迎（Christiansen＆Zhang，1998）[52]，1990年的人口普查也显示大部分的长距离婚姻迁移也仅是“乡乡迁移”（Fan＆Huang，1998）[53]。但是随着户籍制度的放松以及暂住证、居住证等新规定的出台，使乡城流动速度加快，农村人口也有更多的机会进入城市，其婚姻市场也相应扩大。婚姻迁移促使农村人口突破户籍的禁锢，通过“户籍溢价”摆脱贫困，获得社会经济地位和生活福利的提高。尽管传统短距离的乡乡之间的平行或向下的婚姻迁移依然盛行，但是改革开放后，尤其是近十年来，长距离的农村向更富裕的城市地区的迁移成为婚姻迁移的主要特征（Fan，2002；Watson＆Ebrey，1991）[54][55]。

考虑到长期以来中国特殊的户籍制度所导致的城乡二元化差异，城市与农村在经济、社会、文化等各方面存在显著差别。因此，为考察婚姻迁移对代际流动性影响的城乡差异，本研究进一步加入了城镇变量作为调节变量，城镇赋值为1，农村赋值为0。表4模型（2）的回归结果显示，14岁时家庭地位与婚姻迁移的交互项依然保持显著的负相关关系，表明婚姻迁移依然增强了代际流动性。加入城镇变量后，14岁时家庭社会地位与城镇变量的交互项是在1%水平上显著为负的，说明了城镇居民的代际流动性较农村居民的更强；婚姻迁移与城镇的交互项是显著为负的，说明农村人口较城镇人口更容易通过婚姻迁移来提升自身社会经济地位。此外，在考察城乡差异时，本研究重点关注14岁时家庭社会地位、婚姻迁移与城镇三个变量的交互项，从结果来看，三者交互项显著为正，说明了相较于农村人口，城镇人口更不容易通过婚姻迁移来增强其代际流动性，反之也说明了对于农村人口来说，婚姻迁移是实现其代际阶层跨越，打破阶层固化的一条途径。

3.性别分样本回归

婚姻迁移是一个高度性别化的行为，尤其是在传统文化是“随夫居”的中国，婚姻迁移一直被认为是女性实现迁移和向上流动的方式。此外，性别比失衡催生了一个全国性的婚姻市场，来自农村的欠发达地区的女性，利用其稀缺价值，在婚姻市场中向更为繁华的城市流动，成为外地媳妇；而来自城市的更富裕地区的男性也可通过从贫困或农村地区迎娶新娘，以补偿其在当地婚姻市场的劣势。据1990年人口普查显示男性婚姻迁移人数是女性婚姻移民的十分之一（Davin，2007）[51]84，在2000年，婚姻迁移依然是女性迁移的主要原因，女性婚姻迁移的占比约为20.4%，而男性婚姻迁移的占比仅为2.8%（见表5），可见，大部分文献中均仅分析了女性的婚姻迁移，而忽视了男性婚姻迁移现象，那么婚姻迁移对女性代际流动的影响会比男性代际流动的影响更为明显吗？

表5 普查数据婚姻迁移人口数与占比

本研究将男性与女性分样本回归后发现，父辈经济地位与婚姻迁移的交乘项在男性样本中显著，而在女性样本中却并不显著，说明了相对于女性，男性更容易通过婚姻迁移而实现其代际流动，我们尝试给出了解释：尽管婚姻迁移在女性中更为普遍，并且在父权制传统下的中国，男性也并不倾向于成为“上门女婿”，因为这有悖于中国儒家“随夫居”“夫为妻纲”“男性娶妻”的传统，并且该婚姻模式对男性家庭地位与声誉会存在较大挑战和较高的社会成本，甚至会遭遇来自社会的歧视（李伟峰，2013）[56]。但是社会中却不乏遭遇成婚困难的男性，采取入赘的婚姻策略，以达到成婚的目的。由于招赘婚姻多是出身贫困、多兄弟的农村家庭单身男性采取的婚姻策略，而招赘女性方家庭社会经济地位通常也会高于男性家庭。反观女性跨省婚姻迁移模式往往表现为农村迁移到农村的平行迁移或向下迁移（胡莹、李树茁，2015）[12]，因此，总的看来，男性婚姻迁移实现阶层跃升的可能性较女性的更大。

4.出生队列分样本回归

生命历程理论认为，人生轨迹是由一系列角色与生命事件形塑，不同历史、社会事件会对个体命运产生影响（Elder et al.，2003）[57]。因此，为更好地理解婚姻迁移对代际流动的影响，要将个体迁移行为纳入历史时空来认识。在中国宏观环境下，社会制度和政策的变迁对微观个体行为会产生较大的影响。本研究根据受访者的出生年份，将其分为四组，从表7回归结果可以看出，婚姻迁移提高代际流动性只在“70后”的子样本中显著，在其他三列中均不显著。

表6 婚姻迁移对代际流动性影响的性别差异

我们结合社会变迁，也尝试给出解释：在改革开放前，一方面户籍制度将农民牢牢的束缚在土地上，降低了其遇见出生地以外地域的伴侣机会，同时为阻止婚姻资源外流，采取鼓励区域内通婚，限制与区域外的人通婚的政策，形成相对隔离的“内婚制”；另一方面，改革开放前，男女双方的婚姻多是通过婚姻中介（“媒婆”）介绍而成，而中介人的社会网络和婚配资源也多分布在当地，因此中介人的局限也自然影响了婚配，因此总的来说，改革开放之前通过婚姻迁移的人较少，通过婚姻迁移实现社会流动的可能性较低。改革开放初期，一方面，解决温饱后的大量农村剩余劳动力被释放出来，乡城流动成为迁移的主流，人口流动扩大了部分人口的通婚圈，也极大地促进婚姻迁移，根据普查数据可见，1985～1990年省内与省际的迁移14%可归因于婚姻，2000年跨省流动人口中12%是婚姻迁移（Davin，2007）[51]84，而“70后”到了结婚年龄也正好是1990～2000年期间，因此这代人通过婚姻迁移实现向上流动的概率较大。但随着市场化转型加剧与教育的扩张，阶层壁垒逐渐强化，为应对市场化风险和高度不确定的社会环境，婚姻双方会更慎重考虑配偶的社会经济地位与未来发展潜力，因此择偶的同质性随着改革的推进不断上升（李煜，2011）[58]，“同质婚”成为婚姻匹配的主要模式，而通过婚姻实现向上匹配和向上流动的“异质婚”逐渐减少。Smits（2003）的研究也证实了经济发展水平与教育同质性之间呈现“倒U”型关系，经济发展到一定程度后，个体通过择偶来提高社会地位的动机在变弱[59]。此外，随着时代的变迁，户籍制度进一步缩紧了对包括外来媳妇、外来儿童等在内的家庭迁移的规定，因此导致近年来婚姻迁移比例一直呈现下降的趋势，2010年的人口普查显示，婚姻迁移的比例已经下降至4.83%。出生队列靠后的人口相较于“70后”，通过婚姻迁移实现“上嫁”的概率在逐渐下降，这与韦艳、蔡文帧（2014）的研究一致，随着时代的发展，当前通过婚姻迁移实现社会流动的趋势在减缓。

五、基于婚姻匹配的机制检验

上述研究发现婚姻迁移增强了代际流动性，接下来我们将进一步检验婚姻迁移是如何影响代际流动的？

表7 婚姻迁移对代际流动性影响的世代差异

（一）收入向上匹配

收入作为最重要的代表受访者社会经济地位的指标，是影响个人择偶偏好的重要因素。因此，本研究首先检验婚姻迁移者是否通过收入向上匹配机制进而提高自身代际流动性。若配偶收入比受访者自身收入高，则视为收入向上匹配，赋值为1，否则为0。机制检验结果如表8模型（1）显示，在控制了个体、家庭特征和社区固定效应之后，婚姻迁移对收入向上匹配依然在1%水平上显著为正，说明了婚姻迁移通过促进个体收入向上匹配，形成“异质婚”，进而实现自身社会阶层的跃迁。

表8 婚姻迁移对代际流动的影响机制检验

（二）教育向上匹配

由于流动性和不确定性的存在，愈来愈多的研究倾向于选择较为稳定的且能代表个体社会经济特征的变量（如：受教育程度）来探究婚姻匹配关系。因此，若配偶的受教育程度比受访者自身受教育程度高，则视为教育向上匹配，赋值为1，否则为0，以进一步检验婚姻迁移者是否通过教育向上匹配进而实现自身阶层的跨越。机制检验结果如表8模型（2）显示，在控制了个体和家庭特征以及社区固定效应之后，婚姻迁移对教育向上匹配在1%水平上显著为正，说明了婚姻迁移的确会促进夫妻之间的教育向上匹配，进而提高配偶的社会地位和代际流动性。

六、结论与政策建议

本文基于CGSS2010～2015年五年数据，构建了“婚姻迁移—婚姻向上匹配—代际流动”的逻辑框架，对婚姻迁移如何影响代际流动性进行了验证，得到以下研究结论：（1）父辈与子辈之间具有较强的阶层继承性，而婚姻迁移能够提高迁移者社会经济地位，削弱阶层继承性，促进代际流动性的提高，从而改善阶层固化，是迁移者实现阶层跃迁的途径。（2）婚姻迁移对代际流动性的影响呈现出地区与城乡的差异，相较于东部地区和城市的人口来说，西部地区与农村的人口更容易通过婚姻迁移实现自身阶层的跨越。（3）我们的研究也说明了相较于“外来媳妇”，“上门女婿”更容易通过婚姻迁移实现代际流动；此外，70后的群体最容易通过婚姻迁移实现代际向上流动，但随着时代和政策的变迁，出生队列靠后的群体通过婚姻迁移实现代际流动的概率在降低。（4）根据择偶梯度理论，婚姻迁移者主要是通过婚姻向上匹配来实现自身阶层的流动，具体说来主要是通过教育向上匹配和收入向上匹配，实现社会经济地位的跃升。

鉴于婚姻迁移对代际流动的正向作用，本文主要的政策含义是：第一，加快落实取消大中小城市落户限制政策，为在本地长期居住并具有稳定工作的外来人口、外来媳妇等落户、享受社会福利保障等创造更加便捷的条件，确保他们能够体面有尊严地生活。第二，西部地区各级党委和政府要尽早出台贯彻落实《中共中央国务院关于新时代推进西部大开发形成新格局的指导意见》的具体措施，加快推进“西部地区基本实现社会主义现代化，基本公共服务、基础设施通达程度、人民生活水平与东部地区大体相当，努力实现不同类型地区互补发展、东西双向开放协同并进、民族边疆地区繁荣安全稳固、人与自然和谐共生”的步伐，增强区域活力和磁力，提高获得感、幸福感、安全感指数，形成婚姻人口“倒流”或“回流”的新局面。第三，加快推进城乡融合发展，弥合城乡“二元”差距，以事业追求和生活品质为导向，用先进的文化理念引领城乡婚姻潮流，促进城乡之间、区域之间婚姻人口根据个人意愿双向流动。第四，构建更加家庭友好的迁移政策，重视从个体为中心的迁移，转向重视家庭为中心的迁移趋势，着力增强对迁移者居住地福利供给，实施促进家庭团聚的家庭迁移政策，增强迁移者家庭的发展能力，强化对流动人口家庭的社会支持和福利保障。