新刊速递 |【王杰、李姚军】家庭背景与教育：婚姻中地位交换的性别与时期差异

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家庭背景与教育：婚姻中地位交换的性别与时期差异

（照片为作者提供）

王杰

苏州大学社会学院

（照片为作者提供）

李姚军

英国曼彻斯特大学社会科学院

原文刊于《社会》2023年第2期

摘 要：本文利用2018年“中国家庭追踪调查”（CFPS）数据，使用对数线性模型，分析了1978～2018年家庭背景与自身教育在择偶过程中地位交换的性别与时期差异。研究发现，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，夫妻一方会利用自身的相对教育地位优势交换另一方的相对出身阶层优势，这支持了地位交换论。1978～1991年结婚的夫妻中，女性更多通过相对教育优势交换男性的相对出身优势。随着时间的推移，出身阶层与教育在择偶过程中的地位交换强度不断增强，但更多体现在男性通过自身相对教育优势交换女性相对出身优势的婚配模式上，而女性的这一婚配模式呈先降后升趋势。可见，随着时代变迁，家庭背景在女性的向上婚姻流动中扮演着越来越重要的角色。

引言

先赋性因素和自致性因素对个体生活机遇（如求职和择偶） 影响的相对重要性变化，表征着社会结构开放性的变迁（Blau and Duncan，1967）。择偶不是随机的过程，一般而言，个体倾向于选择与自身社会经济地位、文化资源相似的伴侣。在工业化、现代化过程中，表征个体社会经济地位与文化资源的主要因素由先赋性因素（如家庭背景、种族等）转变为自致性因素（如教育、职业技能等）（Blau and Duncan，1967；Treiman，1970），以教育为代表的自致性因素相比以家庭背景为代表的先赋性因素在择偶过程中的重要性逐渐凸显（Ultee and Luijkx，1990；Kalmijn，1991；齐亚强、牛建林，2012）。社会开放论认为，工业化所伴随的城市化、更广更快的地理流动、社会福利水平的提升、大众传媒的渗透以及社交圈的扩展，降低了父母对子女婚姻选择的控制能力，自由恋爱的观念深入人心，这不仅削弱了家庭背景对个体择偶的影响，而且减弱了教育地位的影响，从而有利于社会结构朝着更开放的方向迈进（Smits，et al.，1998）。然而，对中国社会的研究发现，家庭背景对个体择偶的影响并未随时代的变迁而式微（李煜，2011；许琪，2022）。

家庭背景在一定程度上表征着个体的经济和文化资源，因而会影响子女选择不同受教育程度配偶的倾向。在婚姻市场上，个体往往会对潜在配偶的各类资源进行综合考量，个人资源与其家庭资源之间是互补关系，优越的家庭背景会弥补个体在自致性资源上的不足（石磊，2020）。优越的家庭背景意味着更为丰厚的经济和文化资源，有利于个体的向上婚姻流动，反之亦然（李家兴，2020）。从男女双方的视角来看，婚姻流动是地位资源交换的结果。地位交换论认为，异质婚中夫妻双方利用自身某一地位资源的相对优势弥补另一地位资源的相对劣势，从而达成异质婚中地位资源的相对平衡（Schwartz，2013）。因此，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，夫妻一方利用自身的相对教育地位优势交换另一方的相对出身阶层优势（Schwartz，et al.，2016；许琪、潘修明，2021）。这与地位交换论的预期一致。

然而，关于我国婚姻中家庭背景与自身教育的地位交换研究，缺乏对性别及时期差异的分析。对该问题的深入分析能在一定程度上揭示婚姻市场中性别不平等的状况及变迁趋势。传统社会中，在“男娶女嫁”婚配文化的影响下，男方家庭背景比女方更加重要，故在跨越出身阶层与自身教育地位的婚姻中，与男性相比，女性更倾向于通过自身的相对优势（如教育、相貌等）交换男性的相对出身优势。随着男女平等政策的实施以及家庭的少子化和独生子女家庭增多，中国的婚配文化逐渐由“男娶女嫁”向“双系并重”转变（王跃生，2020），男女家庭背景在婚姻市场上的影响可能逐渐趋同，即无论男女均可能通过自身相对出身优势交换另一方的相对教育优势。

此外，地位交换的时期差异分析能从异质婚的视角揭示社会结构开放性的变迁。一般认为，当家庭背景同质婚和自身教育同质婚程度随着时间推移均下降时，或者说这两类异质婚程度增强时，才能削弱因婚配造成的社会不平等，从而有利于社会结构开放性的增强（李煜，2011）。然而，如果家庭背景和自身教育异质婚的增多更多是地位交换的结果，那么将削弱异质婚变迁对社会结构开放性的表征作用。

基于此，本文主要探究以下三个问题：在中国的婚姻中，夫妻家庭背景与受教育程度之间的地位交换是否存在？如果存在，地位交换是否存在性别差异？改革开放以来，地位交换的强度和性别差异是否随时代变迁而变化？对这些问题的探究不仅有助于我们从婚姻匹配的视角揭示社会和性别不平等的变化，而且能让我们更好地评判异质婚变迁对社会结构开放性变迁的表征作用。

理论分析与研究假设

（一）家庭背景对教育婚配行为的影响及其变迁

地位交换论是理解家庭背景对教育婚配行为影响的重要理论视角。该理论发轫于20世纪40年代的跨种族婚姻研究，认为跨种族异质婚中人们利用自身种族地位的相对优势弥补另一地位资源的相对劣势，如教育地位（Davis，1941；Merton，1941），从而达成异质婚中地位资源的相对平衡（Schwartz，2013）。随后学者基于该理论开展了大量实证研究，大多数研究结论与地位交换论一致（Gllickson and Fu，2010；Kalmijn，2010；Hou and Myles，2013；Gullickson and Torche，2014；马磊等，2019），但也有少量研究未支持该理论（Rosenfeld，2005，2010），且这一争论延续至今。除了对统计检验方法的争议外（Schwartz，et al.，2016；Xie and Dong，2021），学者们逐渐认识到地位交换论的解释力不仅受不同国家历史文化背景的影响（Hou and Myles，2013），而且受地位特征之间同质性程度的影响（许琪、潘修明，2021）。由此，相关经验研究逐渐扩展到不同历史文化背景的国家（Hou and Myles，2013；Gullickson and Torche，2014）以及不同地位特征之间的交换分析中，如美貌与教育（McClintock，2014）、家庭背景与教育（Schwartz，et al.，2016）等。

1. 家庭背景与自身教育在择偶中的地位交换

在择偶过程中，个体的经济资源和文化资源扮演着重要角色（Kalmijn，1991，1994，1998），家庭背景与自身受教育程度的高低表征着个体经济和文化资源的多寡，因此会对个体择偶行为产生重要影响。经济资源指能够在工作和生活中产生经济福祉与地位的资源，故经济资源对婚姻缔结和婚后生活的维系发挥着关键作用，个体为最大化家庭经济资源更倾向于选择经济资源更丰厚的配偶。文化资源指价值观、品味和行为方式，如政治态度、在艺术和音乐上的品味和说话方式等（Kalmijn，1994），价值观的相似能够增强彼此在行为和世界观方面的相互确认，品味的相似能增加参与共同活动的机会，知识的相似为交谈创造了基础，从而有助于彼此理解（Kalmijn，1998）。价值观、品味和知识相似能增强人际吸引力，故文化资源相似的适婚青年更易由普通朋友发展为伴侣。因此，在择偶过程中，个体对经济资源和文化资源的偏好存在差异，适婚青年往往基于经济资源的最大化或文化资源的相似性原则选择配偶。从经济资源的角度来看，家庭背景所代表的经济资源多寡会影响子女在婚姻市场中的竞争力，从而间接地影响子女选择配偶的偏好和机会（许琪、彭湃，2021）。从文化资源的角度来看，家庭的初级社会化也会形塑子女的价值观和生活方式，从而间接地对个体择偶行为产生影响（Mäenpää，2015）。

家庭背景和受教育程度的高低均表征着个体经济和文化资源的多寡。从理论上说，在择偶过程中，可能因家庭背景与自身教育各自表征经济和文化资源侧重的不同，生成四种理想类型的组合。第一种将两者均视为经济资源的表征；第二种将两者均视为文化资源的表征；第三种将家庭背景视为经济资源的表征，而将自身教育视为文化资源的表征；第四种将家庭背景视为文化资源的表征，而将自身教育视为经济资源的表征。个体因自身不同类型资源的多寡，对潜在配偶的家庭背景与自身教育所表征的资源类型（文化资源和经济资源）具有不同的偏好。但无论将家庭背景与教育更多视为何种类型的资源，依据地位交换论，异质婚中夫妻双方将利用自身某一地位资源的相对优势弥补另一地位资源的相对劣势，达成异质婚中地位资源的相对平衡，从而产生婚姻中的地位交换现象。具体而言，在第一种与第二种情况下的地位交换表现为同类资源总量上的交换；第三种和第四种情况下的地位交换表现为不同类型资源总量上的交换。

对美国社会的研究发现，1970～1980年，文化资源对择偶的影响逐渐弱化，经济资源的影响则逐渐增强（Kalmijn，1994）。就中国社会而言，改革开放后，市场经济的发展使个体和家庭直接面对和承受市场化带来的日益扩大的贫富差距和不断增加的市场风险，这会对择偶行为产生重要影响（李煜，2011）。由此推断，与家庭背景和自身教育所蕴含的文化资源相比，经济资源在婚姻缔结的过程中扮演着越来越重要的角色。因此，家庭背景与自身教育在婚姻市场中可能更多表征为经济资源，故择偶过程中经济资源总量上的地位交换可能更为常见。

就现实婚配而言，有三种情况需特别关注：一是传统的男性教育水平高于女性，因此男高女低型教育婚配模式可能更多是由教育获得的性别不平等所致，而非地位交换的结果；二是无论从出身阶层还是自身教育地位而言，同质婚是婚配的主流模式；三是家庭背景影响着子代的教育获得，出身优渥的个体往往具有更高的教育地位，反之亦然，故家庭背景与自身教育均处优势或劣势的婚配类型更为普遍。因此，在对地位交换论进行统计检验时不仅要控制男高女低型婚配和同质婚的影响，还需控制家庭背景与子代教育代际继承的影响（Schwartz，et al.，2016）。国内外的相关研究发现，在控制了上述三类因素的影响后，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，夫妻教育地位较低的一方往往家庭背景相对较好（Schwartz，et al.，2016；许琪、潘修明，2021）。基于上述理论分析和最新研究发现，本文提出研究假设1（基础性假设）：

假设1：在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，夫妻一方会利用自身的相对教育地位优势交换另一方的相对出身阶层优势。

2. 地位交换的时期差异

关于家庭背景与自身教育对个体择偶行为影响的理论解释主要有三种：地位获得论、社会开放论和经济不平等论。地位获得论认为，在工业化过程中，因职业结构与职位选拔规则的变迁，自致性因素相比先赋性因素在劳动力市场中的重要性不断上升，也会对婚姻市场中的择偶行为产生影响，从而导致家庭背景同质婚的减少，以及教育地位同质婚的增加（Ultee and Luijkx，1990）。社会开放论认为，工业化所伴随的城市化、更广更快的地理流动、社会福利水平的提升、大众传媒的渗透以及社交圈的扩展，降低了父母对子女婚姻选择的控制能力，自由恋爱的观念深入人心，不仅削弱了家庭背景对个体择偶的影响，而且降低了教育地位的影响（Smits，et al.，1998）。

地位获得论和社会开放论对教育婚配模式变迁的解释存在分歧，而对家庭背景婚配模式的变迁存在共识，即认为工业化的发展将弱化家庭背景对个体择偶行为的影响。然而，大量的经验研究表明，家庭背景对个体择偶的影响并未随时代的变迁而式微（Mäenpää，2015；Mare，2016；李煜，2011；许琪，2022）。中国的家庭虽然在现代化的过程中出现了核心化趋势，但居住空间的分离并未完全切断代际的经济与伦理关联（杨菊华、李路路，2009），家庭背景在个体择偶过程中仍扮演着重要角色。一个重要的原因在于婚育成本的上升，家庭背景所蕴含的经济和文化资源会影响个体在婚姻市场中的竞争力，从而影响子女选择不同受教育程度配偶的倾向和机会（Tian and Davis，2019；李家兴，2020；石磊，2020；许琪，2022），且这一影响在经济更不平等的时期可能进一步加剧。

经济不平等论认为，经济不平等的程度不仅直接降低不同受教育程度的男女通婚的经济诱因、提高文化障碍，而且会间接增强不同婚姻市场（如居住、学习和工作区域）间的隔离程度，从而降低跨越不同教育层级婚配的可能性（Torche，2010；Schwartz，2013；马磊，2015）。在当代社会，一定程度上说，经济不平等是以教育回报为基础的。在经济不平等加剧时，伴随着教育回报率的增加，不同受教育程度间的收入差距扩大，因此，个体如果与比自身教育地位更低的人结婚，会面临更多经济资源上的损失（Fernández，et al.，2005）。经济不平等的加剧会增加不同教育地位之间的社会文化距离，减少不同教育地位群体间交往的意愿和可能性。不同地位的群体会通过生活方式、言谈举止及品味鉴赏来创造和维系符号边界，以此建立和维持群体地位（布尔迪厄，2015），这在经济更不平等的社会中更为明显。因此，在收入更不平等的时期，适婚青年为了减少因缔结婚姻带来的经济和文化资源的损失，在自身教育异质婚中将出现更多地位交换行为，故地位交换强度随经济不平等程度的增长而增强。

此外，经济不平等的加剧可能使经济资源在个体择偶过程中的作用凸显，家庭背景与自身教育之间的地位交换强度也会进一步增强。改革开放以来，我国经济发展取得举世瞩目的成就，但经济不平等程度也在逐渐提高，基尼系数由1980年的0.30逐渐增长到2012年的0.55（Xie and Zhou，2014）；2013至2018年，我国居民收入不平等程度相对平稳（罗楚量等，2021）。基于此，本文提出以下研究假设：

假设2：改革开放以来，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，自身教育与出身阶层的地位交换强度呈上升趋势。

（二）地位交换的性别差异及其变迁

1. 地位交换的性别差异

关于地位交换的性别差异的相关研究起始于婚配中的种族与教育差异，但在美貌与地位、家庭背景与教育地位的婚配研究中获得了更多关注与讨论。默顿和戴维斯认为，受“男主外、女主内”分工模式的影响，黑人与白人的通婚，更有可能发生在受教育程度较高的黑人男性与受教育程度较低的白人女性之间（Merton，1941；Davis，1941）。然而，默顿和戴维斯对地位交换论性别差异的论述，因学者们对种族与教育地位之间是否存在地位交换的争议而受到一定程度的忽视。有趣的是，地位交换中的性别差异在美貌与地位的交换研究中获得了更多关注，即受性别不平等的影响，女性更倾向于通过自身外貌交换男性的社会经济地位，尽管学者对此亦有争议（McClintock，2014，2017；Gullickson，2017；许琪、潘修明，2021）。随后，地位交换的性别差异研究扩展到家庭背景与教育地位的婚配研究中，但这方面的研究相对较少。对美国社会的研究发现，由于家庭背景和教育在美国婚姻市场中更多地表征为文化资源而非经济资源，家庭背景与自身教育地位之间的地位交换现象并不存在性别差异（Schwartz，et al.，2016）。

在中国，受传统性别角色观念和“男娶女嫁”传统文化的影响，适婚男女对潜在配偶不同地位特征的重视程度可能不同，故家庭背景与教育地位间的地位交换可能存在性别差异。一方面，传统上，中国男性相比女性拥有更多的教育优势，在“男主外、女主内”分工模式的影响下，与妻子相比，丈夫教育地位对家庭的经济影响更大，且随着市场化的发展，夫妻收入差距进一步扩大，妻子对丈夫的经济依赖逐渐增强（刘爱玉，2019）。改革开放以来，虽然教育获得的性别差异逐渐缩小甚至逆转（王立军等，2022），但劳动力市场中的性别收入差距仍在不断扩大（贺光烨、吴晓刚，2015；朱斌、徐良玉，2020）；此外，“男主外、女主内”“干得好不如嫁得好”等性别角色观念向传统回归（许琪，2016）。在此背景下，与女性相比，男性受教育程度在婚姻市场中仍具有较高的经济价值。然而，现实生活中男性更倾向于寻找受教育程度较高的女性，可能是因为女性受教育程度带来的非经济回报，例如家庭生产成本的降低和效率的提高，子代学业成绩的提升等（Goel，2021；李安琪，2022）。因此，与男性相比，女性受教育程度在婚姻市场上具有更大的非经济价值。

另一方面，在“男娶女嫁”的传统文化以及结婚与生活成本不断上升的影响下，相较于女方家庭，男方家庭背景对婚姻的缔结以及婚后夫妻生活的维持和发展更为重要。婚房、聘礼和嫁妆是缔结婚姻的重要条件，但日益攀升的房价（於嘉、谢宇，2013）和高涨的聘礼和嫁妆（马春华等，2011；靳小怡、段朱清，2019），对多数普通家庭来说变得越来越沉重。结婚成本的上升使子女对父母的经济依赖增加（许琪、彭湃，2021）。从婚后夫妻生活的维持与发展来看，中国家庭虽然在现代化的过程中出现了核心化的趋势，但居住空间的分离并未完全切断代际的经济与伦理关联，子代与亲代在日常照料、经济支持、情感慰藉等方面依然存在密切的互动（杨菊华、李路路，2009）。随着现代社会生活成本的上升，双薪家庭逐渐增多，年轻子女反而在经济、住房和小孩照顾等方面对父母产生更强的依赖（许琪，2013）。因此，与女性相比，男性的出身阶层在婚姻市场上具有更大的社会经济价值。同时，男娶女嫁的传统婚配文化，更有利于女性通过自身教育地位交换男性的出身阶层。由此，本文提出研究假设3：

假设3：在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，与男性相比，女性更倾向于通过自身的相对教育优势交换男性的相对出身阶层优势。

2. 不同性别群体婚姻地位交换的时期差异

中华人民共和国成立以来，性别收入差距及家庭结构发生了巨大变化，影响着夫妻双方对自身教育地位和家庭背景在婚姻市场中的社会经济价值的判断，故家庭背景与自身教育地位间地位交换的性别差异可能随着时期变迁而变化。改革开放之前，国家在就业与工资分配方面推行性别平等政策及对女性就业保护和鼓励的政策，女性劳动参与率高且性别收入差距较小；改革开放以来，伴随着市场经济的发展，性别收入差距不断扩大（李春玲、李实，2008）。受性别收入差距扩大的影响，与女性相比，男性的教育地位在婚姻市场中具有越来越重要的社会经济价值。

中华人民共和国成立以来，随着男女平等政策的实施以及家庭的少子化和独生子女家庭增多，中国的婚配文化逐渐由“男娶女嫁”式向“双系并重”式转变（王跃生，2020）。传统中国的婚姻模式是男娶女嫁，居住方式为从夫居，故男方的家庭背景比女方更加重要，这导致很多女性更愿意选择家庭经济地位更高的男性。相反，女方如果家庭背景太好，男方则有“吃软饭”的嫌疑。有些时候，富家女还会招上门女婿，但在传统婚姻观念中，入赘对男方的名誉有损害，所以自身条件好的男性大多不愿意入赘。因此，女性更愿意通过自身教育地位交换男性的出身阶层，相反，受教育程度较高的男性不太愿意主动交换女方的家庭背景。

双系并重式婚姻指男女双方选择“不娶不嫁”的形式，夫妇与各自父母之间皆存在权利和义务关系。中华人民共和国成立后所倡导的男女平等政策为双系并重式婚姻的权利、义务履行提供了法理依据。双系并重式婚姻产生的最直接的促进力量是独生子女政策，在这一政策推行后，只有单性别子女特别是只有女儿的家庭增多，为双系并重式婚姻提供了更多现实空间（王跃生，2020）。中华人民共和国成立以来，我国生育率总体上呈“先升后降”的趋势，出生率由1949 年的36‰，增加至1963年43.37‰，随后逐渐下降，到2000年已降至14.03‰（张翼，2019）。生育率的下降导致家庭少子化和独生子女家庭增多，尤其是独生女家庭增多。与男性相比，这一家庭结构的变迁更多地增加了家庭背景对女性择偶过程以及婚后生活的影响，因此，女性家庭背景在择偶中的社会经济价值逐渐提升。男性的教育地位和女性的家庭背景在婚姻市场中社会经济价值的提升，可能导致男性通过自身教育地位交换女性出身阶层的婚配现象逐渐增多。基于此，本文提出以下两个假设：

假设4：改革开放以来，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，男性通过相对教育优势交换女性相对出身阶层优势的强度快速上升。

假设5：改革开放以来，在跨越出身阶层与自身教育地位的异质婚中，女性通过相对教育优势交换男性相对出身阶层优势的强度保持不变或缓慢上升。

数据、变量与方法

（一）数据

本文使用2018年的“中国家庭追踪调查”（CFPS）数据进行研究。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心实施，调查采用内隐分层、多阶段、多层次、与人口规模成比例的概率抽样（PPS），全国抽样调查于2010年启动，每两年进行一轮全样本追踪，2018年为第5轮全国调查。这项调查对受访者的性别、婚姻状况、是否初婚、初婚年份、自身和配偶当前的最高受教育程度、夫妻双方父母的最高受教育程度均有收集。CFPS2018个人库共有样本37354。本文随后的统计分析均做加权处理。

基于研究需要，本文对样本做如下处理：（1）剔除当前处于未婚和同居的样本；（2）CFPS为家庭追踪调查，为避免重复计算，将每对夫妻作为一个单元列入分析样本；（3）本文考察改革开放以来人们择偶时的地位交换强度变迁，故剔除初婚年份为 1978 年之前的样本；（4）因初婚者与再婚者所面临的潜在婚姻市场的差异，相比初婚者，再婚者更容易形成教育异质婚（Hu and Qian，2019），故剔除夫妻一方或双方属于再婚的夫妻样本。剔除缺失值后，本研究样本量为9924。

（二）变量

1.自身教育的婚配类型

CFPS询问了被访者已完成（毕业）的最高学历：从未上过学、文盲/半文盲、小学、初中、高中/中专/技校/职高、大专、大学本科、硕士、博士。结合不同受教育程度人口的相对规模以及不同受教育程度所代表的经济潜力、文化资源和社会保障等方面的差异，同时参照以往研究的划分方式，本文将夫妻双方的最高受教育程度划分为四类：小学及以下、初中、高中/中专/技校/职高、大专及以上，分别编码为1、2、3、4。然后，根据以往学者的常见划分，将夫妻教育婚姻匹配划分为三类：（1）上行婚，即妻子教育地位低于丈夫，占29.5%；（2）同质婚，即夫妻教育地位相同，占53.2%；（3）下行婚，即妻子教育地位高于丈夫，占17.3%。

2. 家庭背景的婚配类型

家庭背景使用父母一方的最高受教育程度进行测量，为减少缺失值，在父母一方受教育程度缺失的情况下使用另一方的受教育程度作为家庭背景的测量。选择教育而没有选择父母的收入和职业来测量家庭背景，有以下几点原因：（1）教育比收入和职业更为稳定，可将父母接受访问时的教育地位作为子女初婚时父母的教育地位；（2）教育是测量夫妻社会地位更好的指标，相比收入和职业，教育能够测量家庭主妇的社会地位（Schwartz，et al.，2016）；（3）囿于数据，CFPS未采集夫妻双方结婚时其父母的收入和职业信息。然而，父母的受教育程度这一变量的缺失值仍较多，本文采用多重插补法对夫妻双方父母最高受教育程度的缺失值进行了填补（Royston，2009）。

与既有研究相似，本研究将父母受教育程度划分为文盲、小学、初中、高中及以上四类（许琪、潘修明，2021），分别编码为1、2、3、4。与自身教育婚配类型划分方式相同，家庭背景婚配类型也划分为三类：（1）出身阶层上行婚，即妻子出身阶层低于丈夫，占27.8%；（2）出身阶层同质婚，即夫妻出身阶层相同，占45.7%；（3）出身阶层下行婚，即妻子出身阶层高于丈夫，占26.5%。

3. 初婚时期

依据夫妻双方的初婚年份和我国社会发展的阶段性特征，考虑到不同初婚时期的样本量，本研究将初婚年份划分为三个时期：1978～1991、1992～2005、2006～2018，样本占比分别为38.8%、35.0%、26.2%。不同初婚期夫妻双方教育地位与出身阶层的描述性统计见表1。

（三）方法

本文先通过列联表初步探析家庭背景与自身教育在择偶过程中的地位交换作用及其性别与时期差异，随后利用对数线性模型做进一步的统计检验（Gullickson，2017；许琪、潘修明，2021），对数线性模型的基础模型设置如下：

式（1）中i、j、k、l分别表示丈夫教育地位、妻子教育地位、丈夫出身阶层、妻子出身阶层，p对应着三个初婚时期划分：1978～1991、1992～2005、2006～2018。Fijklp表示属于p初婚期的丈夫教育地位i对应妻子教育地位j的夫妻所形成的教育婚配方形表中，丈夫出身于k阶层而妻子出身于l阶层的期望频数。μ为平均效应参数，μ_i、μ_j、μ_k、μ_l、μ_p分别表示夫妻教育地位、出身阶层和初婚期的影响效应参数。μ_ij表示夫妻教育地位的交互效应参数；μ_kl表示夫妻出身阶层的交互效应参数；μ_ik表示丈夫出身阶层与自身教育地位的交互效应参数（丈夫的代际继承效应）；μ_jl表示妻子出身阶层与自身教育地位的交互效应参数（妻子的代际继承效应）。

改革开放以来，我国社会结构发生了巨大变迁，居民平均受教育水平提升和教育获得性别差异的缩小与逆转、经济不平等程度的变化等结构性因素对不同初婚期的夫妻教育婚配模式、出身阶层婚配模式、夫妻双方的代际关联程度产生了重要影响。已有研究发现，改革开放以来我国夫妻教育关联度、出身阶层关联度和代际继承性均发生了显著变化（李煜，2011）。由此，本文在式（1）基础上设定模型2：

式（2）中μ_ip、μ_jp、μ_kp、μ_lp分别表示夫妻教育地位和出身阶层随初婚期的变迁而变化；μ_ijp、μ_klp分别表示夫妻的教育地位交互效应和出身阶层交互效应随初婚期的变迁而变化；μ_ikp、μ_jlp分别表示丈夫代际继承和妻子代际继承随初婚期的变迁而变化。为了检验地位交换论，本研究在式（2）基础上纳入地位交换参数作为式（3）：

式（3）中为地位交换参数，当夫妻一方的教育地位比另一方高且出身阶层比配偶低时取值为1，否则取值为0。这一交换参数值意味着，在控制了上述因素的影响后，与相对教育地位相同或较低的夫妻一方相比，相对教育地位较高的夫妻一方出现相对出身阶层较低的婚配对数比率。若参数值显著为正（反对数显著大于1），则表示出身阶层与教育地位在婚姻中存在地位交换（Gullickson，2017）。为进一步考察地位交换强度的时期变迁，本研究在式（2）的基础上纳入随初婚期变化的地位交换参数作为式（4）：

式（4）中表示地位交换强度随初婚期的变迁而变化。为考察地位交换可能存在的性别差异，本研究将式（3）中地位交换参数分性别纳入作为式（5）：

式（5）中表示丈夫以自身的相对教育地位优势交换妻子的相对出身优势；表示妻子以自身的相对教育地位优势交换丈夫的相对出身阶层优势。若与丈夫相比，妻子更倾向于以自身的相对教育地位优势交换配偶的相对出身阶层优势，那么的估计效应参数值将显著大于，反之亦然。为探究交换强度的性别差异是否随初婚期的变迁而变化，在式（2）基础上，本研究纳入分性别的随初婚期变化的地位交换参数作为式（6）：

式（6）中表示丈夫以自身的相对教育地位优势交换妻子的相对出身阶层优势的强度随初婚期的变迁而变化；表示妻子以自身的相对教育地位优势交换丈夫的相对出身阶层优势的强度随初婚期的变迁而变化。

分析与结果

（一）列联表分析

出身阶层与教育地位在婚姻匹配中的关系及随初婚期的变化如表2所示。由表2可知：1978～2018年结婚的夫妻中，出身阶层或自身教育同质婚是主流的婚配模式，分别占45.7%和53.2%；在异质婚中，女性更倾向于找比自身受教育程度高的丈夫，教育上行婚的比例是下行婚比例的1.7倍。从交换婚来看，“丈夫交换婚”占7.4%；“妻子交换婚”占4.9%（表2中第一部分阴影标出的数值），故整体交换婚的比例为12.3%。随着时期变迁，择偶过程中的地位交换现象逐渐增加，且妻子交换婚的增长速度高于丈夫。分性别来看，丈夫交换婚比例呈下降的趋势，由1978～1991年的8.2%下降到2006～2018年的5.4%；与之相对照，妻子交换婚的比例由1978～1991年的3.7%增至2006～2018年的8.2%。整体交换婚比例由1978～1991年的11.9%增至1999～2018年的13.6%。

若地位交换论成立，那么在跨越出身阶层与教育地位的婚姻中，将出现更多的交换婚而非优势婚，但因女性更倾向于找比自身受教育程度更高的配偶，简单比较交换婚与优势婚的比例大小来论证地位交换论是否成立是不合适的。1978～2018年结婚的夫妻中，整体交换婚的比例（12.3%）低于优势婚的比例（15.0%）（表2中第一部分下划线数值之和）。分性别来看，在出身阶层下行婚中，丈夫交换婚的比例是妻子优势婚的1.28倍；在出身阶层上行婚中，妻子交换婚的比例是丈夫优势婚的0.53倍。这似乎表明，在跨越出身阶层与自身教育地位的婚姻中，与女性相比，男性更有可能通过自身的相对教育优势交换女性的相对出身阶层优势。然而，丈夫交换婚的比例高于妻子优势婚更多受女性教育上行婚的影响；相似地，妻子交换婚的比例低于丈夫优势婚亦受此影响，故检验地位交换论时需控制女性自身教育上行婚的影响。

控制女性自身教育上行婚的影响，可将出身相同阶层的夫妻作为参照组计算交换婚相比优势婚的发生比率，但据此检验地位交换论仍是有偏的。个体的教育获得与出身阶层存在正向关联，出身更高阶层的个体会获得更多的教育机会，因此，若男女随机婚配，将出现更多的丈夫或妻子优势婚，从而低估了交换婚的发生比，故在检验地位交换论时还需控制教育代际继承的影响。接下来，在控制上行婚、同质婚和代际继承的影响后，本文使用对数线性模型对家庭背景与自身教育地位之间交换的性别差异及时期差异做进一步的估计与检验。

（二）对数线性模型分析

表3展示了对数线性模型的拟合结果。由表3可知，模型2比模型1对数据的拟合更好。模型3比模型2对数据的拟合更好。这表明，在控制了夫妻教育地位交互效应、夫妻各自教育代际继承效应，以及这些效应随初婚期的变化后，地位交换参数的加入进一步改善了模型的拟合度，即出身阶层与自身教育之间存在地位交换，与既有研究结论一致（Schwartz，et al.，2016；许琪、潘修明，2021）。模型4比模型3对数据的拟合更好，这表明，随着时期变迁，地位交换强度也在发生变迁。模型5相比模型3的拟合优度没有显著改善，即整体来看，地位交换的强度并不存在性别差异。然而，模型6相比模型4的拟合优度显著改善，表明地位交换的强度在不同初婚期存在性别差异。

表4展示了模型3、模型4、模型5、模型6的地位交换参数值及统计检验结果。模型3表明，与相对教育地位相同或较低的夫妻一方相比，相对教育地位较高的夫妻一方出现相对出身阶层较低的婚配比率高57%，支持假设1。模式4的结果显示，改革开放以来，家庭背景与教育的地位交换现象一直存在，且随着时代变迁，地位交换强度先轻微降低后上升。具体而言，与1978～1991年结婚的夫妻相比，1992～2005年结婚的夫妻地位交换比率降低了6.3%，但这一变化并不具有统计显著性，2006～2018年结婚的夫妻地位交换比率增加了18.8%，部分支持了假设2。

分性别来看，模型5结果表明，不论男性还是女性，在跨越出身阶层与教育地位的婚配中，均存在地位交换现象，且与男性相比，女性交换婚的比率高15.5%，但处于边缘显著。这表明假设3的证据不足，可能是不同初婚期地位交换强度的性别差异的变迁所致。分时期来看，模型6的结果表明，随着时间推移，不同性别地位交换强度的变迁存在差异。对男性而言，改革开放后男性通过相对教育优势交换女性相对出身优势的强度不断增加：与1978～1991年结婚的夫妻相比，1992～2005、2006～2018年结婚的男性使用相对教育优势交换女性相对出身优势的比率分别增加了13.4%和32.6%，支持了假设4。女性通过相对教育优势交换男性相对出身优势的强度呈先降后回升的趋势：与1978～1991年结婚的夫妻相比，1992～2005、2006～2018年结婚的女性使用相对教育优势交换男性相对出身优势的比率分别降低了33.1%和5.9%，部分支持了假设5。从不同初婚期地位交换强度的性别差异来看，模型6结果表明，1978～1991年结婚的夫妻中，与男性相比，女性交换婚的比率高48.9%（χ2=7.37，p=0.007），但随着时间推移，婚姻中地位交换的性别差异逐渐消失。

结论与讨论

以往对我国家庭背景与教育在择偶过程中的地位交换研究，忽视了性别及时期差异。本文利用CFPS2018年全国抽样调查数据，使用对数线性模型分析了1978～2018年家庭背景与自身教育在婚姻地位交换中的性别与时期差异，研究发现如下：

第一，整体而言，在跨越出身阶层与教育地位的婚配中，夫妻一方会以自身的相对教育地位优势交换另一方的相对出身阶层优势，这一发现支持了地位交换论。这表明，无论对于男性还是女性而言，较高的出身阶层均有助于个体实现自身教育的上行婚，因此出身阶层在个体婚姻选择中仍扮演着重要角色，与过往研究发现一致（Schwartz，et al.，2016；许琪、潘修明，2021）。此外，对不同初婚期的分析发现，改革开放以来，家庭背景与教育的地位交换在婚配过程中一直存在。

第二，整体而言，出身阶层与自身教育在地位交换中存在性别差异的证据较弱；但分时期来看，1978～1991年结婚的夫妻中，与男性相比，女性更倾向于通过自身的相对教育优势交换男性的相对出身阶层优势，但随着时间推移，地位交换的性别差异逐渐消失，这与对美国社会的研究不同（Schwartz，et al.，2016）。也就是说，改革开放初期，与女性相比，出身阶层对男性实现婚姻向上流动具有更强的影响。这可能是由于与美国婚姻市场相比，我国婚姻市场中家庭背景与教育更多表征为经济资源，在男娶女嫁的婚配文化以及结婚与生活成本不断上升的影响下，男性的家庭背景对婚姻的缔结以及婚后夫妻生活的维持和发展比女方家庭更为重要，导致妻子更倾向于通过自身的相对教育优势交换丈夫的相对出身阶层优势。随着家庭的少子化和独生子女家庭增多，中国的婚配文化逐渐由“男娶女嫁”向“双系并重”转变，这可能是导致男女的家庭背景在婚姻市场上影响趋同的重要原因。

第三，改革开放以来，出身阶层与自身教育的地位交换强度不断增强，更多体现在男性通过自身的相对教育优势交换女性相对出身优势这一婚配模式上，而女性通过自身的相对教育优势交换男性相对出身优势的强度呈先降后升趋势。地位交换强度的增加可能与中国改革开放后收入不平等程度的上升有关。在收入不平等加剧时，个体如果选择比自身教育地位更低的配偶，会面临更多经济资源上的损失，为了达到夫妻双方经济资源的相对平衡，在自身教育异质婚中会出现更多地位交换行为。虽然男方家庭背景在地位交换中的社会经济价值仍扮演着重要角色，但生育率的下降带来家庭的少子化和独生子女家庭增多，女方家庭背景在地位交换中的经济价值上升，这可能是男性通过自身的相对教育优势交换女性相对出身阶层优势的强度逐渐增加的原因。

上述结论表明，出身阶层和自身教育地位对个体婚姻流动具有重要的影响，优越的家庭背景有助于个体实现婚姻向上流动，但家庭背景较差且受教育程度较低的个体实现婚姻向上流动面临更多的障碍。随着我国基于家庭背景的教育机会不平等程度逐渐上升，社会地位的代际继承将逐渐增强，家庭背景对个体婚姻流动的重要性会进一步凸显。由此可能导致出身阶层和自身教育地位均相似的同质婚比例逐渐上升，不同阶层家庭间的不平等程度进一步提高。出身阶层对教育异质婚影响的性别差异及其变迁，反映了中国出身阶层对个体择偶行为的性别差异随时期变迁而变化。值得关注的是，家庭背景对女性婚姻向上流动的重要性在不断增加。

本文仍存在一些不足，受数据样本量限制，未能划分出更细的初婚时期来探究地位交换的强度变化及其性别差异。随着我国高等教育逐渐进入普及化阶段，家庭背景对高等教育获得者群体内部婚配模式的影响值得进一步关注。在统计方法上，对数线性模型是学者们检验地位交换论时最常用的统计分析方法，但学者们对模型中的具体参数设置存在分歧。同时，在样本量有限的情况下，若加入更多其他控制变量，会增加模型解释的复杂性，也会降低模型估计的稳定性。有鉴于此，谢宇和董浩（Xie and Dong，2021）利用因果推断中的协变量平衡技术，提出了交换指数法（EI）。与对数线性模型相比，交换指数法具有以下优点：一是简单易操作；二是能够简单地添加协变量并检验协变量的异质性；三是消除了模型参数设置的分歧。但是，交换指数法只能从丈夫或妻子视角检验地位交换效应，无法检验不同性别地位的交换强度。

注释和参考文献（略）

责任编辑：冯莹莹

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新媒体编辑：张军

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