风笑天
内容摘要 新的研究发现，“男小女大”婚配模式大幅上升。然而，利用三期妇女地位调查的数据，再次对我国夫妇婚配的年龄模式进行比较和分析，结果发现，近30年来，我国夫妇婚配的年龄模式实质上相对稳定，并没有发生改变，“男大女小”依旧是夫妻在年龄匹配上的主流趋势。刘爽、梁海艳等学者的相关研究在得出“男小女大”模式明显升高的结论时，实则存在不少偏误。研究者对研究中得出的与前人研究大不相同的结果和发现，应持严谨求实的科学态度与方法。
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关键词 婚配模式 夫妻年龄差 婚姻 男大女小 男小女大
作 者 风笑天，南京大学社会发展学院教授、博士生导师。 （南京210093）
基金项目 国家社科基金重点项目“计划生育政策调整的社会影响研究” （14ASH013）、国家社科基金重大项目“我国生育政策调整带来的新社会问题研究” （14ZDB150）
夫妻年龄匹配模式及其主流趋势
夫妻是家庭构成的基本要素。夫妻匹配模式则是认识和研究婚姻家庭现象的一个重要指标。在夫妻匹配模式的各种要素中，夫妻年龄匹配模式又是最为基本的方面。它既体现了婚姻匹配的生理因素，也在一定程度上反映了婚姻匹配的文化因素。长期以来，国内外学者对夫妻年龄匹配模式的众多研究所得出的结论基本一致，即“男大女小”的婚配模式是夫妻在年龄匹配上的主流趋势。换句话说，现实社会生活中，大部分的夫妻在年龄结构上都呈现出“夫大妻小”的特征。进入新世纪以来，这种特征和趋势在我国社会中依然如此。
例如，有学者利用北京市1995年人口抽样调查数据，对73070对夫妇的年龄差总体分布状况进行统计分析，结果表明，“夫大于妻的比例远远超过夫小于妻的比例，夫大于妻各类别比例合计为56.95%，而夫小于妻的比例则为14.05%。这反映出在年龄选择中夫大于妻的传统婚配标准。”也有学者利用2000年第五次人口普查l‰抽样数据中72万经历过初婚的人的资料进行统计计算，结果表明，丈夫大于妻子的比例为67.0%，夫妻年龄相同的比例为15.4%，而妻子大于丈夫的比例则为17.7%。 还有学者利用北京市2004～2009年的婚姻登记数据库，对夫妇双方在年龄、城乡户籍、地区户籍、学历、婚次、民族和职业等方面的匹配状况和特点进行分析。其中，对6年来北京市夫妇年龄匹配状况的统计发现， “不论是在国内通婚的所有夫妇中，还是双方均为初婚的夫妇中，男小女大、男女同龄和男大女小这三类婚配形式的比例都大致为1:1:3.6，即‘男大女小’的年龄匹配模式仍然是主流”。同时指出： “但从时序变化上可以看出， ‘男小女大’的类型所占的比例在逐年上升，而‘男大女小’的比例则在逐年缩减，这很可能成为一种趋势。”
笔者也曾经利用2004年、2007年对全国12城市在职青年的调查数据，以及2008年对全国五大城市1216对已婚青年夫妇的调查数据，描述和分析过城市青年婚配的年龄模式。 笔者的研究同样发现， “婚配年龄上男大女小的传统婚配模式依然是当代城市青年择偶和婚配的主流”。三项调查的结果都一致表明，丈夫在年龄上大于妻子的比例大约为70%左右，夫妻同龄的比例为20%左右，丈夫比妻子小的比例则为10%多一点。同时，三项调查在三种婚配类型的比例分布上也十分接近。 （表1）
新的研究发现：
“男小女大”婚配模式大幅上升
但与上述各项研究结果大不相同的是，近期有学者利用全国妇联三期妇女地位调查的数据，探讨了我国夫妻婚龄差的变动特点和变动趋势。刘爽和梁海艳通过系统的统计分析，得出了与“男大女小”主流婚配模式明显不同的结果（以下简称刘、梁一文）。 他们分别统计了1990年、2000年和2010年三次调查的数据，得到了三个时期夫妻婚龄差的条形图（即刘、梁一文中的图1、图2、图3，此处限于篇幅不再列出），同时将统计结果汇总到原文的表l中。本文所列表2是对刘、梁一文表1结果的摘录：
根据表2的结果，我们可以十分清楚地看出，我国夫妇2010年的年龄匹配模式与1990年和2000年的年龄匹配模式相比，发生了明显的变化：这种变化突出地体现在丈夫小于妻子（即“男小女大”）婚姻的比例显著地高于前二十年（比前二十年此类婚姻的比例高出了26%左右），并且“男小女大”婚姻的比例与“男大女小”婚姻的比例基本相等。对于这一结果，刘、梁一文总结道： “主要的变化是女大男小的‘小丈夫’婚姻的比例明显上升，开始与男大女小的‘大丈夫’婚姻比例基本持平。”他们就此得出研究结论： “目前我国婚姻模式已经发生了变化。就年龄维度而言，传统‘男大女小’的匹配模式已经发生了大幅度降低，相反‘男小女大’的姐弟恋婚姻在逐渐增多，这是我国婚姻匹配模式近年出现的新特点。”
的确，从刘、梁一文所展示的三个条形图（图l、图2、图3）中，读者可以非常明确、非常清楚、也非常直观地看出，图1与图2呈现出明显的偏态分布状况，且都是更多地偏向于“男大女小”的模式；即以“夫妻年龄差等于零”为中间界限，其左边曲线下的条形图面积（夫小妻大的比例）明显小于其右边曲线下的条形图面积（夫大妻小的比例）；但图3则明显呈现出正态分布的状况，其峰值左右两边（分别代表男小女大和男大女小）的形态和面积几乎完全相同，即在“夫妻年龄差等于零”的中心界限两边曲线下的面积基本相等。对于这一新的研究发现，他们分别从出生性别比失衡、人们婚姻观念的变化、人口寿命延长背景下女性的理性选择三个方面，对2010年我国夫妻在年龄匹配上所发生的这种显著变化作出解释。
毫无疑问，如果近十年来我国社会中夫妻年龄匹配的现实状况，真的如这一研究结果所揭示的那样发生了如此显著改变的话．这无疑是一项十分重要的研究发现。它必将对我们继续深入探讨哪些因素会影响或导致这种变迁的发生，这种变迁的发生对我国社会的家庭结构、青年的择偶观念和行为，以及家庭中的夫妻关系等众多研究领域将产生什么样的影响起到重要的提示作用，同时对我们进一步探讨关于婚姻匹配模式的各种理论解释将产生积极的影响。然而，笔者首先想到的问题是：近十年来我国夫妻匹配的年龄模式真的发生了如此显著的变化吗？对于这一疑问，有两种可能的结果：其一，客观事实表明的确发生了如此显著的变化。那么，值得探讨的问题是，导致这种变化的主要原因是什么？是刘、梁一文用来解释的三个因素吗？其二，如果客观事实表明我国夫妻婚配的年龄模式并没有发生变化，那么刘、梁一文研究结果中的问题或错误又出在哪里？
近十年我国夫妻婚配的年龄模式真的变了吗
刘、梁一文是通过统计和展示10年、20年前（即1990年、2000年时）我国夫妻婚配的年龄模式，同时统计和展示近十年来（即2010年时）我国夫妻婚配的年龄模式，然后将三者的结果进行比较，最终得出了近十年来“我国夫妻婚配的年龄模式发生了显著变化”的结论。问题是：近十年我国夫妻婚配的年龄模式真的变了吗？
虽然本文开头所展示的几项与刘、梁一文结论有所不同的研究结果，在时间上正好处于1990、2000、2010年这20年中，可以作为近二十年我国夫妻婚配年龄模式的几个例证。但是，由于这几项调查或统计的样本与刘、梁一文分析的样本有所不同（比如，笔者的三项调查样本是以城市青年夫妇为主，而刘、梁一文的调查样本则涉及到更广泛地区和年龄的对象），因此它们并不能用来作严格的比较。依据比较和验证的基本逻辑和规范，笔者需要采用与刘、梁一文同样的调查数据，同时采用与之一样的计算方法，来进行夫妻婚龄差的计算和统计。这也即是说，需要对刘梁一文的研究过程和结果进行“复制”，并将“复制”所得结果与刘、梁一文的结果进行比较。
为此，笔者一方面选取了和刘、梁一文完全相同的全国妇联三期妇女地位调查原始数据（所有数据都进行了加权处理）；另一方面对自己采用的具体统计分析方法也进行详细介绍，以便于刘、梁一文作者和其他研究者对此进行重复检验。笔者采用的三期妇女地位调查数据的基本情况在刘、梁一文中已有比较详细的介绍，他们关于“夫妻婚龄差”的计算方法也十分清楚，即用“丈夫的初婚年龄（Ah）减去妻子的初婚年龄（Aw）”，笔者同样按照这一方法进行计算。笔者在统计分析时关于在三期妇女地位调查数据中如何选取有关变量，以及对夫妻年龄差的具体计算步骤，包括各种样本的人数及其最终计算所得到的结果等，其情况如下：
在1 990年三期妇女地位调查数据中，取变量“你现在的婚姻状况”，选取其中已婚（初婚）、离婚、丧偶者为样本，总数为18655人；再选取变量“年龄”和“你配偶的年龄”；其中， “年龄”的有效样本为18655人， “你配偶的年龄”的有效样本为17831人（剔除“不适用”、“未回答”共824人）。 “夫妻婚龄差”的计算步骤为：选取“性别”变量中答案为“男性”的数据，建立新变量Dl=回答者的“年龄”减去其“配偶年龄” （即夫减妻）；再选取“性别”变量中答案为“女性”的数据，建立新变量D2=“配偶年龄”减去回答者“年龄” （同样是夫减妻）；然后将两组数据的结果合并，得到全部数据的“夫一妻年龄差”变量D；对该变量D做频数统计，得出频数分布结果。最后按照丈夫年龄大于妻子年龄、丈夫年龄等于妻子年龄、以及丈夫年龄小于妻子年龄进行归类，得到表3第一列的结果。
在2000年三期妇女地位调查数据中，取“婚姻状况”变量，去掉未婚以及再婚者后，有效样本规模为17416人；再取变量“初婚年龄”和“配偶初婚年龄”；其中， “初婚年龄”的有效样本为17371人（剔除“不适用”、 “说不清”、“不回答”共45人）， “配偶的初婚年龄”的有效样本为17361人（剔除“不适用”、“说不清”、“不回答”共54人）。 “夫妻婚龄差”的计算步骤为：选取“性别”变量中答案为“男性”的数据，建立新变量Dl=回答者的“初婚年龄”减去“配偶初婚年龄”；再选取“性别”变量中答案为“女性”的数据，建立新变量D2=“配偶初婚年龄”减去回答者“初婚年龄”；然后将两组数据结果合并，得到全部数据的新变量D=“夫一妻年龄差”；对该变量D做频数统计，得出频数分布结果。最后按照丈夫年龄大于妻子年龄、丈夫年龄等于妻子年龄，以及丈夫年龄小于妻子年龄进行归类，得到表3第二列结果。
在2010年三期妇女地位调查数据中，取变量“婚姻状况”，选取其中已婚、离婚、丧偶者为样本，总数为23604人；再取变量“你的初婚年龄”和“当时配偶的年龄”；其中， “你的初婚年龄”的有效样本为23585人（剔除“记不清楚”14人），“当时配偶的年龄”的有效样本为23484人（剔除“记不清楚”115人①）。 “夫妻婚龄差”的计算步骤为：选取“性别”变量中答案为“男性”的数据，建立新变量D1=“你的初婚年龄”减去“当时配偶的年龄”；再选取“性别”变量中答案为“女性”的数据，建立新变量D2=“当时配偶的年龄”减去“你的初婚年龄”；然后将两组数据结果合并，得到全部数据的新变量D=“夫一妻年龄差”；对该变量D做频数统计，得出结果。最后按照丈夫年龄大于妻子年龄、丈夫年龄等于妻子年龄、以及丈夫年龄小于妻子年龄进行归类，得到表3第三列结果。
表3的结果表明，三次调查结果中夫妻年龄匹配模式的总趋势完全一致，其特征是：接近70%的夫妻属于“男大女小”年龄匹配模式，接近17%的夫妻年龄相同，只有15%左右的夫妻属于“女大男小”年龄匹配模式。三次调查结果中的百分比差异基本上都只在2%之内，说明三次结果之间的差别非常小。特别是2000年调查与2010年调查的结果更为接近，二者之间所有百分比差别甚至小到0.5%之内。笔者重复计算的结果表明，近二十年来我国夫妻婚配的年龄模式非常稳定， “男大女小”始终是夫妻婚配年龄模式的主流趋势，这种趋势以及三种年龄匹配模式所占的比例并没有发生明显改变。
将笔者得到的表3的结果与刘、梁一文得到的表3的结果两相对照，不难发现，笔者所统计的1990年、2000年两次调查的结果与他们统计得到的结果虽不完全相同，但分布基本一致，百分比差别也很小。而2010年的结果则与刘、梁一文的结果相差很大。笔者为了检验自己所“复制”结果的准确性，特地让博士生在不知情的情况下，用同样的数据、同样的方法，独立进行了计算，其所得结果与笔者完全一致。至此，笔者认为刘、梁一文2010年的计算结果不正确。换句话说，2010年第三期妇女地位抽样调查的数据所揭示的并不是刘、梁一文所描绘的那幅图画。
问题出在哪里
为什么笔者（及博士生）采用与刘、梁一文同样的数据，按照他们的统计方法，却并没有“复制”出刘、梁一文的结果，特别是没有“复制”出作为重要发现的2010年的结果呢？笔者分析，或许刘、梁一文在统计和计算2010年数据时，并没有按照他们文中所说的方式进行。换句话说，刘、梁一文之所以得出错误的结果，很可能是由于他们对2010年数据的统计方法或计算过程有误所致。
由于原始数据的回答者中既有男性又有女性，因此，在计算夫妻年龄差时，不能直接用数据中的“回答者的初婚年龄”变量减去“配偶的初婚年龄”变量，或是反过来直接用“配偶的初婚年龄”变量减去“回答者的初婚年龄”变量来得到，而必须依据回答者的性别的不同，分别采用不同的相减方式。即对男性回答者采用“自己的初婚年龄”减去“配偶的初婚年龄”，对女性回答者则采用“配偶的初婚年龄”减去“自己的初婚年龄”的方式，以保证全部数据在“夫妻年龄差”统计和计算方向上的一致性。
笔者猜测，刘、梁一文的问题很可能出在计算和统计2010年数据的夫妻年龄差时，忽视了上述性别变量与计算夫妻婚龄差方向之间的这种关系。他们有可能采用的是直接将全部数据中的两个初婚年龄变量相减的方法，而没有保证性别变量与相减方式的一致性。因此，其直接相减所得到的结果中，就既包含了一部分实际上属于“丈夫初婚年龄”减去“妻子初婚年龄”所得到的结果（当回答者为男性时），也包含了另一部分属于“妻子初婚年龄”减去“丈夫初婚年龄”所得到的结果（当回答者为女性时）。而将包含这样两种不同方向的结果汇总以后，所得到的自然就不会是整个样本中有统一方向的“夫一妻年龄差”的真实状况。
为了验证这一猜测，笔者还尝试按照这种错误的方式，即直接用2010年妇女地位调查数据中的“当时配偶的年龄”变量减去“你的初婚年龄”变量，得出频数分布表。然后将频数分布表的结果按刘、梁一文表1中的类别进行合并，看看会得到什么样的结果（表4）：
将表4中笔者按照直接相减方法所得的结果与刘、梁一文表1中的统计结果一一对比，不难发现，笔者按这种错误方式所得到的统计结果与刘、梁一文表中的结果在各项比例的分布上几乎完全一致（各项偏差基本上都在1.5%的范围内）。因此，笔者估计，刘、梁一文在计算2010年数据时，使用的很可能是这种错误的统计方法⑤。而正是这种错误的统计计算方法所得出的错误结果，导致其研究得出了“婚配年龄模式发生了明显变化”的错误结论。
怎样看待研究结果与进行解释
刘、梁一文由于计算错误所导致的错误结果和结论，对笔者在看待研究结果和对研究结果进行解释两个方面带来一些新的启示：
其一，研究者对研究中所得出的那些与前人研究结果大不相同的结果和发现，要高度重视，在做出研究结论时，要十分谨慎。高度重视新的研究结果和发现，是一种科学的态度，因为科学正是在不断地总结新结果和新发现的基础上向前发展的。而谨慎地做出新的研究结论，也是一种科学的态度。这种高度重视和谨慎的态度，首先体现在研究者对自己的研究过程、研究方式、研究方法和研究工具的反复思考、检查、核对，甚至是重复计算和验证方面。研究者对自身研究过程的认真检查和反思，不仅可以避免研究中的各种疏漏和错误，也可以发现研究结果可能存在的局限性。对于刘、梁一文来说，如果他们在得出了2010年与前两次明显不同的结果时，就认真进行核查和验证，或许就会发现统计和计算过程中的错误，也不会出现几次数据的统计分析方式互不统一的错误了。
比如，当发现研究结果中夫妻年龄差分别达到-84岁和82岁时，就应该意识到这一结果显然是存在问题的。因为数据中全部研究对象的年龄范围都在15～65岁之间，怎么可能出现夫妻年龄差超过80岁的情况呢？退一步说，即使有年龄超过80岁的研究对象，要使得夫妻年龄差达到80多岁，那么年龄大的一方是否应该在100岁以上呢？显然，只要研究者稍加注意和思考，这种错误是不难发现的。
其二，严谨求实的科学精神也体现在研究者为研究结果寻找和提供合理的解释方面。研究者主动积极为自己的研究发现找出合理的解释，不仅可以在更深的层面上认清具体研究结果的意义和实质，扩大研究发现的理论价值和应用范围，而且可以在一定程度上防止和避免出现错误的研究结果和结论。特别是当研究得出与前人明显不同的结论时，研究者更应该认真思考和分析导致这一结论的可能原因，对于寻找到的或提出的解释也应该反复推敲，尽可能做到有理有据，而不能仅仅依靠简单的判断或猜测。
拿刘、梁一文的例子来说，如果一个社会中的婚配模式真的发生了如此大幅度的变化，那么，这背后一定有其形成的社会原因。更直接地说，在这十年中一定有某些非常重大的社会结构变动，或者社会制度变革、或者社会文化变迁。如果找不到这样的原因，就应该对研究发现持更加谨慎的态度。实际上，刘、梁一文作者对于“男小女大”比例显著上升的结果也找出了一定的解释： “第一，出生性别比失衡导致的适婚群体性别结构失衡；第二，随着我国城市化的快速进程和社会经济蓬勃发展，人们的思想观念发生了变化，传统的婚姻观念可能受到巨大的影响；第三， ‘男小女大’夫妇婚龄差可能是我国长寿时代背景下，女性理性选择的一个结果和发展方向。”但这三点解释或许都值得进一步思考和推敲。
比如，关于出生性别比失衡的影响。的确，上世纪80年代以来我国的出生性别比总体偏高。但这种出生性别比的偏高，为什么会导致20、30年后“男小女大”婚配模式的比例升高，而不是导致“男大女小”婚配模式比例的进一步提高呢？刘、梁一文所说的社会适婚人口中男性过剩、女性人口缺失，以及可能有几千万光棍不能结婚等，或许都是事实，但这些事实为什么只会导致男性去找比自己年龄大的女性结婚，而不会导致男性去找比自己小更多的女性结婚呢？刘、梁一文给出的解释是，这些在婚姻市场上“最不具竞争力”（即分布在农村偏僻地区、受教育程度较低、从事的职业等级较低）的“过剩男性”，在其同龄群体中以及在更年轻的群体中都找不到对象。因此，他们“在择偶时就不得不把眼光‘向上看’，考虑那些比自己年龄较大的女性，这就导致了‘姐弟恋’的出现”。刘、梁一文的分析和解释显然缺乏足够的说服力。为什么这些“过剩男性”在同龄、小年龄女性群体中找不到，而在大年龄女性群体中就能找得到？是因为大年龄适婚人口中女性过剩吗？刘、梁一文并没给出证据和说明。退一步说，即使客观上有足够多的、比他们大的女性供他们择偶时考虑，也还需要证据来说明主观上这些比他们大的女性择偶时的确会考虑他们。
又如，关于社会文化观念的影响。笔者认为，这一原因的确不能排除。但是，一方面，如果说这一因素对2010年的婚配模式有影响，那同时就得说明为什么它对1990年、2000年的婚配模式没有影响？另一方面，社会文化观念对社会中人们的婚恋行为的影响是一种渐变的过程，即这种影响及其所导致的变化应该是相对缓慢的。前面介绍的北京市2004～2009年婚姻统计数据中所显示的百分比变化，就是一个很好的例证。同样是在2000～2010年这十年间，连续6年的发展过程，婚姻的年龄匹配模式只是发生了非常细微的变化： “男小女大”的婚姻比例仅仅上升了2%左右，男女同龄的比例也上升了2%左右， “男大女小”的婚姻比例则下降了4%左右。对于这种相对缓慢（实际上也相对正常）的变化速度，用社会文化观念变化引起人们婚姻观念变化，进而影响到人们的择偶标准和择偶行为来进行解释，是可以接受的。但是，在同样的十年间，发生“男小女大”的比例上升26%、 “男大女小”比例下降26%这样的巨变结果，则是用这种正常发展变化背景下的社会文化观念变化因素所无法解释的。除非有证据表明，这十年间的社会发展中有非常重大的社会事件发生，并对人们的思想观念和社会心理产生了颠覆性的冲击，导致人们的婚姻观念有了根本性的变革；否则，用文化观念的影响来解释是缺乏足够说服力的。
再如，关于长寿时代背景下女性的理性选择一说，笔者认为更不可靠。千百年来，女性人口的预期寿命一直比男性人口长，并且今后依然还是如此。这或许是人类的生理特性之一。虽然随着人类社会的进步和发展，人口的平均预期寿命在不断延长。但这种延长并不是只发生在女性人口身上，同时也发生在男性人口的身上。也即，在女性人口的平均期望寿命逐渐延长的同时，男性人口的平均期望寿命也在延长。刘、梁一文力图通过强调随着人口期望寿命的延长，男女两性期望寿命之间的“差异也会变得更大”，来说明女性找年轻一些的男性是一种“理性的选择”。但其所列举的“目前我国人口平均预期寿命75岁时，女性比男性高5岁”，以及“当预期寿命达到100岁时，女性比男性高6岁”的证据，实际上恰恰说明的是两性平均期望寿命之间的差异不会变得更大。至于刘、梁一文所说的“选择比自己小的丈夫”是女性对预期寿命延长的一个“理性选择”的结果，则更是缺乏基本的证据，读者所看到的或许只是他们主观的猜想。
注释：
①刘、梁一文图3下面的横坐标左右刻度分别达到-84和82。造成这一现象的原因是作者在进行数据计算和统计时，没有将原始数据中“记不清楚”的答案（数据编码为98）剔除掉。因而其统计的总人数为23579，多于笔者统计的人数23484，其所多的这一部分正是编码为98的部分。
②博士生肖洁协助进行了数据核对和计算工作，在此致谢。
③笔者将刘、梁一文中的数据进行了四舍五入处理。
④为尽量“接近”刘、梁一文的数据和统计计算方法，笔者此处计算时也没有剔除原始数据中“记不清楚”的答案人数。
⑤从理论上说，同一个数据，同样的方法，得出的结果应该完全一致。为了弄清楚笔者研究结果与刘梁一文不一致的原因，笔者尝试着对刘、梁一文1990年和2000年的结果也进行了各种方式的反复计算。结果发现：刘、梁一文1990年结果中的总人数以及各项百分比是使用未加权的数据、且只剔除了“不适用”的答案后计算所得；2000年结果中的总人数是使用加权后的数据、且未剔除“不适用”、“说不清”、“不回答”等答案计算所得，但按该方式所得的各项百分比却又与表中百分比相差很大。如果剔除上述答案，则各项百分比与表中结果比较接近，但也并不完全相同，同时总人数也对不上。至于2010年的结果，无论笔者将数据加权或不加权、去掉或者不去掉“不适用”、“说不清”、“不回答”等答案，均无法得到刘、梁一文结果中的总人数以及各项百分比。所有这些现象提示的一种可能情况是：刘、梁一文作者在计算三次调查数据时，分别使用了三种不同的统计和计算方法。
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参考文献：
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[5]刘爽、梁海艳.90年代以来中国夫妇婚龄差变化趋势及原因探讨．青年研究，2014 （4）．
编辑 李梅