? ?五、實證檢驗

（一）離婚率：

??? 我們先不對婚姻質(zhì)量回歸，直接對離婚率回歸。

回歸具體結果請見附錄。

這里我們看到家境高攀（相比家境好于對方）會更容易離婚（在控制了個人收入匹配后）。這一點與陸益龍（2009）的發(fā)現(xiàn)相同。同時2個門當戶對變量（相比收入／家境好于對方）都對離婚率沒有顯著影響（p值始終小于5%且在最后一個模型中進行聯(lián)合檢驗p值>10%）。這一點與文強（2020）的發(fā)現(xiàn)相同。

（二）婚姻滿意度

我們先進行整體的回歸，給出2張表，具體回歸請見附錄。

這個部分比較都是與“對方高攀”組（即基準組）的比較。

表八：對yuanyi回歸結果（控制變量省略）

回歸具體結果請見附錄。

從這里我們大致可以看出，無論是門當戶對還是高攀變量，在控制了個體因素，婚姻變量，地區(qū)變量以及離婚因素（Divorce）后，都不是顯著的。說明這些結婚的家庭與一開始家境或者收入比對方好的家庭之間在滿意水平上沒有顯著差異。并且離婚變量都是不顯著的（comparison test的p值都很大），這說明我們的離婚效應并不明顯。這一點與文強（2020）的發(fā)現(xiàn)相同。

下表是對每個因變量的最后一個模型（6）做F-test的結果：

這一點與文強（2020）的發(fā)現(xiàn)相同，門當戶對與高攀變量都對婚姻質(zhì)量沒有影響。

接下來我們將地區(qū)與性別分組進行最后一組的回歸（即控制了所有因素后）。

??? 由于地區(qū)一共被分為了3類（東、中、西部）所以我們用east，west來表示。當它們都取No表示中部地區(qū)。

這里manyi與yuanyi的系數(shù)符號含義是相反的（manyi是值越大越表示對婚姻滿意滿意，yuanyi是值越小越表示愿意選擇同一個人）。

總的來說在分組回歸中，我們沒有發(fā)現(xiàn)共同顯著變量（即在不同因變量，同一分組的同一顯著變量）之間影響方向相反的情況（即要么減弱婚姻滿意度（-）且降低選擇的意愿（+），要么增加婚姻滿意度（+）且增加選擇意愿（-））（當然不顯著變量之間存在符號相反）。

我們首先對模型(1),(2),(3),(4),(5),(6)的系數(shù)進行一些聯(lián)合檢驗：

**表示5%水平顯著，***表示1%水平顯著）

1. 在一部分組別上，我們的確看到了一些一致的結果：

在東，西部女性上，我們沒有看到顯著的收入／家境效應，兩兩聯(lián)合檢驗以及四個一起聯(lián)合檢驗都能拒絕原假設，單個系數(shù)也都不顯著。

在東部男性上，收入門當戶對（在控制了家境后）會對婚姻滿意度有正面作用（5%水平顯著），同時會更可能選擇同一伴侶（1%水平顯著）；家境門當戶對（在控制了收入后）會對婚姻滿意度產(chǎn)生負面影響（10%水平顯著），同時會更不可能選擇同一伴侶（5%水平顯著）。

在西部男性上，收入門當戶對（在控制了家境后）會對婚姻滿意度產(chǎn)生正面影響（5%水平顯著），同時會更可能選擇同一伴侶（1%水平顯著）；家境門當戶對（在控制了收入后）會對婚姻滿意度產(chǎn)生負面影響（1%水平顯著），同時會更不可能選擇同一伴侶（5%水平顯著）。

2. 但同時我們也發(fā)現(xiàn)一些在特定度量下顯著的變量：

在manyi因變量下，對于東部男性，家境高攀會顯著（5%水平下）降低婚姻幸福度（降低超過半個等級），但在yuanyi中沒有顯著作用。同時對于中部地區(qū)男性，收入門當戶對顯著（5%水平下）降低了婚姻幸福度，但是在yiyuan中依然沒有顯著作用。同時在中部男性中，有微弱的證據(jù)證明，高攀效應是存在的。（即收入與家境共同高攀，聯(lián)合系數(shù)檢驗為10%水平顯著）。

在yuanyi因變量下，對于中部女性，收入的門當戶對或者高攀都會顯著（5%水平下）減弱再次選擇配偶的意愿。對于中部男性而言，家境的門當戶對會顯著（5%水平下）增加再次選擇配偶的意愿。

3. 這里我們會看到家境與收入的相同變量（比如都是高攀／都是門當戶對）會有相反作用，如在西部男性上，收入與家境的門當戶對變量會有相反效果。這一點也許不難理解：家境變量不僅可能涉及與另一半的對比，也涉及與另一半父母的對比，所以它與“收入門當戶對”可能有不同作用。

下面我們再按城市+性別進行分類回歸：

總的來說在城市-性別分組中，兩個因變量之間顯著變量所在分組各不相同，所以也并沒有出現(xiàn)顯著變量符號的沖突。我們接下來再對幾個模型做一下F-test。

? ??1. 同樣我們發(fā)現(xiàn)在兩種女性類別中，4個高攀與門當戶對變量不僅單個看不顯著，兩兩聯(lián)合檢驗以及四個一起聯(lián)合檢驗也不能拒絕原假設，

2. 對于兩種男性類別，我們發(fā)現(xiàn)在manyi因變量下，鄉(xiāng)村男性在家境上門當戶對會顯著降低婚姻滿意度，但是收入的高攀會顯著增加滿意度。而在yuanyi度量下，城市男性收入的門當戶對會顯著增加選擇同一伴侶的可能。這一點

六、結論與局限

本文主要結論如下：

1. 雖然從總體來看，門當戶對與高攀變量沒有影響，但在仔細分類后可以發(fā)現(xiàn)，這一結果主要適用于女性群體。我們的這一結果在進行地區(qū)-性別分類與城市／鄉(xiāng)村-性別分類下是基本穩(wěn)定的。

2. 門當戶對效應與高攀效應在男性群體中的確存在。這主要集中在東、西部地區(qū)。但是這一效應的結果是復雜的：收入的門當戶對效應會是正面促進，但是家境的門當戶對卻有相反作用。這表現(xiàn)了配偶與配偶家庭對于婚姻具有不同的作用。

本文主要局限在以下方面：

1. 文章中存在部分在一個因變量下顯著但在另一個因變量下不顯著的變量。由于這樣的變量多出現(xiàn)在家境，我們懷疑之所以會出現(xiàn)這種情況是由于“是否選擇同一伴侶”與“婚姻質(zhì)量”之間也許并非聯(lián)系非常緊密：婚姻質(zhì)量也許還涉及婚姻的雙方父母以及子女對于自己的態(tài)度。雖然樣本中有“你與配偶父母關系如何“，但是這一數(shù)據(jù)缺失嚴重（有1031個樣本缺失，因為大多數(shù)樣本中配偶父母都死亡了），而配偶父母是否死亡可能和“個體與配偶父母關系”有關，但是我們的問卷中缺乏相關歷史變量，而且繼續(xù)展開本文篇幅也有限了。

2. 本文的核心解釋變量之一——家境，來自于問卷問題“請問您初婚時家庭經(jīng)濟狀況是否高于配偶”，但是這里可能存在測量誤差：由于家庭經(jīng)濟狀況這一概念非常寬泛，可能會存在某些個體錯誤評價了對方與自己的家境狀況。然而我們?nèi)笔Э赡艿墓ぞ咦兞俊Y婚時父母的收入——來進行合理的檢驗。所以這也許會造成衰減偏誤。

3. 由于數(shù)據(jù)缺失，在兩個部分建模中都可能會有遺漏變量偏誤的影響：在第一部分我們無法納入初婚兒子／女兒個數(shù)，因為對于那些離婚樣本，問卷并沒有調(diào)查它。我們也沒有合適的代理變量可以選擇（顯然所有所生孩子個數(shù)不是一個好的代理變量）。在第二部分我們沒有納入如配偶是否信仰宗教，配偶的民族等個體變量。它們會不會對本文結論有顯著影響是不可知的。

4. 本文的許多變量分類是比較粗糙的（比如han與religion），我們只是簡單把數(shù)據(jù)分為幾個大類（漢族／不是漢族，信仰宗教／不信仰宗教），這里是由于分成小類數(shù)據(jù)量太少了（非漢族樣本只有126個，信仰宗教的樣本只有285個）,這些變量與婚姻質(zhì)量以及是否傾向門當戶對是否有關，這一點有待深入的調(diào)查。

5. 由于數(shù)據(jù)缺失，我們無法獲得結婚時個人與家庭經(jīng)濟狀況的具體描述，所以本文也就無法驗證，是否高收入的家庭與低收入的家庭在選擇門當戶對／高攀婚姻時是否有所不同。這一點有待后續(xù)論文的研究。