(這篇論文分4次上傳，今天是序言，文獻綜述，參考文獻部分）（因為上傳字數(shù)有限）

一、序言

??? 中國的婚姻歷來有“門當戶對”的傳統(tǒng)，這個傳統(tǒng)可以被分為兩個部分：1.“同類婚”：往往只有在某些方面互相匹配的人群會以高幾率結婚。2. “婚姻傾度原則“：男性往往會和教育比自己低，年齡比自己小，收入比自己低的女性結婚。（汪居揚，2011）具體談論到“門當戶對”原則的內容，過往文獻主要認為它涉及兩個方面（郭志剛與鄧國勝，1995；汪居揚，2011）：一是家庭經濟，社會背景，二是個人背景。家庭背景主要涉及父母的職業(yè)，家庭的經濟狀況的匹配。個人背景涉及年齡，收入，戶口，教育，外貌等等。

??? 即使到了現(xiàn)在，這一傳統(tǒng)依然在我國婚配模式中占有重要比例。（李煜，2011；齊亞強與牛建林，2012；韋艷與蔡文禎，2014）但是現(xiàn)有的研究已經發(fā)現(xiàn)，這樣的婚配模式并不一定給社會帶來好處：門當戶對的配對婚姻降低了社會流動性（韋艷與蔡文禎，2014），容易造成代際間不平等地位的傳遞，加劇收入不平等（李煜，2011；Greenwood, Kocharkov, and Santos，2014；李靜, 潘麗群與蹤家峰，2015）。那么這樣婚姻是否是因為更穩(wěn)固而被人們選擇呢？也就是說，門當戶對婚姻是否有助于促進婚姻的穩(wěn)定以及幸福呢？

二、文獻綜述

??? 從上一個問題出發(fā)，現(xiàn)有的研究中國“門當戶對”婚姻的實證文獻可以被分為兩類：1.研究它與初婚離婚率的關系2.研究它對生活質量或婚姻質量的影響。由于再婚行為往往比初婚行為要復雜得多，所以現(xiàn)有文獻考察的都是初婚（包括初婚離婚而尚未再婚）樣本。在不同文獻中，考察的“門當戶對”定義有時不同。一部分文獻考察了廣泛的“門當戶對”，如戶口匹配，教育匹配，夫妻工作匹配等（陸益龍，2009；李后建，2013；雷曉燕, 許文健與趙耀輝，2015；郭婷與秦雪征，2016），剩下一部分文獻著重于一些具體的“門當戶對”，如家庭背景（文強與楊小軍，2020），年齡匹配（李建新與王小龍，2014）。

??? 1.對于“門當戶對”婚姻與初婚離婚率的關系。這方面的文獻主要借助了Becker提出的“特定婚姻資本”理論，認為離婚的決定取決于婚姻資本（如子女，夫妻工作，教育水平等等）的多少。（Becker et al., 1977;Huber and Spitze, 1980;Hoffman and Duncan, 1995）其中，個人層面（如教育，工作，年齡等）與家庭層面（如父母收入，父母的工作等）的匹配也屬于這種“婚姻資本“。基于這種想法，文獻中主要使用Probit模型或者Cox回歸進行研究。現(xiàn)有的研究（基于CFPS2010數(shù)據(jù)）發(fā)現(xiàn)在控制了個體因素后，對于兩性來說，女性比男性年齡小會顯著降低離婚概率；在進一步區(qū)分了農村城市樣本后，可以發(fā)現(xiàn)農村樣本對于婚配年齡的差距更敏感，而城市樣本僅在男性比女性大10歲以上時有顯著作用。（郭婷與秦雪征，2016；李建新與王小龍，2014）同時，一部分文獻發(fā)現(xiàn)基于CGSS2006數(shù)據(jù)，夫妻戶口匹配，單位類型匹配在城市與鄉(xiāng)村樣本中都有顯著的負影響（即降低離婚率），在農村樣本中，男性比女性收入高會顯著降低離婚概率；在控制了個體因素后，雙方家庭背景（父母職業(yè)，經濟狀況）匹配與否在城市與農村樣本都對離婚率沒有顯著的影響（陸益龍，2009），但是基于一樣的數(shù)據(jù)，在使用了不一樣的度量標準后，又能發(fā)現(xiàn)雙方的家庭背景對離婚有顯著降低的影響。（文強與楊小軍，2020）

2.對于“門當戶對”婚姻與生活質量或婚姻質量的關系。文獻中主要使用有序Probit模型。早先的文獻基于Becker (1974)的婚姻理論，認為雙方家庭選擇這種互相匹配的婚姻來維持雙方預期效用（或者說福利）極大化，而生活質量是效用重要衡量標準（Benjamin et al., 2014），所以常常探討婚姻匹配與生活質量的關系（李后建，2013；雷曉燕, 許文健與趙耀輝，2015；郭婷與秦雪征，2016）。李后建（2013）基于CGSS2006數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)職業(yè)匹配，收入匹配，家庭經濟匹配在城市與農村樣本中對個體生活幸福都有顯著正向影響。雷曉燕, 許文健與趙耀輝（2015）基于CHARLS2011數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對于農村女性，在控制了教育背景后，高攀（基于家庭經濟背景，即家庭經濟背景比另一方差）與門當戶對都對生活滿意度有正向影響，但這一結論在城市女性與兩類男性樣本中沒有發(fā)現(xiàn)。郭婷與秦雪征（2016）基于CFPS2010數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對于妻子來說，比丈夫年齡小5-9歲（系數(shù)為負），比丈夫教育低（系數(shù)為正），農村戶口嫁給城市戶口男性（系數(shù)為負）都對幸福感有顯著影響，但是在控制了妻子與丈夫父親教育與職業(yè)是否匹配后，只有“戶口高攀”在10%水平上顯著；但對于丈夫來說，只有“丈夫的教育低于妻子”有顯著的正面影響，但在控制了妻子與丈夫父親教育與職業(yè)是否匹配后，所有系數(shù)都不顯著了。但最近的文獻則認為，好的婚姻與好的生活質量之間并沒有很強的直接關系（兩者不能互相決定另一方），所以更加注重直接考察婚姻質量。（文強與楊小軍，2020）但由此帶來一個樣本選擇問題：離婚的人群往往不會匯報上一段婚姻的滿意度，而“門當戶對”會可能與離婚有關（陸益龍，2009），這促使對婚姻質量的研究要結合對離婚率的研究。文強與楊小軍（2020）使用了CGSS2006的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)“門當戶對”變量在總體與細分樣本（按照城市／鄉(xiāng)村 與 男性／女性 分成4組）中都未對婚姻質量有顯著影響；之后他們仿照Heckman兩步法，將估計出來的離婚率加入回歸方程后，發(fā)現(xiàn)“門當戶對變量”依舊不顯著。

本文主要關注“個人收入是否匹配”與“家境是否匹配”對于婚姻質量的影響，整篇論文的思路部分來源于文強與楊小軍（2020），（但是在變量選取與模型上與他有不同）分成2個部分，第一部分對離婚率建模（為了之后緩解樣本選擇偏誤，因為離婚可能和門當戶對與婚姻質量都有關），第二部分對婚姻質量建模。

本文主要驗證下面幾個假設：1. 2個門當戶對變量對婚姻有顯著的影響。 2. 2個高攀變量對婚姻有顯著的影響。 3. 在男女間門當戶對變量與高攀變量可能顯著性與符號不一樣。 4. 在城市與鄉(xiāng)村間當戶對變量與高攀變量可能顯著性與符號不一樣。 5. 在不同地區(qū)當戶對變量與高攀變量可能顯著性與符號不一樣。

三、數(shù)據(jù)綜述

（一）數(shù)據(jù)來源與選擇

??? 本文數(shù)據(jù)來源于“中國綜合社會調查（CGSS）2006”數(shù)據(jù)庫，一共10151份樣本。從中又隨機抽取了3208名受訪者填寫細節(jié)的家庭問卷。它是這個問題研究中最常用也是變量較全的數(shù)據(jù)庫。（陸益龍，2009；李后建，2013；文強與楊小軍，2020）根據(jù)現(xiàn)有文獻①的研究與處理方式，由于再婚行為往往更加復雜，前人文獻往往在研究婚姻質量時只注重初婚數(shù)據(jù)。為此我們在第二部分研究中剔除了以下幾類樣本：1.未婚或無婚姻史的同居 2.非第一段婚姻，且沒有初婚數(shù)據(jù)的 3.因喪偶而結束初婚的。

?? ?在CGSS中，“同居”指沒有領結婚證，也沒有事實婚姻的一批人，其中包含了一部分初婚離婚但尚未再嫁／娶的人員?！敖Y婚”被定義為包含事實婚姻，并且夫妻住在一起?！拔椿椤敝讣葲]有“結婚”經歷，也沒有過“同居”狀態(tài)?！皢逝肌敝敢环皆诨橐鰞热ナ馈！胺志印爸肝措x婚但不住在一起。

? ??在回答了家庭問卷的3208名調查者中，在剔除了非初婚數(shù)據(jù)的變量后，假如不剔除控制變量缺失的樣本，總樣本一共2635個樣本。這一點和前人的處理大致相同。（陸益龍，2009；文強與楊小軍，2020）

表一：列標題（是／拒絕回答／不適用）是是否為初婚（若離婚／同居指上一段婚姻是否是第一次），行標題是現(xiàn)在婚姻狀態(tài)

?? 這里有55個有初婚離婚數(shù)據(jù)的離婚樣本，2個初婚是離婚的喪偶樣本。

（二）變量選取與構造：

（1）因變量：

???? 第一部分我們關心的因變量是全樣本中有過婚姻史且非喪偶樣本初婚離婚與否，若離婚賦值1。其中我們把“分居”也看成“結婚”的一種，由于樣本中所有分居樣本都是初婚樣本，所以這10個樣本都是定義為0的。

???? 第二部分我們關心在做了家庭問卷的樣本中，關于問題“總的來說，您對您的婚姻生活感到滿意嗎?”的回答（可選選項有“非常不滿意”、“不滿意”、“無所謂滿不滿意”、“滿意”以及“非常滿意”），分別賦值1-5，越高表示越滿意。另外我們也選擇問題“若是有機會再次選擇您的配偶，您還會選同一個人嗎?”作為另一個檢驗的標準。（可選選項有“一定不會”、“大概不會”、“大概會”以及“一定會”），并賦值1-4。值越高說明越不可能選擇原伴侶。②

表二：因變量構造

（2）核心解釋變量：

??? 個人收入是否匹配源于問卷中“請問您初婚時收入是否高于配偶”，我們把“比對方低”定義為“高攀（收入）”，和對方差不多定義為“差不多”。家境來自于問卷中問題“請問您初婚時家庭經濟狀況是否高于配偶“。我們把“比對方差”定義為“高攀（收入）”，和對方差不多定義為“差不多”。

表三：解釋變量構造

（3）控制變量：

??? 在第一部分，由于對于初婚之后離婚的一類人，問卷設置問題不夠充分，我們只能獲得以下幾個控制變量：

表四：第一部分控制變量

?? 這里個人因素是常見的控制變量，戶口匹配源于陸益龍（2009），納入初婚年齡以及丈夫與妻子年齡差距源于李建新與王小龍（2014）。離婚傾向是本文創(chuàng)新之處。我們按照樣本居住地，把樣本分成了“東部”（east），“西部”（west），“中部”（mid），分類依據(jù)見③。

??? 在第二部分，我們使用更多的控制變量。由于本文關心的解釋變量是個人和家庭的經濟狀況是否匹配，所以在控制變量中沒有納入個人收入。

表五：第二部分控制變量

??? 這里將兒子，女兒分開列為2個變量來自于許琪等（2015），與兩方父母同居來自于文強與楊小軍（2020）。是否同居源于梁同貴（2017）。最后還在文強與楊小軍（2020）的基礎上，加入了個人主觀看法，這些都可能會形成潛在的婚姻的沖突，從而影響婚姻質量。除此之外我們還加入了“是否是對方的初婚”，因為這也可能是潛在的影響因素。

注釋：

①所有本文在文獻綜述里引用的論文都是這樣處理的

②這里引入2個測量標準作為穩(wěn)健性檢驗，假如兩個結果大致相同，就認為結論可靠。

③http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/ 東中西部省份劃分來自于發(fā)改委解釋，這一標準也可以在國家統(tǒng)計局官網的“統(tǒng)計標準”里看到。

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