婚姻擠壓背景下農村大齡未婚男青年主觀幸福感的調查研究

陸衛群，楊慧勤，趙 列

(貴州大學 公共管理學院，貴州 貴陽 550025)

一、問題的提出

由于擇偶梯度、婚姻遷移以及出生人口性別比長期高于102～107的正常水平值，我國婚姻市場中出現了大量男性過剩和男性婚姻被擠壓的現象。我國地域遼闊，經濟社會發展地區差距較大，在婚姻梯度的作用下，婚姻擠壓矛盾在地區間轉移，使經濟貧困和偏遠農村地區的男性逐漸形成一個規模龐大的失婚群體[1]。

根據第六次全國人口普查數據，1989—2010年我國呈現男女輕度婚姻擠壓的趨勢， 2011—2030年婚姻擠壓程度呈逐年遞增趨勢，到2030年MR值將達119.86，男性將受到中等程度的婚姻擠壓[2]。從1950年來中國男性婚姻擠壓的演變來看，預計2028年被迫未婚的男性數量將達3 300萬人，到2043年將高達到4 141萬人[3]，預測到2055年，50歲未婚男性的比例將上升到15%，直到2065年下降為10%[4]。婚姻是每個適婚男子生命周期中的重要環節，如此規模的男性在適婚年齡不能順利組建完整家庭，加上我國“普婚制”觀念根深蒂固，這勢必會影響人口生存和可持續發展。

當前農村未婚男青年備受雙重壓力，一是渴望組建完整的婚姻家庭，獲得生理和心理的滿足；二是承受著嚴重的婚姻擠壓，找不到結婚對象。已有研究發現，擁有正常婚姻家庭的男性比未婚大齡男性的生命質量高，即感受到婚姻擠壓的男性生命質量顯著低于未感受到婚姻擠壓的男性[5]。即使婚姻質量較差的男性，其生活幸福水平也普遍高于未婚男性[6]。由于單身往往被視為婚姻失敗，未婚男性易因各種負面評價而傷及自尊，心理壓力較大[7]。在婚姻擠壓的背景下，自身條件和家庭狀況較差的男性在婚姻競爭市場中處于劣勢，使其主動或被動地推遲結婚。家庭經濟條件低于村里平均水平的男性更易成為過剩未婚男青年，西部地區的未婚男性擁有的實際支持和社會支持比中、東部地區弱，且不同婚姻狀況、不同地域的農村大齡男性的社會資本、婚姻滿意度也存在較大差異[8-11]。貴州是全國重點扶貧省份，其農村交通閉塞，經濟落后，傳統婚姻觀念重，存在大量成婚難的大齡男性。本文基于對貴州省六縣(市)的實地調查，分析農村大齡未婚男青年的婚姻擠壓、社會支持狀況及識別影響其主觀幸福感的因素，探究提高農村大齡未婚男青年的主觀幸福感的途徑。

二、文獻回顧

中國社會科學院青少年研究所和婚姻家庭研究所對28～36歲未婚男青年開展了婚姻問題的調查，還研究了城市中30～44歲未婚男青年和28～44歲未婚女青年的婚戀壓力[12]。也有學者以28歲為大齡未婚男性的分割點，分析其社會支持[5]、結婚機會和社會資本[8]與生命質量[13]。可見，目前對大齡男青年的年齡范圍沒有統一的劃分和界定，考慮到近些年貴州青年男女平均初婚年齡的變動趨勢，本文擬選取28～40周歲的未婚男青年為研究對象。

西方積極心理學把社會支持與幸福感聯系起來，研究人類的積極心理品質和感知生活質量[14]。有學者提出了社會支持對幸福感影響的理論模型，一是累加效應認為積極的社會交往使個人在良好的人際關系中獲益，增加幸福感；二是緩沖器理論模型認為積極的社會交往能彌補消極因素對幸福感的影響[15]。目前，國內學者就不同地區農村大齡未婚男性的社會支持、生命質量與生活滿意度等方面開展了研究。分析安徽省乙縣農村大齡未婚與已婚男性的社會支持網規模和構成發現，婚姻狀況對農村男性社會支持網(實際、情感與社交支持網)有顯著影響，未婚男性的社會經濟地位、社會支持和心理福利程度弱于已婚男性，尤其是失婚使大齡男性獲得的情感支持遠少于已婚男性[16-17]。調查冀北地區農村大齡未婚男性的生活質量發現，未婚男性的年齡、居住方式、父母在世與否、工作、收入及社會保障對其經濟和生活滿意度均存在正相關關系[13]。研究陜南地區農村大齡未婚男性的生存質量發現，該群體面臨的最大問題是生理需要與精神孤獨，缺乏日常生活照料和社會支持資源等，與已婚男性相比，單身給大齡男性造成困擾，降低了該群體的生活滿意度和心理福利[18]；且未婚男性在日常生活、社會交往、就業、情感、心理和快樂自評等方面均處于劣勢[19-20]。在全國范圍內實施的“百村調查”發現，大齡未婚男性的社會融合度普遍弱于已婚男性，且個人、家庭及地域因素不同，所擁有的社會支持資源差異較大[21-22]。農村大齡未婚男性在日常生活和交往、個體收入和消費、社會支持和醫療保障等方面均劣于同齡已婚男性，整體生活福利處于較低水平[23]。對安徽省巢湖市農村男性的調查發現，工具性支持網絡和社交網絡對遭遇成婚難的農村男性生活質量有直接影響[24]。根據科爾曼(Coleman)的社會資本理論，物質資本(經濟收入)、人力資本(知識和技能)以及社會資本(個人在社會網絡中擁有的能量與地位，表現為社會結構資源)三種類型的統一，是自評生活滿意的重要前提。因此，將中觀的變量(家庭背景、經濟狀況等)與個體微觀的情緒體驗(幸福感受、積極情感等)聯系起來，通過社會支持可以改變個體對生活滿意程度的判斷，進而影響個體的幸福感[25]。

20世紀80年代以來，我國相當數量的農村男性在尋找配偶時面臨困難。婚姻梯度和婚姻區域選擇偏好造成了“男高女低”的非平行婚配模式，使得受教育程度低、無技能和家庭經濟較差的男性承受著大齡未婚的風險。婚姻擠壓是一種危害男性生活質量的壓力事件，同時削弱了他們的社會支持網絡[24]。在陜西漢濱區開展婚姻擠壓對農村男性生命質量影響的調查發現，不同年齡、經濟和婚姻狀況的男性婚姻擠壓感與生命質量得分不同，男性有婚姻擠壓感的生命質量普遍較差，且收入較高的生命質量得分更高[26]。在性別失衡的背景下，發現安徽JC區的一部分婚齡男性暫時或永久地游離在婚姻和家庭之外，不能享受正常的家庭生活和性生活，這給他們的心理和情感帶來影響[27-28]。同時，在我國男性大齡仍單身往往被視為婚姻的失敗，會受到來自各方的消極評價，心理壓力較大，成為名副其實的弱勢群體；評估大齡未婚男性農民工的幸福感，發現男性農民工因大齡未婚會造成幸福感的損失[29]。也有學者指出，我國農村有婚姻困境的未婚男性在生活上存在較強的失敗感，尤其是28歲及以上未婚男性的生活質量往往比年輕未婚男性和已婚男性的生活質量差[30]。對留守在農村的大齡未婚和已婚男性的調查發現，未婚男性的社會經濟地位、生活滿意度、心理福利等顯著低于其他人群[31]。本文選取貴州大齡未婚男青年作為調查對象進行分析，可為解決大齡未婚男青年問題提供一定的參考。

三、數據來源、樣本特征與變量說明

(一)數據來源與樣本特征

本研究所用數據來源于筆者主持的國家社科基金項目和貴州省軟科學基金項目的調查數據。為開展對貴州大齡未婚男性生活狀況的調查，于2016年5月制定問卷初稿，并進行了兩輪小樣本試調和問卷修改，再由貴州大學社會學系的老師和研究生組成調研團隊，進行為期三天的調研培訓，以保證數據質量；于2016年7月至2018年3月進行正式問卷調查，主要集中在寒假進行調研。遵循隨機抽樣和整群抽樣相結合的原則，抽取貴州省水城、習水、大方、思南、臺江、三都6個縣為具體調查點，共調查了27個村莊/寨中28～40歲的男青年(未婚822名，已婚856名)，如表1所示。

續表1

特征未婚已婚頻數頻率/%頻數頻率/%父母健在情況均健在母親健在父親健在均不健在4381707214253.320.78.717.3666116512377.813.56.02.7月均收入/元<2 0002 000～3 000>3 0006061427473.717.39.045122018552.725.721.6住房情況茅草房木房磚瓦房252455523.029.867.2181826562.121.376.6婚姻擠壓強弱56625668.931.1----工具性支持較差較好63219076.923.168816880.419.6情感性支持少多53528765.134.946738954.645.4

(二)變量說明

1.因變量

本文將主觀幸福感作為因變量，問卷中具體操作化為大齡未婚男青年的生活滿意度、積極情感和消極情感3個方面的平均得分，得分范圍為“1～5分”，首先將得分“1～2分”的歸為一類，生成新的變量為“不幸福”；將得分“3～5分”的歸為“幸福”，因變量轉化為二分類變量，將“不幸福”定義為Y=0，“幸福”定義為Y=1。設Y=1的概率為P，Y的函數式為：

F(Y)=Py(1-P)1-y;Y=0,1

(1)

建立Logistic模型，因變量的取值限定在0≤Y≤1的范圍內，其基本表達式為：

(2)

式中，α為截距項；βj為回歸系數；Pi為大齡未婚男青年不同主觀幸福感的概率；i為個案編號；j為影響因素編號；n為影響因素個數；xij是第i個個案的第j種影響因素；μ為誤差項。

2.自變量及操作化

根據主觀幸福感研究中較常用的評價維度，參考有關文獻[32-34]，從以下3個維度來考察貴州農村大齡未婚男青年的主觀幸福感及其影響狀況。

第一，經濟狀況。經濟學理論中，認為收入水平是影響個體效用進而影響主觀幸福感的主要因素，本文具體選取月收入、住房狀況、醫療壓力來反映。其中根據調查對象總體月收入水平，將月收入分為“低于1500元=0，1500～3000元=1，高于3000元=2”的定序變量；住房狀況的答案選項為磚瓦房、木房和茅草房，將其轉化為“茅草房=0，木房=1，磚瓦房=2”；自評醫療壓力狀況選項分別為“壓力大=0，壓力小=1”。

第二，社會支持。社會支持指當個體處于困難或危機時能夠從他人、群體、社區等環境中獲得的資源支持[35]，它與生活質量和主觀幸福感存在著直接的聯系，本文選取社會支持狀況包括工具性和情感性支持。工具性支持具體測量指標是，“生活上遇困難，親朋好友是否會給予錢或財物的幫助？”與“是否享受國家低保救助服務政策？”按選項“否”和“是”分別賦1、2分。工具性支持由這兩個題目加總得分，取值區間為2～4分，分為兩個等級，2～3分為“工具性支持較差”，4分為“工具性支持較好”。情感性支持包括，“您經常參加村/寨舉辦的活動？”“您與鄰居相處得怎樣？”“您經常與周圍人交往？”和“您心情不好時經常與身邊的人傾述？”，答案選項分別為“從不、幾乎不、一般、偶爾、經常”，分別賦1～5分，情感性支持由這四項指標得分相加，取值區間為4～20分，將得分是4～12分定義為“情感性支持少”，13～20分為“情感性支持多”。

第三，婚姻擠壓。通過問卷中“您目前在意尚未結婚的程度”和“您自評遭遇成婚難的程度”來測量，答案選項分別為“在意、不在意”和“難、不難”，分別賦1～2分，2個題目的得分相加生成婚姻擠壓感的強度得分，取值區間2～4分，2～3分為“婚姻擠壓強”，4分為“婚姻擠壓弱”。

3.控制變量

控制變量主要涉及農村大齡未婚男青年的年齡、文化程度、健康狀況、父母健在情況以及自評與同齡已婚男青年比較的內容，具體是文化程度為定序變量“小學及以下=0、初中=1、高中及以上=2”；健康狀況分為5種情況，分別是“健康、慢性病、殘疾、重病、體弱”，轉化為虛擬變量，即“健康=0、其它=1”；目前父母是否健在的狀態，將其轉化為(一方或雙方健在=0，均不健在=1)的虛擬變量；與同齡已婚男青年的橫向比較指“與同齡已婚親朋好友相比，您覺得您的生活怎樣?”，分別是“過得更好=0，過得更差=1”。

四、研究結果

(一)農村大齡未婚男青年的婚姻擠壓現狀

農村不同特征大齡未婚男青年的主觀幸福感，得分的均值為2.54(1～5)分，比已婚男青年整體主觀幸福感的均值低0.13分；其中，28～34歲未婚男青年較35～40歲未婚男青年的整體主觀幸福感強，其主觀幸福感隨著年齡的增長呈下降趨勢。農村不同特征大齡未婚男青年的婚姻擠壓狀況，見表2所示。不同年齡的男青年婚姻擠壓狀況具有顯著差異，面對父母催婚的壓力及較重的經濟負擔，35～40歲的未婚男青年中有78.6%的人有強婚姻擠壓感，顯著高于28～34歲未婚男青年。初中文化中26.1%的未婚男青年是弱婚姻擠壓，明顯低于小學及以下文化的33.6%和高中及以上文化的38.2%，說明我國目前仍存在較嚴重的“梯度婚姻”現象。父母一方或雙方健在的未婚男青年存在強婚姻擠壓的比率均顯著高于父母均已去世的，可能是大齡未婚男青年面臨著父母養老和婚姻成本的經濟壓力所致。布迪厄(Bourdieu)曾指出婚姻受經濟因素的支配，父母健在且經濟收入較差的未婚男青年不僅承擔著較大的經濟負擔，而且也負載著沉重的思想壓力。大齡未婚男青年不同的住房情況、健康狀況對是否有婚姻擠壓均無顯著性。基于我國的現實，父母往往都會為婚姻有危機的子女提供各種支持，幫助兒子尋求配偶，一定程度上父母均健在或父母一方健在會有利于大齡男性走入婚姻。同時沒有屬于自己產權的住房、有欠債的男性在一定程度上會給女方留下經濟條件差、沒本事的印象，從而在婚配市場處于弱勢，陷入大齡仍未婚的困境。

表2 農村大齡未婚男青年的婚姻擠壓

注：P≤0.05，表示在0.05的水平上顯著

(二)農村大齡未婚男青年的社會支持狀況

農村不同年齡段未婚與已婚男青年的社會支持得分比較，見表3所示。28～34歲的男青年中，未婚男青年除在工具性支持得分上高于已婚男青年外，在活動參與、鄰里相處、社交關系及情緒宣泄上的得分狀況均顯著低于已婚男青年,也正說明28～34歲未婚男青年父母健在的能夠獲得更多來自家人的日常關心和精神慰藉，尤其是面臨蓋房、找對象等方面的壓力時，父母會給予一定分擔，與杜旻指出的親人的精神支持具有積極正向的影響，家庭成員提供的日常生活照料以及在生病需要照料時，能獲得來自家人的照顧對健康會起到顯著促進作用的觀點一致[36]。在35～40歲的人群中，未婚男青年的鄰里相處、情緒宣泄得分均顯著低于已婚男青年，但未婚男青年的工具性支持得分顯著高于已婚男性，而該年齡段的未婚與已婚群體在活動參與和社交關系得分上并不存在顯著差異，與李艷等從實際支持、情感支持和社會交往三個維度比較大齡未婚和已婚男性的網絡規模和構成，得出大齡未婚男性獲得的社會支持遠小于已婚男性的結論基本一致[17]。

表3 農村大齡未婚與已婚男青年的社會支持狀況比較

注：P≤0.05，表示在0.05的水平上顯著；表中①②③④分別由問卷中的“參加村/寨舉辦的活動、與鄰居相處、與周圍人交往和與身邊人的傾述”四個問題轉化而來

(三)農村大齡未婚男青年主觀幸福感的實證研究

進一步分析社會支持等因素對農村大齡未婚男青年主觀幸福感的影響狀況，利用Logistic回歸模型，將大齡未婚男青年的個體特征、經濟狀況、社會支持、婚姻擠壓等因素納入模型，由于這些指標大多為定類變量，為了方便研究，進行了賦值處理；同時，增加大齡未婚男青年自評與同齡已婚男性比較的變量，逐步分析上述多個因素對大齡未婚男青年主觀幸福感的影響，三個模型均通過了F統計檢驗，整個回歸模型的調整R2值達0.430，具有良好的擬合效果，如表4所示。

模型1中，調整的R2值為0.106，反映了個體特征、經濟狀況及與同齡已婚的比較對大齡未婚男青年的主觀幸福感存在一定影響，模型解釋度達10.6%。28～34歲未婚男青年的主觀幸福感更強，是35～40歲未婚男青年的2.883倍；模型2和模型3分別引入社會支持和婚姻擠壓變量后，發生比仍為兩倍多，且仍具有顯著性，可見大齡未婚男青年的年齡是主觀幸福狀況的重要因素。從文化程度看，初中文化的大齡未婚男青年主觀幸福感高于小學及以下文化者，在0.1水平下顯著，但高中及以上文化水平的卻不存在顯著性，可能是本研究中該群體高中及以上文化水平的樣本數較少所致。而父母一方或雙方健在的大齡未婚男青年主觀幸福感更強，是父母不健在的1.629倍，但隨著模型2和模型3逐漸引入其它變量后，父母健在與否不再顯著，說明在理想狀態下父母對兒子的主觀幸福感的影響較大。最后，大齡未婚男青年的健康、住房、醫療、收入及與同齡已婚的比較均對其主觀幸福感存在顯著影響，大齡未婚男青年的健康狀況、經濟狀況(住房、醫療、收入)越好的，主觀幸福感越強。與亞當·斯密的理論一致，即大齡未婚男性作為“理性人”，經濟狀況能夠為生活奠定物質基礎，若缺乏基本的物質保障，大齡未婚男青年的精神與情感難以保證幸福。

表4 農村大齡未婚男青年主觀幸福感的影響因素Logistic回歸分析

注：+P<0.1，*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001；()內分別為參照變量

模型2中，由于引入了社會支持因素，整個模型的調整R2值增加到0.226，說明大齡未婚男青年所擁有的社會支持狀況對主觀幸福感起著關鍵作用，模型解釋度為22.6%。從模型中可以看出，工具性和情感性支持的回歸系數分別為0.963和1.766，表明獲得較好的工具性支持和擁有更多來自親朋好友情感支持的大齡未婚男青年，他們的主觀幸福感越強。其中，獲得更多情感支持的主觀幸福感的發生比是獲得較少情感支持的5.897倍，且遠高于工具性支持的2.619倍，這是由于控制了大齡未婚男青年的個人特征和經濟狀況的因素后，人們傾向于精神上更深層次的追求。結合亞伯拉罕·馬斯洛需求層次理論來看，低層次的需求相對得到滿足，就會向高層次需求發展，大齡未婚男青年在生理、安全和感情上的需求基本得以滿足后，更高級的尊重和自我實現的需求成為衡量其是否有幸福感體驗的重要因素。

模型3中，在模型2的基礎上加入婚姻擠壓的因素后，調整R2值達0.430，使模型的擬合度達到最優，總的解釋度高達43.0%。其中，大齡未婚男青年的健康狀況較好和經濟狀況中有較好住房條件、醫療壓力小和月收入較高的，有強主觀幸福感的發生比均有所下降，但仍存在顯著性。婚姻擠壓對主觀幸福感影響顯著，其中不在意自己尚未結婚的主觀幸福感幸福的可能性是在意者的5.589倍；自評成婚不難者有幸福體驗的可能性是自評成婚難的4.790倍；通過測量大齡未婚男青年婚姻擠壓的強弱，發現存在弱婚姻擠壓的主觀幸福感的發生比是強婚姻擠壓的6.452倍，均在0.01水平下顯著。與同齡已婚者比較，認為自己過得更好的大齡未婚男青年其主觀幸福感的發生率高于認為自己比同齡已婚者過得更差的。這個結論與美國社會心理學家利昂·費斯廷格(Leon Festinger)提出的社會比較理論的觀點基本一致，即每個個體利用他人作為比較的尺度，來進行自我評價時，如果估計自己優于別人，則越容易體驗到幸福；同時，與趙德雷的結論一致，他指出同他人比較時，那些感覺自己比周圍人生活得好、其主觀地位越高、比較滿意度和直觀滿意度越強的，則會對自己的生活現狀更加滿意[37]。

五、結論與對策

首先，隨著適婚年齡過剩男性數量的增加，受婚姻擠壓的大齡未婚男青年的主觀幸福感不容樂觀。不同年齡、文化程度和父母健在情況的大齡未婚男青年的婚姻擠壓具有顯著差異，35～40歲的未婚男青年中有強婚姻擠壓的比例為78.6%，顯著高于28～34歲的60.5%。與同齡已婚男青年相比，未婚男青年承受著更強的婚姻擠壓，而且父母均健在的反而會遭受較強的婚姻擠壓。調查還發現，該群體大多是處于被動的單身狀態，比同齡已婚男青年相比，所獲得的情感性社會支持狀況差，但工具性社會支持卻相對較好。同時，通過大齡未婚男青年的自我橫向社會比較發現，自評自己生活比同齡已婚男青年過得更好的主觀幸福感更強。

其次，無論是客觀還是主觀婚姻擠壓導致不婚，大齡未婚男青年都承受著較大的家庭壓力和孤獨感，對婚姻的渴望比較迫切。同時，農村持續偏高的出生性別比造成可婚配的女性資源較為短缺，經濟比較貧困、社會資本相對缺乏的婚齡男性被暫時或永久地排斥在婚姻和家庭之外，無法過上正常的家庭生活，遭受來自家庭和社會的各種壓力，缺少與異性在情感和生理上的交流，身心健康都將受到影響。

最后，社會支持狀況對大齡未婚男青年的主觀幸福感有顯著影響。與同齡已婚男青年相比，未婚男青年缺少由婚姻關系帶來的橫向和縱向關系，局限了社會關系、資源信息和人情支持，當需要幫助時，獲得來自家人關系之外的幫助較少；家庭支持是大齡未婚男青年生活支持的主要方面，隨著父母變老離世，若沒有配偶和子女，家庭支持會逐漸弱化直至消失，使大齡未婚男青年的生活狀況處于相對劣勢。

根據梅奧(George Elton Mayo)的人際關系理論，人是“社會人”不是“經濟人”，除古典管理理論所指出的人與人之間有正式明確的相互關系外，還應有非正式的關系，大齡未婚男青年不是孤立的個體，必須重視非正式關系的作用，正確把握工具性和情感性社會支持的平衡。費孝通的《鄉土中國》中也指出，每個人的社交圈子都有伸縮性，在中國農村熟人社會中，社會經濟地位高的人社會支持網也會更廣，更能獲得非血緣關系的成員。根據上述結論，從改善大齡未婚男青年主觀幸福感的角度，提出以下對策：

一是在性別失衡的背景下，受婚姻擠壓的大齡未婚男青年的主觀幸福感損失嚴重。建立和維持婚姻關系需要一定成本，社會經濟條件較差的大齡未婚男青年在婚姻市場中處于絕對劣勢。因此，為大齡未婚男青年開展小組活動，為男女婚配牽線搭橋，可以有效地解決大齡未婚男青年成婚難的問題。同時，該群體可塑性較高，也可以通過就業和相關技能培訓，改善大齡未婚男青年的社會經濟地位，提升他們的幸福感。

二是脫貧攻堅中，精準識別該群體，從宏觀的經濟發展，到中觀的村落服務，再到微觀的家庭和個體支持，完善農村大齡未婚男青年的社會支持體系。抓緊完成貧困農村地區全面脫貧工作，改善該群體的經濟收入。相關村或寨應積極組織適合大齡未婚男青年的娛樂活動，豐富業余生活，緩解輿論壓力，倡導健康樂觀的生活態度；根據個體差異，有針對性地提供差異化的社會支持，如對青壯未婚男性提供必要的技能培訓和信息資源，做好工作、婚姻介紹服務；充分利用網絡平臺和社會組織的功能，整合各方資源，推進社會各界對這一弱勢群體的關注，幫助解決適婚男性婚配難的問題。

三是國家和政府要加快完善社會保障體系。無論是從社會支持還是婚姻擠壓的角度，健全的公共政策和保障體系都是提升大齡未婚男青年主觀幸福感的關鍵。良好的社會保障體系能夠解除大齡未婚男青年生活和工作的后顧之憂，還有助于縮小大齡未婚男青年與其他群體的差距，減少因社會比較帶來的心理不公平感。因此，相關部門應加快完善有關大齡未婚男青年的社會保障體系，建立較為完備的社會保障機制。同時，對典型大齡未婚男青年介入專業社會工作服務，為其搭建各方社會資源。