劉燕飛 李雅文

(內蒙古師范大學 民族學人類學學院,呼和浩特 010010)

全國婦聯中國婚姻家庭研究會與百合網聯合于2010年進行的全國婚戀調查結果顯示,根據中國約有1.8億單身人士這一數據計算,23.8%的單身人士的父母在到處幫他們找對象,假設每位單身人士有兩個家人在為他們的擇偶忙碌,1.8億單身人士加上8 000萬父母就意味著有約2.6億的中國人在為擇偶而忙碌[1]。該平臺在五年后發(fā)布《2015中國人婚戀狀況調查報告》,最終收集有效問卷50 384份,覆蓋全國31個省、自治區(qū)、直轄市,包括大中型城市及部分農村人口,數據顯示,婚戀關系中,由同學、同事、朋友的關系發(fā)展而成(72.1%)、日常社交活動(62.0%)、他人介紹(58.2%)仍是主要的結識異性的方式[2]。由此可見,一直被社會主流價值觀倡導的婚戀自主仍未完全實現,這既是婚戀自主發(fā)展歷史中的遺留問題,也是值得被當今社會重視的現實問題。

一、家庭現代化理論矛盾分歧

針對我國婚姻市場代際干預力量變遷的解釋邏輯,目前學界存在以下兩種不同的觀點。一種是現代化理論分析視角。有學者認為中國歷經改革開放經濟轉軌、社會轉型與文化變革后,傳統(tǒng)家庭為適應現代化發(fā)展的勞務、技術流動需求而向獨立的核心家庭、非親屬化家庭轉變。表現在婚姻領域即是個體婚姻能夠在很大程度上擺脫家庭束縛,父母對子女戀愛擇偶的控制權減少,個人婚姻自主性不斷增強[3],包辦婚姻終將走向消亡[4-5]。以此推論,現代文明發(fā)展水平越高的地區(qū),個體實現婚姻自由的條件越成熟,父母在子女擇偶權上的權力就越小,自由擇偶的可能性更大。

與此相對,另一種學術思想則源自于社會網絡研究中的階層固化與經濟領域中理性人假設,無論是基于個體理性選擇(交換理論、資源互補理論)、穩(wěn)定性偏好的個體層面假設[6-7],還是以社會結構因素出發(fā)對同質婚原則的解釋[8],似乎都暗含了婚姻擇偶過程長期受到來自個體經濟、家庭階層甚至是人口結構等一系列先賦、自致及社會結構因素的制約而無法真正實現自由自主。

本文基于以上理論與現實問題展開,將婚配市場中父代干預現象置于傳統(tǒng)與現代的歷史維度中進行考察,探討在不同歷史情境中它們或沖突或兼容的不同形式。

二、樣本特征與描述性分析

本研究采用定量數據分析的方法。定量數據來自中國國家調查數據庫CGSS 2006,在3 028份繼續(xù)回答家庭問卷的樣本中篩選有效樣本1 431份。該調查囊括了關于家庭成員出身、教育、職業(yè)、婚姻擇偶等方面的大量信息。樣本年齡最小16歲,最大69歲,橫跨半個世紀,為本文關于代際變遷、婚姻擇偶形式變化的研究提供了有力的數據支撐。

為對新中國成立至今不同時代、不同地區(qū)父代對子代婚姻影響程度有一個宏觀上地了解,筆者對CGSS 2006家庭卷“G3:您父母對您選擇結婚對象有多大影響?”這一設問進行梳理。如果將回答“非常有影響”看作是父代對子代擇偶干預程度最高,將回答“不大有影響、一點也沒有影響、結婚時父母已去世”看作是父代對子代擇偶干預程度最低。父母對子女婚姻擇偶的影響在1978年以前的農村社會比例最高(占當時農村社會擇偶的14.98%);最小首先出現在改革開放后的城鄉(xiāng)接合部(65.27%),其次是農村社會(61.3%),最后為城市社會(59.95%)。這一描述性分析結果與家庭現代化理論認為的城鄉(xiāng)梯度發(fā)展稍有不符。從縱向時間分布來看,改革開放后的婚姻自主性都得到了一定程度的提升(50.66%～61.3%、55.81%～65.27%、56.76%～59.95%);處于中間狀態(tài)的“有些影響”除農村地區(qū)比例有所下降外(34.36%～29.84%),城鎮(zhèn)地區(qū)改革開放后這一影響比例均有小幅度上升,分別為(25.58%～26.95%、32.43%～36.24%)?？梢?父母對子女擇偶的干預權力并沒有完全讓渡。特別是在現代化發(fā)展程度相對較高的城鎮(zhèn)社會,父母對子女婚姻擇偶的影響和關心更加突出,這與家庭現代化理論所持觀點相左。

三、婚配市場代際干預程度影響因素分析

(一)理論假設

為了解不同時代(改革開放前后)、不同地區(qū)(城鄉(xiāng))與不同階層(教育、職業(yè))父母對子女擇偶的影響程度特征。本文以家庭現代化理論為依托,提出以下三個假設。

第一,假設父輩年齡越大其接受現代化程度越低,對子女擇偶影響(干預)程度越大。

第二,假設現代化發(fā)展程度較高的城鎮(zhèn)地區(qū)相比農村地區(qū),父母對子女擇偶的影響(干預)程度要小。

第三,假設父母受教育程度越高、管理職能越高,接受現代化信息的可能性越大,思想越前衛(wèi)開放,其對子女擇偶的影響(干預)程度越小。

與此相對,許多研究者指出,在工業(yè)社會中,核心家庭并不是孤立的,代際互助或親屬間的相互援助給核心家庭提供了心理上或工具上的支持,對于年輕人來說親子軸的重要性甚至超過夫妻軸[9-11]。還有學者從理性的角度出發(fā),運用互惠與家庭策略理論對我國家庭的代際關系狀況進行分析[12]。反映出因先賦與自致條件差異或社會環(huán)境變遷而產生的結構性制約這一被動層面。

根據以上研究推論,經濟上的幫助或制裁可以促使代際權力結構發(fā)生轉變。由此提出第四個假設——父代家庭經濟支配水平越低,其對子代擇偶的影響(干預)能力越小,反之則越大。

(二)變量與模型

1.變量設置(如表1)

表1 變量賦值

2.模型

在對因變量為定序變量問題的分析中,一般采用次序Logistic回歸模型來研究不同自變量對因變量所實際具有的影響力大小,模型回歸方的線性程形式如下。

式(1)

借助STATA 13.0進行數據處理,模型輸出結果OR(odds ratio)即發(fā)生比率。在控制其他變量的情況下,當發(fā)生比率大于1時,自變量每增加一個單位,因變量進入高級組的比率增長一個單位,反之則減小。

(三)結果分析(如表2)

表2 回歸分析

表2反映了新中國成立后我國城鄉(xiāng)婚姻代際干預的整體分布狀況。從總體回歸結果來看,xf11(父親受教育程度)、x33(父親年齡)、x55(父母對子女婚姻資助程度)這3個變量顯著。

父親受教育程度(xf11)的p值為0.027,小于0.05,表明在5%水平顯著,回歸系數為-0.040 5,表明父親教育程度與父代對子代擇偶的影響程度是負相關,父親教育程度每增加一個單位,其對子代擇偶的影響程度減少0.960 3倍?！凹僭O三”得到部分驗證,即父代的教育程度越高,其接受現代化思想水平越高對子女擇偶的干預程度越少,而反映其工作能力的管理職能對子女擇偶自由起不到促進作用。統(tǒng)計結果表明母親的教育程度與父代對子女擇偶的影響程度不相關,這從側面反映出本世紀初在關乎子女婚姻大事的處理上男性家長更具有發(fā)言權。

父親年齡(x33)的p值為0.001,小于0.01,表明在1%水平顯著,回歸系數為0.016,表明父親年齡(時代變化)與父代對子代擇偶的影響程度為正相關,父親年齡每增加一個單位其對子代擇偶的影響程度增加1.016 1倍,“假設一”得到驗證。父親戶口類型(x22)即地區(qū)差與父代對子代擇偶的影響程度無顯著相關p值為0.509 0,大于0.05,“假設二”沒有得到印證。

子代性別與子女受教育程度無影響。從回歸結果來看,父母對子女婚姻資助程度(x55)的p值為0.000 0,小于0.01,表明在1%水平顯著,回歸系數為0.376 3,表明父母對婚姻資助程度與父代對子代擇偶的影響程度是正相關,父母對子女婚姻資助程度每增加一個單位,其對子代擇偶的影響程度增加1.456 8倍?！凹僭O四”得到數據驗證。但究竟是父母依仗財富優(yōu)勢單方面對子女擇偶進行干預,還是事先與子女達成共識,子女自愿讓渡部分擇偶權利以緩解獨立成婚的經濟壓力?這些背后驅使因素單從回歸分析結果無法體現,需要通過定性分析進一步探討。

四、結論

本研究數據分析結果初步得出家庭現代化理論并不能完全解釋我國婚戀市場代際干預程度的變化態(tài)勢,并非現代化發(fā)展程度越高的地區(qū)其距離婚戀自主的理想就更進一步。父代對子代婚姻經濟上的幫助或制裁可以促使代際權利結構發(fā)生轉變。

總體上講,新中國成立以來我國婚戀市場代際干預程度表現出以下幾點特征。其一,時代變化(父親年齡)與父代對子代擇偶的影響程度為正相關,父親年齡越大,對子女擇偶干預越大,城鄉(xiāng)地區(qū)差異(戶口類型)與父代對子代擇偶的影響程度無顯著相關。其二,父代的教育程度越高,其接受現代化思想水平越高對子女婚姻擇偶的干預程度越小,反映其工作能力的管理職能對子女擇偶自由起不到顯著促進作用。其三,父代對子代婚姻資助程度與父代對子代擇偶的影響程度正相關,即父代對子代婚姻資助程度越大,其對子女擇偶的干預程度越大。