中國女性跨省婚姻流入分布的影響因素及其空間效應(yīng)

石人炳，林文輝

(華中科技大學(xué) 社會(huì)學(xué)院,湖北 武漢 430074)

1 引言

婚姻遷移是一種與自然性別關(guān)系和社會(huì)性別關(guān)系直接相關(guān)的社會(huì)流動(dòng)，也是中國女性實(shí)現(xiàn)遷移流動(dòng)的一種重要方式，其特殊性是遷移對象以女性為主體(譚琳，1999；Davin,D.，1998)。隨著現(xiàn)代交通方式的進(jìn)步，女性婚姻遷移流動(dòng)的空間范圍越來越大，跨省婚姻遷移女性的比例越來越大。根據(jù)五普、六普的相關(guān)數(shù)據(jù)，女性跨省遷移的趨勢明顯，女性跨省婚姻遷移占女性婚姻遷移的比例從1995-2000年的12.0%上升到2005-2010年的18.0%。

由于我國幅員遼闊，各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平差異較大，女性跨省婚姻遷移的宏觀特征在空間上存在明顯的不均衡性。許多學(xué)者已經(jīng)關(guān)注到女性婚姻遷移作為一種人口流動(dòng)現(xiàn)象具有明顯的流向偏好，與其他類型的遷移流動(dòng)一樣，也存在著空間上的聚集性(郭永昌、丁金宏，2015)。1985-1990年女性婚姻遷移的主要目的地是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部沿海地區(qū)(Fan等，1998)。21世紀(jì)以來，北京、上海、廣東等地以其相對優(yōu)越的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件，成為女性跨省婚姻遷移的主要遷入地(胡瑩、李樹茁，2015)。根據(jù)第六次人口普查資料，全國各地級(jí)行政區(qū)(不含港澳臺(tái))跨省婚姻流入女性數(shù)量的空間分布如圖1所示，空間上聚集性十分明顯，主要集中于東部沿海和川渝地區(qū)(胡煥庸線東南半壁)。

圖1 中國跨省婚姻流入女性空間分布 注：基于自然資源部標(biāo)準(zhǔn)地圖服務(wù)網(wǎng)站審圖號(hào)為GS(2016)2885號(hào)的標(biāo)準(zhǔn)地圖制作，底圖無修改。

女性婚姻流入在空間上表現(xiàn)出非均衡性，通過未婚女性的婚姻流遷，能夠使各地區(qū)婚姻市場形成動(dòng)態(tài)變化。對于流出地來說，會(huì)加劇其婚姻擠壓(李樹茁，2013)，而對于流入地來說，則能夠一定程度上緩解其婚姻擠壓程度。因此，探討女性婚姻流入規(guī)模在空間上的分布格局和影響機(jī)制，對研究我國婚姻市場的動(dòng)態(tài)變化、認(rèn)識(shí)女性婚姻流動(dòng)對不同地區(qū)婚姻擠壓的影響具有重要意義。本文基于第六次人口普查各地市女性跨省婚姻流入數(shù)據(jù)，從地級(jí)市層面，采用空間計(jì)量模型分析中國女性跨省婚姻流入的空間差異及其影響因素。

2 文獻(xiàn)回顧

2.1 女性婚姻流遷的影響因素

關(guān)于中國女性婚姻流遷的空間特征和影響因素，上個(gè)世紀(jì)就已經(jīng)有學(xué)者開始關(guān)注。楊云彥(1992)根據(jù)第四次人口普查資料發(fā)現(xiàn)婚姻遷移的總體流向是華東地區(qū)和華北地區(qū)，并總結(jié)出遷入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和婚配不平衡問題是女性婚姻遷入的誘因。Fan等人(1998)基于1990年人口普查1%的抽樣數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性婚姻遷移是一種經(jīng)濟(jì)策略，且女性偏好“向上婚”，大量的中西部農(nóng)村女性通過婚姻手段向東部沿海省份遷移。譚琳等(1999)通過對省際婚姻遷入女性的影響因素進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)生活質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)消費(fèi)水平、人均受教育年限等因素會(huì)對女性婚姻遷入產(chǎn)生正向效應(yīng)。胡瑩和李樹茁(2015)基于四普到六普的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了女性跨省婚姻遷入地從東部沿海的“S”型加速向長三角、珠三角和環(huán)渤海都市圈集中，并分析了宏觀環(huán)境下社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度、戶籍制度以及性別失衡和婚姻擠壓對女性跨省婚姻遷入的影響。王殿璽(2016)基于2010年第三期婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)，通過Logistic回歸研究了個(gè)體因素對婚姻遷移的影響。

以上文獻(xiàn)在對我國婚姻遷入的空間特征進(jìn)行研究后，均發(fā)現(xiàn)我國婚姻遷移具有流向偏好的特點(diǎn)，存在由中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)向東部沿海地區(qū)遷移的空間特征。而對于這種空間特征的解釋，主要有以下三種觀點(diǎn)：一是性別失衡因素引發(fā)了區(qū)域內(nèi)的婚姻擠壓，而流入地婚姻擠壓問題的客觀存在為女性婚姻遷移流動(dòng)提供了絕對的可能性(譚琳、柯臨清，1998)；二是經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素的影響，女性婚姻遷移被認(rèn)為是一種經(jīng)濟(jì)策略，其目的是為了追求經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位的提高，于是女性傾向于通過婚姻遷移流動(dòng)到經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平更好的區(qū)域(譚琳、柯臨清，1998；程廣帥、萬能，2003；艾大賓，2010)；三是個(gè)體因素，即在微觀層面上，個(gè)體的婚姻遷移受到其年齡、出生年代、個(gè)體經(jīng)濟(jì)地位、受教育程度等因素的影響(王殿璽，2016；胡瑩、李樹茁，2013)。其中性別失衡因素和經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素主要是作用在宏觀層面，而個(gè)體因素則更多體現(xiàn)在微觀層面。

現(xiàn)有研究從不同的維度，基于不同的方法對我國女性婚姻遷移流動(dòng)的特點(diǎn)和影響因素進(jìn)行了大量探索，積累了許多理論經(jīng)驗(yàn)和實(shí)證結(jié)果。然而，這些研究雖然關(guān)注到了婚姻流入女性的空間聚集性特征，卻并未對形成這種特征的空間效應(yīng)進(jìn)行定量分析，而是僅將這種跨省婚姻流入女性的聚集性當(dāng)作是流入地自身因素影響的結(jié)果，忽略了空間中不同地區(qū)間的相互作用。由于跨省女性婚姻流入的空間聚集性特征是客觀存在的，忽略空間效應(yīng)的存在可能會(huì)造成回歸模型對影響因素估計(jì)的偏誤。

2.2 人口現(xiàn)象的空間相互作用

為了彌補(bǔ)之前研究在這方面的不足，需要在女性婚姻流動(dòng)研究中引入對空間相互作用和空間效應(yīng)的分析。對空間相互作用和空間效應(yīng)的研究和分析，在人口學(xué)的其他研究主題中早有涉及。如趙儒煜等(2012)考慮了空間效應(yīng)，利用空間誤差模型驗(yàn)證了中國人口老齡化在空間上存在相關(guān)性，并發(fā)現(xiàn)人口老齡化的區(qū)域溢出因素對老齡化的空間差異影響最大。秦佳等(2013)基于空間誤差模型對中國人口城鎮(zhèn)化的空間差異和影響因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)正是空間上的自相關(guān)性拉大了東部與中西部之間人口城鎮(zhèn)化水平的差距。馬子量等人(2014)利用空間杜賓模型研究了中國省級(jí)區(qū)域城市化的空間效應(yīng)，也證實(shí)了空間效應(yīng)的存在會(huì)影響城市化的空間特征。曾永明(2017)利用空間OD模型將空間依賴性納入人口遷移的影響因素中，發(fā)現(xiàn)了空間依賴性對于男性和女性的遷移具有不同的影響程度。古恒宇等(2018)對中國城市流動(dòng)人口居留意愿的空間差異進(jìn)行研究，也發(fā)現(xiàn)了空間效應(yīng)的影響。這些研究從空間視角上彌補(bǔ)了以往相關(guān)研究在這一方面的欠缺，也為本文的實(shí)證方法提供了參考和借鑒。

綜上所述，女性的婚姻遷移流動(dòng)作為一種典型的人口學(xué)現(xiàn)象，也存在著明顯的空間特征。研究女性婚姻流動(dòng)的空間相關(guān)性對完善中國婚姻流動(dòng)現(xiàn)象的研究，解釋其空間機(jī)制的形成具有重要意義。本文基于各地級(jí)行政區(qū)第六次人口普查資料中以婚姻嫁娶為流動(dòng)目的的女性人口數(shù)據(jù)(跨省流動(dòng))來研究女性婚姻流動(dòng)中的空間效應(yīng)，并嘗試回答以下兩個(gè)問題：我國各流入地城市跨省婚姻流入女性人口的空間分布格局是否受到空間效應(yīng)的影響？流入地自身因素與周邊城市的空間溢出效應(yīng)如何影響跨省婚姻流入女性數(shù)量的分布？

3 數(shù)據(jù)來源與空間計(jì)量模型

3.1 數(shù)據(jù)和變量說明

本文的因變量來自于第六次人口普查資料第一部分第七卷中的戶籍登記狀況中的按現(xiàn)住地、性別、遷移原因分的戶口登記地在外省人口。將其中遷移原因?yàn)榛橐黾奕⒌呐匀丝跀?shù)量視為該地的女性跨省婚姻流入人口。由于第六次人口普查對婚姻嫁娶的定義是因結(jié)婚而發(fā)生的離開戶口登記地的人口遷移，僅強(qiáng)調(diào)現(xiàn)住地的改變，而非戶籍地的變更，這一界定更接近于人口學(xué)中人口流動(dòng)的概念，故本文將這一現(xiàn)象視為婚姻流動(dòng)。本文的因變量即為因結(jié)婚而離開戶籍地的跨省女性流入人口數(shù)量。

根據(jù)以往文獻(xiàn)對女性婚姻遷移流動(dòng)的影響因素分析以及地級(jí)市變量數(shù)據(jù)的可獲得性，本文基于六普各省統(tǒng)計(jì)資料，并從2011年各省級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒和2010年各市級(jí)統(tǒng)計(jì)公報(bào)中整理得到相關(guān)解釋變量數(shù)據(jù)，探討跨省婚姻流入女性數(shù)量的影響因素及其空間效應(yīng)，相關(guān)變量名稱與統(tǒng)計(jì)描述見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

此前某些研究中將未婚人口性別比作為解釋變量，而被解釋變量則為婚姻遷入女性占女性總遷入數(shù)量的比例(譚琳、黃博文，1999)，這種做法不太恰當(dāng)。因?yàn)榍罢呤莾蓚€(gè)性別的人口數(shù)量比值，而后者是一種遷移原因下的人口占所有遷移原因人口的比例，二者反映的不是一類問題，從邏輯上看不是直接相關(guān)的，難以準(zhǔn)確反映性別失衡對女性婚姻遷入的影響。因此，本文為了避免這種情況，選取了跨省婚姻流入女性數(shù)量作為被解釋變量。

由于本文以跨省婚姻流入女性數(shù)量作為被解釋變量，故流入地的婚姻擠壓指標(biāo)也選取同一數(shù)量級(jí)的流入地兩性未婚人口數(shù)量差，即流入地未婚男性數(shù)量與未婚女性數(shù)量之差，而非未婚人口性別比。從婚配角度上看，兩性未婚人口數(shù)量差是婚姻流入女性發(fā)生婚配的前提條件，若流入地婚姻市場不存在女性缺失情況，也就不會(huì)出現(xiàn)大規(guī)模跨省婚姻流入的女性。正是由于流入地婚姻市場的性別失衡，才給女性婚姻流入提供了可能性(楊云彥，1992；譚琳、黃博文，1999；胡瑩、李樹茁，2015)。這類觀點(diǎn)并非從女性選擇遷入地的角度解釋，而是從婚姻事件完成的角度來解釋。

婚姻梯度理論認(rèn)為在擇偶過程中，男女在人格特征的各個(gè)方面存在“男高女低”的差別(楊菊華，2016)。由于女性存在的“向上婚”現(xiàn)象，人們普遍期望丈夫在教育、職業(yè)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等方面“優(yōu)于”妻子(楊云彥，1992；Fan、Huang，1998)，故本文選取第六次人口普查流入地男性平均受教育年限數(shù)據(jù)作為變量，探究是否在宏觀上流入地男性的平均受教育年限對女性流入規(guī)模也存在正向作用。

經(jīng)濟(jì)社會(huì)變量部分，參考婚姻遷移和人口流動(dòng)研究的相關(guān)文獻(xiàn)(譚琳、黃博文，1999；張耀軍等，2014；郭永昌等，2013；郭永昌、丁金宏，2014)，從各省統(tǒng)計(jì)年鑒、城市統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)中選取了人均可支配收入、二三產(chǎn)就業(yè)人口比重、每萬人中在校大學(xué)生數(shù)(專科及以上在校生)和每萬人擁有病床數(shù)4個(gè)指標(biāo)。其中人均可支配收入衡量的是地區(qū)發(fā)展水平(1)在過去的研究中有用人均GDP或人均可支配收入來表征地區(qū)發(fā)展水平，由于本文的研究側(cè)重婚姻流動(dòng)，流動(dòng)的女性流入該地區(qū)通常是期望個(gè)人收入的提高，所以這里選擇了人均可支配收入這一變量。，二三產(chǎn)就業(yè)人口比重衡量的是地區(qū)提供非農(nóng)業(yè)就業(yè)的能力，在校大學(xué)生數(shù)和病床數(shù)(2)部分研究中采用中小學(xué)生師比變量衡量地區(qū)教育水平，但是中小學(xué)教育只能反映基礎(chǔ)教育的水平，而在校大學(xué)生數(shù)量不僅反映了高等教育的發(fā)展水平，同時(shí)也能一定程度上反映基礎(chǔ)教育的發(fā)展水平，相對更綜合一些。故本文選擇每萬人中在校大學(xué)生數(shù)量這一變量作為當(dāng)?shù)亟逃闆r的代理變量。分別作為地區(qū)教育和醫(yī)療衛(wèi)生情況的代理變量，反映的是社會(huì)發(fā)展服務(wù)水平。

除此之外，由于本文研究的空間尺度是地級(jí)行政區(qū)尺度，故其跨省婚姻流入女性還會(huì)受到省內(nèi)婚姻流入女性的影響，本文用流入地省內(nèi)婚姻流入女性與省外婚姻流入女性的比值表示，并將這一比值稱作省內(nèi)外婚遷女性比。理論上，各城市的婚姻市場上女性需求是有上限的，若省內(nèi)婚姻流入女性比重較大，則相應(yīng)地，該地對于省外婚姻流入女性的需求就會(huì)減小，反之亦然。

3.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

跨省婚姻流入女性在空間上存在自相關(guān)性是利用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析的前提條件，若不存在空間自相關(guān)性，則只需要利用傳統(tǒng)的線性回歸模型進(jìn)行估計(jì)即可。空間自相關(guān)性是指具有地理聯(lián)系的空間現(xiàn)象之間具有相互影響的機(jī)制(馬子量等，2014)。空間自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量多種多樣，其中最為廣泛使用的就是全局Moran′s I和局部Moran′s I(沈體雁等，2019)，全局Moran′s I可寫為：

(1)

(2)

Z統(tǒng)計(jì)量服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，可通過其臨界值來判定Moran′s I的顯著性。若Moran′s I大于0，則表示空間上總體存在正相關(guān)性，反之，則存在負(fù)相關(guān)性，若Moran′s I等于0，則表明整體上無空間相關(guān)性。

局部Moran’s I可用于反映某一個(gè)空間單元與其鄰近單元的相關(guān)關(guān)系，即單個(gè)空間單元的空間自相關(guān)性：

(3)

式中參數(shù)同式(2)。本文中，局部Moran′s I用于分析各地理單元上的跨省婚姻流入女性的空間聚類模式。

3.3 空間計(jì)量模型

對于存在空間自相關(guān)性的空間數(shù)據(jù)來說，OLS不再是無偏的和有效的估計(jì)。為了更好地解釋存在空間自相關(guān)性的空間現(xiàn)象，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)提出了一系列模型，其中最常用的有空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)。在進(jìn)行空間計(jì)量模型分析時(shí)，以基于OLS估計(jì)方法的普通線性回歸模型為基準(zhǔn)模型，如公式(3)所示：

y=Xβ+ε，ε～N(0,σ2In)

(3)

其中，β為待估計(jì)的參數(shù)，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。在此基礎(chǔ)上利用空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果判定OLS線性回歸模型的殘差是否存在空間自相關(guān)性，若存在，則需要考慮用空間計(jì)量模型，以消除殘差中的空間自相關(guān)性，得到無偏有效的估計(jì)量。

在空間滯后模型中，空間依賴性來自于因變量的空間滯后效應(yīng)，即周邊地區(qū)的因變量會(huì)通過空間溢出而影響本地因變量，如公式(4)所示：

y=ρWy+Xβ+ε，ε～N(0,σ2In)

(4)

其中，ρ表示因變量空間滯后項(xiàng)Wy的待估計(jì)參數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣。

在空間誤差模型中，空間依賴性則是由誤差項(xiàng)的空間效應(yīng)來解釋，如公式(5)所示：

y=Xβ+u，u=λWu+ε，ε～N(0,σ2In)

(5)

其中，λ表示空間自相關(guān)誤差項(xiàng)Wu的待估計(jì)參數(shù)。

當(dāng)然，空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)可能同時(shí)存在，需要考慮更一般的帶有空間自回歸誤差項(xiàng)的空間自回歸模型(SARAR)，如公式(6)所示(陳強(qiáng)，2014)：

y=ρWy+Xβ+u，u=λWu+ε，ε～N(0,σ2In)

(6)

顯然，SLM和SEM都是SARAR模型的特例，分別對應(yīng)于β=0和ρ=0的情形。

但是，在某些實(shí)證分析情況下，盡管因變量的空間自相關(guān)可能顯著，但是其缺乏基本的理論基礎(chǔ)，所以不能直接在模型中添加因變量的空間滯后效應(yīng)。例如本地女性婚姻流入與周邊城市的女性婚姻流入可能存在顯著的空間相關(guān)性，但沒有理論表明周邊城市的女性婚姻流入會(huì)直接導(dǎo)致本地女性婚姻流入的增加。這種空間相關(guān)性更有可能的是通過其他外生變量的空間溢出效應(yīng)而間接實(shí)現(xiàn)的。這種情況下，因變量空間依賴性可以通過添加自變量的空間效應(yīng)來彌補(bǔ)，這樣就形成了另一種模型，即空間杜賓誤差模型(SDEM)(姜磊，2016)，如公式(7)所示：

y=γWX+Xβ+u，u=λWu+ε，ε～N(0,σ2In)

(7)

其中，β表示本地區(qū)自變量直接影響的大小，γ表示周邊地區(qū)自變量間接影響的大小，即周邊地區(qū)自變量的空間溢出效應(yīng)。

由于中國地級(jí)行政區(qū)面積大小不一，且存在無相鄰區(qū)域的孤島(如舟山市)，本文在選擇空間權(quán)重矩陣時(shí)未選擇常用的基于鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣(趙儒煜等，2012；秦佳、李建民，2013)，而是參照馬子量等(2014)采用了基于距離的權(quán)重，即將空間距離的倒數(shù)作為兩地之間的權(quán)重。兩地的坐標(biāo)取地級(jí)行政中心所在地的經(jīng)緯度坐標(biāo)。

4 跨省女性婚姻流入的空間計(jì)量分析

4.1 空間計(jì)量模型結(jié)果

最終獲取到全國364個(gè)地級(jí)行政區(qū)(其中包括部分省轄縣級(jí)行政區(qū)，以2010年時(shí)的行政區(qū)劃為準(zhǔn)，下同。)的數(shù)據(jù)集(3)由于重慶市轄區(qū)面積較大，都市區(qū)與郊區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展差距明顯，體現(xiàn)出截然不同的婚姻流入特征，故按照《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒2011》中將其劃分為“一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈”、“渝東北翼”和“渝東南翼”三部分進(jìn)行分析。。為了降低數(shù)據(jù)異方差性的影響，對所有變量進(jìn)行自然對數(shù)處理。

通過Moran′s I指數(shù)計(jì)算得到被解釋變量的Moran′s I值為0.500，且在1%的水平下顯著。驗(yàn)證了跨省婚姻流入女性在空間上確實(shí)存在著非常顯著的正向相關(guān)性，高值與高值聚集，低值與低值聚集，即城市的跨省婚姻流入女性數(shù)量存在空間上的自相關(guān)效應(yīng)。對跨省婚姻流入女性規(guī)模計(jì)算局部Moran’s I后，局部空間自相關(guān)分析可視化如圖2所示，可以看出，高值聚集區(qū)(本地和周邊跨省婚姻流入女性規(guī)模都比較大)主要在華東地區(qū)、珠三角核心區(qū)、京津冀地區(qū)和重慶、貴州、四川三省交界處；低值聚集區(qū)(本地和周邊跨省婚姻流入女性規(guī)模都比較小)主要位于西部地區(qū)人口較少的地市；高值被低值圍繞的地區(qū)(本地跨省婚姻流入女性規(guī)模大，周邊跨省婚姻流入女性規(guī)模小)為陜西西安、甘肅蘭州、廣東湛江；低值被高值圍繞的地區(qū)(本地跨省婚姻流入女性規(guī)模小，周邊跨省婚姻流入女性規(guī)模大)為浙江舟山、安徽銅陵和山東萊蕪。

圖2 中國跨省婚姻流入女性局部空間自相關(guān)類型 注：基于自然資源部標(biāo)準(zhǔn)地圖服務(wù)網(wǎng)站審圖號(hào)為GS(2016)2885號(hào)的標(biāo)準(zhǔn)地圖制作，底圖無修改。

但是僅憑Moran′s I無法確定這種溢出效應(yīng)是通過因變量的空間效應(yīng)還是誤差項(xiàng)的空間效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。

首先，對各地級(jí)行政區(qū)的跨省婚姻流入女性數(shù)量進(jìn)行線性回歸，結(jié)果見表2的OLS列，若被解釋變量的空間效應(yīng)無法被OLS模型完全解釋，則需要轉(zhuǎn)而使用空間計(jì)量模型。其中Ln每萬人擁有病床數(shù)并不顯著，故將其剔除，構(gòu)建OLS1模型。對OLS和OLS1模型的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)均存在顯著的空間自相關(guān)性(殘差的Moran′s I均在1%的水平下顯著)，說明基于OLS的經(jīng)典線性模型無法消除殘差中的空間自相關(guān)性，需要引入空間計(jì)量模型。

表2 OLS模型與空間計(jì)量模型回歸結(jié)果對比

為了對比兩種空間效應(yīng)的顯著性，以便選擇最后的空間計(jì)量模型，本文對OLS1回歸后的殘差進(jìn)行拉格朗日乘子檢驗(yàn)(Lagrange Multiplier Test，LM)，LM檢驗(yàn)中LM Lag和LM Error均在1%的顯著性下拒絕原假設(shè)。根據(jù)Anselin(1996)提出的模型選擇流程，在LM Lag和LM Error均顯著的情況下，需要比較Robust LM Lag和Robust LM Error，若前者顯著就選擇空間滯后模型，若后者顯著就選擇空間誤差模型。結(jié)果顯示即使在穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn)下，Robust LM Lag和Robust LM Error也均在1%的水平下顯著。這說明模型殘差中既存在因變量的空間滯后效應(yīng)又存在空間誤差效應(yīng)，兩種空間效應(yīng)都必須被考慮。

然而，一個(gè)城市周圍城市的因變量的空間滯后對該城市因變量本身的影響并無理論支持(沒有理論證明周邊地區(qū)的女性婚姻流入數(shù)量的增加會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)女性婚姻流入數(shù)量增加)，故進(jìn)一步將因變量空間滯后轉(zhuǎn)化為自變量空間滯后，加上空間誤差項(xiàng)的影響，構(gòu)建空間杜賓誤差模型SDEM。

從模型效果上看，對比SLM、SEM、SDEM三個(gè)模型，發(fā)現(xiàn)除常數(shù)項(xiàng)之外，三者中非空間變量的系數(shù)變化比較小，表明了模型具有一定的穩(wěn)健性。SDEM的Log Likelihood相比SEM更大，AIC更小。由于其加入了更多空間滯后變量，所以BIC有所增大，但整體效果依舊較優(yōu)。與不考慮空間效應(yīng)的OLS1模型相比，SDEM中的各項(xiàng)非空間因素的系數(shù)絕對值均出現(xiàn)不同程度的降低，說明原先由非空間因素解釋的變化有一部分被空間效應(yīng)所解釋了。本文最終以SDEM為主體模型，對跨省婚姻流入女性的空間分布特征進(jìn)行解釋。

4.2 空間效應(yīng)分析

(1)男性平均受教育年限的空間效應(yīng)不顯著，而其非空間效應(yīng)在5%的水平上顯著。表明流入地男性的受教育水平高能夠吸引女性嫁入當(dāng)?shù)兀魅氲刂苓叺貐^(qū)的男性受教育水平則對其決策無明顯影響。過去的研究認(rèn)為，女性對于配偶的選擇會(huì)看重其收入、教育、職業(yè)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等方面，通常女性會(huì)選擇受教育水平更高的男性(楊云彥，1992；Fan、Huang，1998)。而在男性平均受教育年限較高的地區(qū)，女性匹配到“高知識(shí)”男性的可能性更大，因此在宏觀上也導(dǎo)致了女性會(huì)更傾向于嫁入這些地區(qū)。

(2)婚姻市場的性別不平衡通過未婚男性與未婚女性的差值來體現(xiàn)，該變量不存在明顯的空間效應(yīng)，而其非空間效應(yīng)十分顯著。與大多數(shù)研究的觀點(diǎn)一致(譚琳、柯臨清，1998；胡瑩、李樹茁，2015)，婚姻市場的不平衡性是形成跨省婚姻女性流入的前提。而根據(jù)SDEM的回歸結(jié)果，周邊地區(qū)的婚姻市場擠壓對女性婚姻流入無明顯影響。由于婚姻擠壓的存在，婚姻市場性別失衡地區(qū)的男性在婚姻市場上成為劣勢方，只能尋找外地未婚女性，這就使得女性跨省婚姻流動(dòng)成為了可能(胡瑩、李樹茁，2015)。早期的研究也認(rèn)為只有在婚姻市場上女性的“缺口”較大的地區(qū)，外來女性才有更大的可能在婚姻市場上完成婚姻締結(jié)(楊云彥，1992)。

(3)代表社會(huì)發(fā)展水平的高等教育因素僅在非空間效應(yīng)上顯著。與前面兩點(diǎn)相似，高等教育因素也只能影響本地的跨省婚姻女性流入，在空間上未表現(xiàn)出溢出效應(yīng)，即周邊城市的高等教育因素?zé)o法對中心地區(qū)形成影響。高等教育因素作為社會(huì)發(fā)展水平的一個(gè)代理變量，一定程度上反映了一個(gè)地區(qū)的社會(huì)發(fā)展水平。在中國，一般高等教育發(fā)展較好的地區(qū)都是行政等級(jí)較高的城市，如直轄市、省會(huì)和主要的中心城市，而這些地區(qū)顯然會(huì)更容易吸引到省外女性嫁入。

(4)人均收入因素及其空間效應(yīng)均顯著，但作用效果相反。本地的人均收入對跨省女性婚姻流入有正向作用，而周邊地區(qū)的人均收入則與中心地區(qū)形成競爭作用。若周邊地區(qū)的人均收入明顯高于中心地區(qū)，則周邊地區(qū)就能吸引到更多跨省女性婚姻流入，而中心地區(qū)城市則會(huì)在競爭中處于不利地位，吸引到的女性婚姻流入規(guī)模會(huì)相對偏少。

(5)二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的空間效應(yīng)與其非空間效應(yīng)作用效果方向一致，但非空間效應(yīng)的效果更顯著。與張耀軍(2014)對人口流動(dòng)影響因素的結(jié)論相似，第二三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口比重會(huì)對人口流動(dòng)形成正向作用，二三產(chǎn)業(yè)提供了大量的就業(yè)機(jī)會(huì)，女性在嫁入當(dāng)?shù)睾笸瑯有枰ぷ鳈C(jī)會(huì)，故這一因素對女性婚姻流入決策會(huì)形成吸引力。空間效應(yīng)顯著一定程度上說明跨省女性的婚姻流入不僅與當(dāng)?shù)爻鞘械漠a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，還會(huì)受整個(gè)區(qū)域的影響，與整個(gè)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)。

(6)省內(nèi)外婚遷女性比對于女性跨省婚姻流入具有負(fù)向效應(yīng)，其空間效應(yīng)也是負(fù)向的。省內(nèi)外婚遷女性比高的地區(qū)，省內(nèi)婚姻流入女性相對較多，一定程度上彌補(bǔ)了當(dāng)?shù)鼗橐鍪袌錾吓詳?shù)量的“缺口”，則當(dāng)?shù)貙τ谑⊥馀曰橐隽魅氲男枨缶蜁?huì)減小。同時(shí)，周邊地區(qū)由于省內(nèi)婚姻遷入比例較大，對于省外婚齡女性的需求也會(huì)減小，其本地的未婚婚齡女性就會(huì)相對充足，進(jìn)而形成溢出效應(yīng)，相對充足的未婚婚齡女性就會(huì)在鄰近城市間流動(dòng)(省內(nèi)流動(dòng))，填補(bǔ)鄰近地區(qū)間的婚姻市場缺口，于是對省外的婚齡女性需求也會(huì)進(jìn)一步減弱。

(7)除了以上因素外，空間誤差因素也會(huì)對女性婚姻流入產(chǎn)生影響。空間誤差項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明不包含在解釋變量中但對被解釋變量有影響的遺漏變量存在空間相關(guān)性，或者不可觀測的隨機(jī)沖擊存在空間相關(guān)性(陳強(qiáng)，2014；古恒宇等，2018)。

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

我國女性的跨省婚姻流動(dòng)以長三角、珠三角和京津冀等沿海地區(qū)以及川渝地區(qū)為主要流入地，空間上聚集性明顯。本文利用經(jīng)典的OLS線性回歸方法和空間計(jì)量方法，對我國地級(jí)行政區(qū)跨省婚姻流入女性的數(shù)量分布進(jìn)行研究。通過對OLS線性回歸模型殘差的空間相關(guān)性檢驗(yàn)，證實(shí)了我國跨省婚姻流入女性的分布確實(shí)存在空間效應(yīng)的影響。即該地區(qū)的跨省婚姻流入女性數(shù)量不僅由本地區(qū)的各類因素決定，還與周邊地區(qū)的影響有關(guān)。周邊地區(qū)通過某些因素促進(jìn)或抑制了本地區(qū)的跨省婚姻流入女性數(shù)量。

在此基礎(chǔ)上，應(yīng)用空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓誤差模型對跨省婚姻流入女性的空間分布進(jìn)行回歸，相對于基于其他模型，空間杜賓誤差模型涵蓋了空間中自變量、自變量空間滯后項(xiàng)以及空間誤差項(xiàng)的影響，考慮了可能存在的空間效應(yīng)。針對空間杜賓誤差模型的結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)了空間效應(yīng)的三種表現(xiàn)方式：

(1)不顯著的空間效應(yīng)

男性平均受教育年限、兩性未婚人口數(shù)量差以及每萬人中大學(xué)生數(shù)這三個(gè)因素的空間效應(yīng)不明顯。在地級(jí)行政區(qū)尺度下，這些因素的影響主要是通過本地市的解釋變量實(shí)現(xiàn)的，與周邊地區(qū)的這些變量并無明顯的關(guān)系。即這三個(gè)變量對于女性跨省婚姻流入的影響是不存在空間交互作用的。

(2)正向的空間效應(yīng)

二三產(chǎn)就業(yè)人口比重變量的空間效應(yīng)是正向的，在這種機(jī)制下，東部發(fā)達(dá)地區(qū)城市由于二三產(chǎn)就業(yè)人口比重較高，就會(huì)吸引到更多的跨省婚姻流入女性。同時(shí)，其周邊地區(qū)也是二三產(chǎn)就業(yè)人口比重較高的城市，它們對該城市的跨省女性婚姻流入增加也會(huì)存在正向促進(jìn)作用。

(3)負(fù)向的空間效應(yīng)

人均收入和省內(nèi)外婚遷女性比這兩個(gè)變量的空間效應(yīng)是負(fù)向的。不同的是，后者的非空間效應(yīng)也是負(fù)向的，不僅本地區(qū)的省內(nèi)婚姻流入女性比例大，會(huì)降低跨省婚姻流入女性的需求，周邊城市的省內(nèi)婚姻流入女性比例大也會(huì)造成類似的影響。而人均收入的非空間效應(yīng)和空間效應(yīng)顯示了相反的作用方向，其空間效應(yīng)表明地區(qū)間的人均收入增長對省外婚姻流入女性的吸引存在競爭作用。

5.2 討論

(1)空間交互視角下的女性婚姻流動(dòng)

過去對于婚姻流入女性在空間上的分布問題的研究，主要是用OLS線性回歸模型將各個(gè)地區(qū)視為獨(dú)立的對象進(jìn)行考慮。然而，由于婚姻流入女性空間相關(guān)性的存在，忽略空間因素的影響對女性婚姻流動(dòng)問題進(jìn)行研究是不全面的，必須要考慮空間交互效應(yīng)在其中的作用。與OLS線性模型相比，加入空間效應(yīng)影響后，非空間因素部分的影響減弱，表明OLS模型高估了本地區(qū)解釋變量的影響。由于空間效應(yīng)的影響，相鄰地區(qū)在女性婚姻流動(dòng)中存在交互作用，對于一個(gè)地區(qū)的女性婚姻流入就不能僅僅考慮本地區(qū)的影響。

(2)本研究結(jié)論的延伸性思考

第一，本研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平較高的地區(qū)在吸引跨省女性婚姻流入的能力上具有優(yōu)勢，而周圍經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件差的地區(qū)，則可能陷入被動(dòng)境地，最終導(dǎo)致其婚姻擠壓問題愈加嚴(yán)重。加之由空間效應(yīng)導(dǎo)致的女性婚姻流入的空間自相關(guān)特性，某些地區(qū)甚至可能形成連片的適婚女性流失區(qū)。如何緩解欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于適婚女性大量流失所導(dǎo)致的婚姻擠壓，將是今后需要重點(diǎn)關(guān)注的一個(gè)社會(huì)問題。

第二，大規(guī)模的女性婚姻流入對于流入地(如東部地區(qū))來說可能也會(huì)導(dǎo)致當(dāng)?shù)嘏缘幕橐鰯D壓。由于空間效應(yīng)的存在，發(fā)達(dá)地區(qū)的“極化效應(yīng)”會(huì)更顯著，大量的未婚女性人口從欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移進(jìn)來，會(huì)直接對當(dāng)?shù)鼗橐鍪袌錾系奈椿榕栽斐蓻_擊(楊華，2019)。其影響程度及區(qū)域特點(diǎn)有待研究。

(3)本研究的局限及進(jìn)一步研究設(shè)想

第一，由于第七次人口普查相關(guān)數(shù)據(jù)尚不能獲得，本研究所使用的是2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)。我們知道，婚姻流動(dòng)女性基本上是集中在20歲至30歲之間，第六次人口普查時(shí)該隊(duì)列人口的出生年份是20世紀(jì)80年代至90年代。20世紀(jì)80年代開始，中國的出生性別比開始偏高，并且有不斷上升趨勢，在2000年第五次人口普查時(shí)達(dá)到118.59(石人炳，2013)。而2000年出生的這部分人群，目前已經(jīng)開始進(jìn)入適婚年齡。那么，當(dāng)下的婚姻市場性別失衡更加嚴(yán)重，當(dāng)女性婚姻流動(dòng)與之相疊會(huì)出現(xiàn)怎樣的特征？相比于“六普”時(shí)期有何新的變化？更詳細(xì)的“七普”數(shù)據(jù)公布之后我們將可以解開這一謎底。

第二，對于女性婚姻流動(dòng)的研究，本文基于流入地視角探究了跨省女性婚姻流入的影響因素及其空間效應(yīng)。實(shí)際上，要準(zhǔn)確把握女性婚姻流動(dòng)的特征及其對區(qū)域婚姻市場的影響，不僅要考慮女性婚姻流入，還需要考慮女性婚姻流出，即婚姻流動(dòng)的“凈流量”和“凈流向”問題，這樣才能理解女性婚姻流動(dòng)與區(qū)域婚姻市場的“凈影響”。遺憾的是，由于第六次人口普查資料中沒有流出地視角的女性婚姻流動(dòng)資料，本文無法對地區(qū)女性婚姻流動(dòng)的凈流量和凈流向特征進(jìn)行討論，希望將來能有更完善的數(shù)據(jù)來彌補(bǔ)這一遺憾。