性別比失衡、婚姻支付與代際支持*

（中央財經大學經濟學院 北京 102206）

一、引 言

男女雙方在婚姻締結時進行的婚姻支付可以按照支付方的不同分為兩類：一類是新郎家庭向新娘家庭或新婚家庭支付的彩禮；另一類是新娘家庭向新郎家庭或新婚家庭支付的嫁妝。支付彩禮和嫁妝是中國傳統婚嫁習俗之一，同時也存在于其他許多發展中國家，例如，彩禮廣泛存在于東亞、中東和撒哈拉以南的非洲地區，嫁妝盛行于印度、巴基斯坦、孟加拉國等南亞國家（Anderson，2003，2007；Corno 等，2017）。雖然各地彩禮和嫁妝習俗產生的原因不同，但均產生了廣泛的社會經濟影響。例如，在非洲貧窮地區，高額的彩禮支付導致女性早婚早育（Corno 等，2017）；在印度，高額的嫁妝支出不僅給女方家庭帶來沉重的經濟負擔，還是女性遭受暴力和死亡的重要因素（Anderson，2007；Sekhri 和Storeygard，2014）。新中國成立以來，我國《婚姻法》明確規定禁止買賣婚姻和借婚姻索取財物，但婚姻支付習俗仍長期存在。隨著經濟發展和社會結構變遷，婚姻支付的形式和內容也不斷發生變化。目前，嫁妝在我國婚嫁習俗中的地位相對弱化，但彩禮支付仍然十分普遍，且在部分農村地區呈現愈演愈烈的情況，出現了“天價彩禮”現象。根據中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）2013 年調查，約有62.6%的男性在結婚時其所在家庭向女方家庭支付了彩禮，43.81%的女性在婚姻締結時其所在家庭向男方家庭或新婚家庭支付了嫁妝；平均的彩禮支付金額約為嫁妝的4 倍，是男方家庭人均年收入的2.09 倍。高額的彩禮支出給許多男方家庭帶來了沉重的經濟負擔，導致部分家庭“因婚致貧”。彩禮支出給家庭造成的經濟壓力在農村地區尤為嚴峻，農村地區的平均彩禮支出是平均家庭年收入的2.18 倍，對農村家庭造成的相對經濟負擔遠高于城鎮家庭。“天價彩禮”除了給家庭帶來直接的經濟負擔外，還造成了許多其他方面的負面影響。例如，作為“天價彩禮”最終承擔者的男方父母，為了使兒子早成婚，通過換頭親或迫使女兒早出嫁來換得彩禮。①換頭親是指雙方家庭通過交換女兒來使兒子成婚。在一些偏遠地區，甚至存在販賣婦女的情況（魏國學等，2008）。彩禮所造成的負面影響應當引起社會各界的廣泛重視，“天價彩禮”現象也應當得到遏制。

本文旨在從婚姻市場動態變化和文化習俗兩個方面出發，對中國家庭婚姻締結中的彩禮和嫁妝支付現象做出解釋。本文首先梳理了彩禮和嫁妝支出的典型事實。我們發現“天價彩禮”現象并非一直存在，彩禮支出水平的快速上漲發生在2000 年以后；嫁妝支出雖在2000 年以后也有所上漲，但漲速相對平緩。嫁妝支出可以被認為是對彩禮支出的返還，因此，我們可以計算凈彩禮支出（閻云翔，2000）。圖1 顯示，1984—1999 年的15 年間，凈彩禮支出水平增長了30.32%，年均增長率僅為1.78%。而在1999—2013 年的14 年間，凈彩禮支出水平增長了471.57%，年均增長率高達13.26%，遠遠超出了同時期實際GDP增速。②彩禮、嫁妝和GDP 均使用城市居民消費價格指數進行了消脹處理。本文將這個現象稱為中國凈彩禮支出的“非平穩性”。凈彩禮支出除了在時間維度上存在“非平穩性”外，還呈現出顯著的空間差異，即空間維度上的“異質性”。凈彩禮相對支出在我國北方地區普遍較高，而在西南及東南沿海地區則較低。③凈彩禮相對支出是指當地的平均彩禮支出凈額與當地人均年收入的比值。其中，長沙、重慶、佛山這三個南方城市的平均彩禮支出均低于嫁妝支出，而在彩禮支出水平最高的哈爾濱、朝陽和天津這三個城市，彩禮支出凈額均達到人均年收入的3 倍以上。

圖1 我國彩禮/嫁妝支出：1984—2013 年

本文認為，我國婚姻市場的動態變化和從夫居文化是導致凈彩禮支出出現時間上的“非平穩性”和空間上的“異質性”的重要原因。就婚姻市場要價理論而言，彩禮可以看作是婚姻市場上女方對男方家庭的要價，反映的是婚姻市場上的供需關系（Becker，1991）。在1953 年和1964 年的兩次人口普查中，我國出生人口性別比都在1.05 左右，但是到了1982 年第三次人口普查，出生人口性別比達到了1.08，超出了1.05 的正常水平（Hesketh和Xing，2006）。在接下來的三次人口普查和三次全國1%人口抽樣調查中，出生人口性別比不斷攀升，至2010 年已達到1.18。與出生人口性別比的不斷上升相對應的是，2000 年以后，我國婚姻市場上適婚人口的性別比也開始出現失衡且不斷加劇。圖2 顯示，2000 年以前，我國婚姻市場上的適婚男女比穩定在1.05—1.06 之間，但在2000 年以后，適婚男女比開始不斷上升。①此處的適婚男女比是指該年份年齡在20—30 歲的男女性別比。適婚男女比在2000 年前后的變動趨勢和凈彩禮支出水平在時間維度上的變動趨勢具有很高的同步性。但男女性別比的地區差異和凈彩禮支出的空間“異質性”又存在一定程度的差異。在我國秦嶺—淮河以南的中部和東南沿海地區，人口性別比普遍較高，而在北方和西南地區則相對較低。婚姻支付除了受婚姻市場上人口性別結構的影響外，還帶有明顯的文化烙印。本文認為，以從夫居為代表的傳統居住文化的地區差異或許能解釋凈彩禮支出在空間上的異質性。從夫居文化在我國北方地區較為流行，而在南方地區則較弱，這與凈彩禮支出高低的空間分布具有很高的重合度。②從夫居文化用每個城市中婚后與父母同住的男性數量和該城市中已婚男性總數量的比值來衡量。有鑒于此，本文從人口性別比失衡和從夫居文化出發，研究我國的婚姻支付現象。

圖2 我國凈彩禮支出和適婚男女比：1984—2013 年

本文使用CHARLS 2013 年調查數據和中國第四次人口普查數據，從經驗上檢驗了人口性別比失衡和從夫居文化對婚姻支付的影響。實證結果顯示，人口性別比失衡對彩禮存在顯著的正向影響，適婚年齡人口性別比每增加一個百分點，彩禮支出會顯著增加2.037%。但人口性別比失衡與嫁妝支出并不存在統計上顯著的關系。異質性分析顯示，人口性別比失衡對彩禮支出的顯著影響只存在于農村低學歷的男性群體。這可能是由于農村地區社會經濟地位較低的男性面臨更為嚴峻的婚姻擠壓（Meng 和Zhao，2019）。在進一步考慮從夫居文化的影響后，我們發現在從夫居文化更盛行的地區，人口性別比失衡對彩禮支出的影響更大。最后，本文對彩禮和嫁妝支出的代際償還機制做了初步考察，發現父母為子女支付彩禮或嫁妝會顯著增加子女對父母的經濟幫助和精神支持，這為我們理解父母為子女支付彩禮或嫁妝的動機提供了解釋。

本文其余部分的結構安排如下：第二部分回顧相關文獻；第三部分介紹本文使用的數據；第四部分分析人口性別比、從夫居文化對婚姻支付的影響；第五部分考察婚姻支付與子女對父母的養老支持之間的關系；第六部分為結論。

二、文獻評述

（一）婚姻支付行為的經濟解釋

鑒于婚姻支付對家庭福利和社會經濟的廣泛影響，國外學者針對婚姻支付產生的原因進行了廣泛的理論和實證研究。在理論文獻中，基于不同的研究視角，主要形成了以下三方面的解釋：婚姻償付理論（Freedman，1966）、婚姻市場要價理論（Becker，1991）和婚姻支付動機理論（Goody 和Tambiah，1973；Schlegel 和Eloul，1988；Ebrey，1991）。Freedman（1966）提出在我國傳統父系家族體系和從夫居形式的價值觀下，彩禮被用于確認對新娘繁衍后代和家務勞動的權力的轉移。Becker(1991）則從婚姻市場供需失衡的角度出發理解“婚姻價格”形成的機制。他指出婚姻支付可以作為婚姻市場上兩性資源不均衡時的調節劑，即當女性多于男性時，女性為爭奪男性而支付嫁妝；而當男性多于女性時，彩禮則成為男性爭奪適婚女性的重要競爭手段。婚姻支付動機理論則從兩種截然不同的動機出發來解釋父母支付嫁妝的原因。基于父母代際支持的利他動機，Goody 和Tambiah（1973）指出嫁妝是女性對父母財產的提前繼承，而Schlegel 和Eloul（1988）認為嫁妝支付是對女兒婚后幸福生活的投資。在我國傳統的男性單邊繼承制下，Goody 和Tambiah（1973）的嫁妝繼承理論并不能很好地解釋嫁妝產生的原因。基于父母代際支持的交易動機，Ebrey（1991）指出中國社會的嫁妝支付旨在通過鞏固姻親關系獲得社會資源。

目前已有大量實證研究對婚姻市場要價理論和婚姻支付動機理論進行了檢驗，但有關婚姻償付理論的實證研究較為缺乏。Angrist（2002）和Francis（2011）分別使用美國和中國臺灣的數據檢驗了人口性別比失衡對婚姻市場的影響。Angrist（2002）研究發現，移民群體中人口性別比的增大增強了女性在婚姻市場上的議價能力，降低了女性的勞動參與率。Francis（2011）的研究也得出了相似的結論。Bélanger 和Linh（2011）使用越南數據所做的研究顯示，隨著人口跨區域流動的增加，女性的婚姻遷移會使農村地區的單身男性面臨更高的人口性別比，導致他們在婚姻市場上的議價能力降低。但Edlund（2000）發現婚姻市場要價理論并不能解釋印度“天價嫁妝”的存在，他發現在人口性別比嚴重失衡的印度，嫁妝并沒有下降反而在快速上漲。要理解印度嫁妝產生的原因，還需要對文化和婚姻支付動機進行考察。Anderson（2003）發現在印度種姓制度下，女方家庭支付“天價嫁妝”是為了使女兒通過婚姻實現階級躍升。Srinivasan 和Bedi（2007）從利他動機出發解釋印度父母支付嫁妝的原因，他們的研究顯示嫁妝支付能顯著提高女性婚后在家庭中的地位，這與使用中國和埃及數據所做研究的發現一致（Zhang 和Chan，1999；Brown，2009）。上述關于婚姻支付形成原因的研究大多針對中國以外的國家，基于中國“天價彩禮”和嫁妝支付發生原因的實證文獻仍較少，國內已有文獻也缺乏對父母婚姻支付動機的實證檢驗。

（二）從夫居文化和人口性別比失衡

在傳統宗族文化的影響下，我國形成了父權（patriarchy）、父系（patrilineality）、父居（patrilocality）的家庭制度。其中父居制度規定了婦從夫居的婚姻居住模式。在這種婚居模式下，女性結婚后需離開娘家來到男方家庭生活，女性在經濟和生活上從屬于男性。從夫居的婚居模式不僅使女性在婚姻市場上成為“商品”被買賣，還降低了女性婚后在男方家庭的地位（Khalil 和Mookerjee，2019）。父權制度也對兩性角色的塑造產生了影響，形成了男孩偏好（張川川和馬光榮，2017）。男孩偏好和計劃生育政策的實施被認為是導致1980年以來出生人口性別比失衡的重要原因（Hesketh 和Xing，2006）。已有大量經濟學文獻對人口性別比失衡的社會經濟影響進行了考察。例如，Angrist（2002）和Francis（2011）研究發現，人口性別比上升導致男性在婚姻市場上遭受擠壓，婚姻議價能力降低。Wei 和Zhang（2011）使用中國數據所做的研究顯示，為了增強兒子在婚姻市場上的相對吸引力，家庭進行競爭性儲蓄，拉高了儲蓄率。在婚姻市場上處于競爭弱勢的男性，最終將會成為“剩男”。“剩男”的增多，會導致犯罪率上升，增加社會的不穩定性（Edlund 等，2013）。除此之外，Grossbard 和Amuedo-Dorantes（2008）也發現“女性赤字”的性別比有利于女性家庭地位的提升，使女性的勞動參與率和工作時長顯著降低。

現有文獻雖然從多個角度考察了我國傳統宗族文化和性別比失衡帶來的社會經濟影響，但是并未考察人口性別比失衡對婚姻支付行為的影響。本文使用微觀調查數據，從人口性別比失衡和從夫居文化出發，對婚姻市場要價理論、婚姻償付理論和婚姻支付的經濟動機進行實證檢驗。本文主要有以下幾個方面的貢獻：首先，本文從婚姻市場上男女供需失衡的角度出發，為我國“天價彩禮”現象的形成提供了解釋，有助于我們理解婚姻市場上供需失衡對婚姻支付的影響，同時也為婚姻市場定價理論提供了新的經驗證據；其次，本文同時考察了文化的作用，強調了文化和人口政策的交互影響，不僅為婚姻償付理論提供了經驗證據，還為通過改革人口政策和文化政策糾正“天價彩禮”現象提供了政策依據；再次，本文還考察了父母進行婚姻支付的經濟動機，發現父母在支付彩禮或嫁妝后會得到子女相應的物質和精神回報；最后，本文豐富了有關人口性別比失衡的社會經濟后果的文獻，以往的研究發現人口性別比失衡會導致家庭儲蓄率增加（Wei 和Zhang，2011）、犯罪率上升（Edlund 等，2013），我們的研究表明性別比失衡還會通過婚姻支付行為影響家庭福利。

三、數據和變量選取

（一）數據來源

本文使用的數據來自CHARLS 2013 年調查和1990 年第四次全國人口普查。CHARLS是由北京大學國家發展研究院負責開展的，旨在提供關于我國中老年人個體及家庭層面信息的高質量微觀數據庫。CHARLS 調查對象為在我國隨機抽取的家庭中45 歲及以上的居民，其家戶調查問卷涵蓋了中老年人的基本家庭信息、個人健康狀況及家庭經濟狀況等，為學術研究和公共政策評估提供了豐富的數據來源。CHARLS 2013 年調查樣本涵蓋了位于我國28 個省區、126 個市、150 個縣區的10 822 戶家庭。CHARLS 調查統計了主要受訪者所有已婚子女的結婚年份、結婚當年從父母處獲得的婚姻支付以及調查當年代際轉移支付和交往頻率等，通過這些信息我們可以計算子女結婚當年從父母處獲得的彩禮、嫁妝數額和調查當年子女對父母的代際支持。

本文使用的第四次全國人口普查數據為長表數據，包含了345 個市的11 475 065 個個人。人口普查數據提供了家戶成員及其配偶的出生年份、居住城市和戶口類型等信息。本文基于這些信息計算了CHARLS 受訪者所在城市各年齡段人口的性別比，基于城市代碼將其同CHARLS 調查數據進行了匹配。

（二）變量定義和樣本描述

彩禮和嫁妝。CHARLS 調查統計了子女結婚時父母支付的彩禮、嫁妝和房產價值。由于婚姻支付中除了顯性的貨幣支出外，婚房花費也占了很大的比重，因此，本文把彩禮和嫁妝定義為貨幣性的現金支出和婚房花費的總和。①我們也使用不包含婚房支出的彩禮支出進行了分析，得到了類似的結論。

適婚人口性別比（男性數量/女性數量）。我們使用1990 年中國第四次人口普查數據計算每個個體在婚姻市場上對應的適婚人口性別比。由第六次全國人口普查數據計算可知，2010 年我國流動人口占全國總人口的16.5%，流動人口中有66.89%的通婚圈在本省同一縣市，并且2012 年以前，跨戶籍通婚的人口占比僅為7%（王豐龍和何深靜，2014）。因此，本文將同一個地級市內同戶籍類型人口劃分到一個本地婚姻市場。②我們也考察了更大空間尺度上人口性別比的影響，發現在把婚姻市場擴展到相鄰城市后，相鄰城市的人口性別比已經不再有顯著影響，這與婚配雙方通常都來自于同一個城市是一致的。2000 年人口普查數據顯示，我國婚配年齡結構具有非對稱性，有91.69%的夫婦年齡差為-3 歲至7 歲（見表1）。因此，在定義潛在婚配對象時，本文定義男性個體的潛在婚配對象為年齡差在7 至-3 歲之間的女性；女性反之。③將夫婦年齡差限定在-2 至5 歲或-1 至3 歲之間時，回歸結果也均與本文當前報告的回歸結果相似。

表1 我國婚配年齡結構

從夫居文化。CHARLS 2013 年調查統計了每個個體是否與父母同住。我們使用每個城市中婚后與父母同住的男性數量和該城市中已婚男性總數量的比值度量該城市從夫居文化的強度。

子女支持。CHARLS 2013 年調查在“家庭交往與經濟幫助”部分針對不與父母同住的子女詢問了詳細的代際支持信息。由于子女支持不僅包含子女給予父母的經濟幫助，還包括了子女對父母的精神關懷，因此我們同時考察了婚姻支付對子女給予父母的物質幫助和精神支持的影響。子女支持具體通過子女在過去一年當中給父母的轉移支付、與父母見面的天數和與父母通話的次數等三個指標來衡量。

控制變量。在研究人口性別比與婚姻支付的關系時，我們盡可能控制同時影響人口性別比和婚姻支付的變量。所控制的主要變量包括戶籍類型、民族、教育年限、兄弟數量、姐妹數量、家庭人均年收入、父母平均教育年限等。①由于問卷中只有2013 年的家戶人均年收入，因此我們將2013 年家戶人均年收入平減到子女結婚年份來表示子女結婚時家庭的經濟狀況。在研究彩禮與嫁妝對子女養老支持的影響時，我們控制了詳細的子女個人特征（子女與父母的居住距離、教育年限、孩子數量、工作狀態、性別、兄弟數量、姐妹數量）和父母特征（父母所在家戶的人均年收入、工作狀態、是否患慢性病、是否照料孫子、配偶是否健在、父母給子女的轉移支付、平均教育年限、平均年齡、民族、戶籍類型）。按照文獻的通常做法，我們對收入、轉移支付等經濟變量做了對數化處理。

在研究人口性別比對婚姻支付的影響時，我們剔除了子女尚未結婚的樣本。在研究彩禮、嫁妝對子女養老支持的影響時，我們在刪除子女尚未結婚樣本的基礎上，進一步刪除了子女已去世的樣本。此外，CHARLS 調查只針對結婚后不與父母同住的子女詢問代際支持情況，因此針對代際支持的分析剔除了同父母同住的子女樣本。最后，我們剔除了少量關鍵變量缺失的樣本。表2、表3 分性別報告了回歸分析所使用樣本的描述性統計。

表2 婚姻支付與人口性別比的樣本描述性統計

表3 彩禮、嫁妝與子女支持的樣本描述性統計

四、人口性別比與婚姻支付

（一）人口性別比與婚姻支付

我們采用如下模型設定考察人口性別比對婚姻支付的影響：

其中，被解釋變量ln(marriage_ paymentijt)為位于城市j的個體i在t年結婚時收到的父母給的彩禮或嫁妝總額的對數值，sexratioijt為個體i在婚姻市場上面臨的適婚人口性別比，cj和yt分別表示城市固定效應和結婚年份固定效應，X為一組控制變量，包括家庭特征（家庭人均年收入、父母平均教育年限）和個體特征（戶籍類型、民族、教育年限、兄弟數量、姐妹數量），εijt為隨機擾動項。

表4 的前兩列報告了針對彩禮支出的OLS 估計結果，后兩列為針對嫁妝支出的OLS估計結果。表4 第（1）列只控制了城市固定效應和結婚年份固定效應，估計結果顯示適婚人口性別比每增加1 個百分點，彩禮支出顯著上升3.014%，且該系數估計值在1%的顯著性水平上統計顯著。第（2）列進一步控制了家庭和個人層面的特征，結果顯示，在加入家庭和個人層面的控制變量后，適婚人口性別比每增加1 個百分點，會使男方支付的彩禮顯著上漲2.037%。雖然第（2）列參數估計值有所減小，但其仍在5%的顯著性水平上統計顯著。在針對嫁妝支出的估計中，無論是否加入控制變量，適婚人口性別比與嫁妝支出水平均不存在統計上顯著的關系。

表4 人口性別比、彩禮和嫁妝

（二）人口性別比與彩禮支出：分城鄉和教育程度估計

我國存在典型的城鄉二元結構，農村地區的經濟發展水平和社會保障制度相對落后，農村“養兒防老”和傳宗接代的觀念更為強烈，導致了更強的男孩偏好，人口性別比失衡現象也更為嚴重。在“性別擠壓”和農村女孩外流的雙重壓力下，農村男性面臨更為嚴峻的婚姻市場競爭（Meng 和Zhao，2019）。如前文數據顯示，我國農村地區的彩禮文化更為普遍，彩禮給農村家庭造成的經濟負擔更為嚴重。因此，人口性別比同彩禮支出的關系在城鄉之間可能存在顯著的不同。有鑒于此，我們分別考察農村地區和城市地區人口性別比和彩禮支出的關系。此外，婚姻市場中社會經濟地位較低的男性更容易受到“婚姻擠壓”（Hesketh 和Xing，2006）。我們使用個體受教育程度作為社會經濟地位的衡量，將初中及以下學歷定義為低學歷，高中及以上學歷定義為高學歷，檢驗人口性別比對彩禮支出的影響是否因個體社會經濟地位不同而存在差異。①我們對學歷也做了更為細致的劃分，分為小學及以下、初中、高中、大學及以上四個組別，發現只有農村地區小學及以下和初中學歷樣本中適婚人口性別比對彩禮支出有統計上顯著的正向影響，該結論與僅區分高學歷和低學歷兩個組別所得到的結論是一致的。

表5 第（1）至（3）列為使用農村樣本進行回歸得到的結果，在加入家庭、個人層面的特征和城市固定效應、結婚年份固定效應后，農村地區的適婚人口性別比對彩禮支出的影響為正，但該效應只在低學歷樣本中具有統計顯著性。具體而言，在農村低學歷群體中，適婚人口性別比每增加1 個百分點，會使彩禮支出顯著增加4.631%。在城市樣本中，無論學歷高低，適婚人口性別比和彩禮支出均不存在統計上顯著的關系。這說明，性別比失衡只對農村地區社會經濟地位較低的男性家庭的彩禮支出產生了顯著的影響。

表5 人口性別比與彩禮支出：異質性檢驗

（三）人口性別比、從夫居文化與彩禮支出

根據婚姻償付理論，在我國傳統從夫居的婚姻居住形式下，承擔了巨大撫養成本的女方家庭在女兒成婚后會遭受勞動力損失和與女兒分開的精神痛苦，為了彌補女方家庭的這種損失，男方家庭在結婚時需要付出更高的成本（Freedman，1966）。并且在代表傳統婚姻居住模式的宗族文化越高的地區，性別比失衡的現象越嚴重（張川川和馬光榮，2017），這會使得女方家庭的要價能力更強。因此，我們預期在從夫居文化更盛行的地區，人口性別比對彩禮支出的影響會更大。我們使用下述模型檢驗適婚人口性別比與彩禮支出之間的關系是否受到從夫居文化的影響：

其中，被解釋變量ln(giftijt)表示城市j中的個體i在t年結婚時收到的父母給的彩禮總額的對數值；patrilocalityij表示個體i所在城市j的從夫居文化強度，即城市中婚后與父母同住的男性數量占城市中全部已婚男性數量的比重。X為一組家庭和個人層面的控制變量，設定與前述方程一致，cj和yt分別表示城市固定效應和結婚年份固定效應。β2為我們所關心的系數，表示性別比對彩禮的影響是否受到地區從夫居文化的影響。

表6 報告了方程（2）的估計結果。第（1）列結果顯示，適婚人口性別比越高，彩禮支出水平越高，并且在從夫居文化越強的地區，適婚人口性別比與彩禮支出之間的正向關系越大。表6 其余各列分城鄉和已婚男性學歷水平進行了估計。結果顯示，從夫居文化和適婚人口性別比對彩禮支出的影響僅在農村低學歷群體中顯著，而在城市地區和高學歷群體中，適婚人口性別比和從夫居文化對彩禮支出均沒有統計上顯著的影響。具體而言，在農村低學歷群體中，從夫居文化強度每變動一個百分點，會使得適婚人口性別比對彩禮支出的邊際影響顯著增加8.47%。表6 結果進一步驗證了婚姻市場要價理論和婚姻償付理論。

表6 人口性別比、從夫居文化和彩禮支出

續表6

五、彩禮、嫁妝與代際支持

在婚姻關系的締結中，婚姻雙方的父母成為彩禮和嫁妝的最終承擔者。父母為子女支付彩禮和嫁妝可以看作是父母向子女進行經濟轉移支付的一種具體形式。為了更全面地理解彩禮和嫁妝支出這一婚俗現象，有必要對彩禮和嫁妝背后的經濟動機進行考察。根據家庭代際轉移支付的相關研究，父母為子女支付彩禮和嫁妝的動機無外乎兩類：利他動機和交易動機（Becker，1974；Cox，1987）。完整地檢驗利他動機和交易動機不僅需要知道嫁妝、彩禮等婚姻支付信息，還需要知道結婚當年夫妻雙方自身的經濟狀況及雙方所在家庭的經濟狀況。數據條件所限，本文僅對交易動機進行考察。從交易動機的角度講，父母為子女支付彩禮和嫁妝是希望能夠換取子女對自身的養老支持。如果彩禮和嫁妝支出無法換取子女的養老支持，那么我們無法從交易理論出發去理解彩禮和嫁妝支出行為。有鑒于此，在本節，我們檢驗收到彩禮和嫁妝更多的子女是否對父母給予了更多的養老支持。需要指出的是，即使收到彩禮和嫁妝更多的子女給予父母的支持更多，我們也無法直接判定結婚時父母為子女提供彩禮和嫁妝是為了換取子女日后的支持，只是說彩禮和嫁妝支出客觀上發揮了“交易”的作用。具體而言，我們估計如下方程：

其中，Yijt表示子女提供給父母的物質幫助或精神支持，包括子女在過去一年中給父母的轉移支付、與父母見面的天數、與父母通話的次數等。marriage_ paymentijt為子女結婚當年父母支付的彩禮或嫁妝與所提供的房產價值的總和。X為一組控制變量，包括子女個人特征（子女與父母的居住距離、教育年限、孩子數量、工作狀態、性別、兄弟數量、姐妹數量）和父母特征（父母所在家戶的人均年收入、工作狀態、是否患慢性病、是否照料孫子、配偶是否健在、父母給子女的轉移支付、平均教育年限、平均年齡、民族、戶籍類型）。cj和yt分別表示城市固定效應和結婚年份固定效應。在回歸中，我們對婚姻支付、轉移支付及家庭收入等經濟變量做了對數化處理。需要說明的是，婚后與父母同居的子女是和父母同吃同住的，理論上無法準確衡量這部分子女對父母的代際支持，正因為如此，CHARLS調查在設計問卷時也沒有針對與父母同住的子女詢問代際支持信息，因此這部分分析只針對婚后不與父母同住的樣本。

表7 報告了方程（3）的估計結果。表7 前兩列報告了彩禮、嫁妝支出與子女給予父母的轉移支付之間的關系，結果顯示，結婚時從父母處獲得彩禮和嫁妝越多的子女，在婚后給予父母的轉移支付也越高。具體而言，在控制個人和父母層面的特征及城市固定效應、結婚年份固定效應后，婚姻支付每增加1%，兒子給予父母的轉移支付會顯著增加0.021%，而女兒給予父母的轉移支付會顯著增加0.062%。表7 的第（3）至（6）列報告了彩禮和嫁妝支出與子女給予父母的精神支持之間的關系。結果顯示，結婚時從父母處獲得彩禮和嫁妝越多的子女，給予父母的精神支持也越多，但兩者之間的關系在女性樣本中更強。男性樣本中子女支持的回歸系數顯著性較低，原因可能是很多男性結婚后與父母一起居住，而這部分樣本由于沒有代際支持信息沒有被納入分析。表7 的回歸結果也在一定程度上支持了父母進行婚姻支付的交易動機，為彩禮和嫁妝行為提供了經濟理論上的解釋。

表7 彩禮、嫁妝與子女支持

六、結 論

在存在從夫居文化和家庭養老傳統的中國，婚姻支付的存在有其深厚的文化根源。但近年來婚姻支付的性質已發生轉變，傳統的文化因素已經無法解釋2000 年以后彩禮支出水平的快速上升。目前學術界對我國“天價彩禮”和嫁妝的研究相對較少，也無法同時解釋我國凈彩禮支付在時間上的“非平穩性”和空間上的“異質性”。本文的研究顯示，婚姻市場上適婚人口性別比的失衡和從夫居文化的存在是我國凈彩禮支付呈現時間上的“非平穩性”和空間上的“異質性”的重要原因。20 世紀70 年代以來我國出生人口性別比不斷上升，使得2000 年以后婚姻市場上的適婚年齡男性遠多于女性，男性為了爭奪稀缺的女性資源，導致了“天價彩禮”的產生；而從夫居文化在地區之間的差異，也導致彩禮支出的空間差異。

使用CHALRS 2013 年調查數據和第四次全國人口普查數據，本文從經驗上檢驗了人口性別比失衡對彩禮和嫁妝支出的影響，驗證了婚姻市場要價理論。通過考察從夫居文化的影響，本文也進一步驗證了婚姻償付理論。最后，通過檢驗婚姻支付與代際支持之間的關系，本文也為彩禮和嫁妝等現象提供了經濟理論方面的解釋。本文的研究表明，要遏制“天價彩禮”現象，根本上需要糾正人口性別比失衡。同時，彩禮和嫁妝支出有其文化根源，而文化演進非常緩慢，短期內較難通過政策干預徹底改變彩禮和嫁妝婚俗。