流动家庭婚姻圈的扩大、性别力量与未婚妊娠_未婚先孕论文

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      [中图分类号]C920-05 [文献标识码]A [文章编号]1004-1613(2015)04-0001-11

      1 研究背景

      根据国家统计局发布的公报显示，2013年末，中国大陆已有流动人口2.45亿人。在新的形势下，大规模的人口迁移流动已经成为这个时代的常态化特征。在这一进程中，已有许多专家意识到，目前的人口流动已进入到了以家庭化流动为特点的新阶段，家庭化流动日益成为流动的主要模式(段成荣等，2013；杨菊华等，2013；盛亦男，2013；陈卫等，2012)。在这一背景下，流动人口家庭在迁入地面临诸如住房、婚姻、生育、子女教育等一系列难题，无论是站在公平正义角度还是资源合理配置的角度，这些问题均应引起社会的重视。

      在人口迁移流动的背景下，家庭组织无论从规模还是构成都与以往出现了较大变化。随着在流入地交往圈的扩大，流动人口婚恋圈也随之扩大，跨省婚姻在流动人口中的比例不断提高(宋月萍等，2012；王磊，2013)。此外，也有学者认为跨省婚姻的增加与受到当地的彩礼挤压有关(余练，2013)。无论是哪种原因，都显示出婚姻在地方社会文化中的象征意义逐渐弱化，婚姻可以利用的本土资源被消解(宋丽娜，2010)。而受生活方式、文化习惯不同的影响，跨省婚姻中的一方(大多数是女方)往往无法很好的融入到流出地的社会生活中(谢美香，2013)。伴随着种种摩擦，跨省婚姻生活的稳定性变差，婚姻质量降低(宋月萍等，2012)，这些现象无疑对青少年的健康成长不利，使他们的正当权益受到损害。还有一些研究通过案例分析发现，随着婚姻圈的扩大，早婚早孕现象较为突出(陈锋，2012；刘芝艳，2009)，但此类研究多限于资料的缺乏，着重于定性的描述，而缺少定量代表性数据的支持。

      目前，未婚先孕现象在流动人口人群中较为突出。王菊芬以上海市为例，对流动人口与户籍人口进行对比分析后发现，超过四分之一的对象存在未婚先孕现象，流动人口未婚先孕妇女的首次性生活伴侣比户籍人口的更随意，更具风险性(王菊芬，1999)。而未婚先孕的结果并非总是使两人进入婚姻，很多情况下是进行流产，这无疑会对未婚女性的心理、生殖健康等方面造成了损害(宋筱等，2014；唐杰，2012；张小红等，2012)。即使未婚先孕的结果不是流产而是步入婚姻，也会影响到婚姻的稳定，容易导致婚姻的解体(Frank，2010)。在控制了年龄、受教育程度、户口类型等因素后，缺乏性与生殖健康知识的未婚流动女性发生婚前性行为的几率会大增(Ying Wang，2013)。在另一项研究中，研究者认为年龄、受教育程度、家庭结构、父母的管控、对婚前性行为的态度、交友与约会的方式均对青年发生婚前性行为产生影响(Bo Wang，2007)。此外，还有一些研究延伸了研究的主体，认为未婚先孕不仅与妇女本身有关，还受到她的亲属、配偶或伴侣影响。Susan等通过对队列纵向数据分析后发现，男性对两性关系的态度更为主动(Susan Sprecher，2013)。E.Wilbur等认为，妇女的受教育程度、父亲的社会地位、丈夫的社会地位以及妇女的社会流动均会影响其是否会未婚先孕，该研究特别提到，婚前的行为可能导致中产阶层的女性与低阶层的男士结为配偶(E.Wilbur Bock et al，1970)。

      通过以上研究发现，在家庭迁移的大背景下，随着通婚圈的扩大，未婚先孕研究越来越难以局限在妇女个人层面进行分析，而应将家庭、社会层面的影响纳入到研究中来。来自不同地区的未婚青年流入到同一个城市，同一个工厂，生活在同一屋檐下，通过日常工作交往，朋友圈慢慢扩大，不同地区的青年之间逐步产生好感。本文假设不同地域的未婚青年，更少受到背后家庭、社区带来的道德约束，且由于脱离了长辈的监管，加之有了可供自己支配的打工收入，跨地域的未婚男女更容易出现婚前同居，进而导致未婚先孕，而怀孕的结果之一便是婚姻圈的扩大，跨省婚姻的产生。已有研究显示，不同的行业“制造”跨省婚姻的机会是不同的，相对于建筑业，制造业的未婚青年更易找到配偶(刘芝艳，2009)。受各地经济结构的影响，省级的宏观背景也会影响未婚先孕的发生。本文试图通过对一项全国性的流动人口调查数据的分析，厘清婚姻圈的扩大、性别强势、省级宏观背景等因素对未婚先孕的影响。

      2 分析思路

      本文拟以家庭为单位，将流动夫妻双方相关的时间维度变量、空间维度变量以及部分人口统计学等变量作为控制变量，将夫妻双方是否跨省婚姻以及性别间的地位差异作为关键分析变量，对婚前怀孕这一因变量进行分析研究。

      未婚先孕这一现象发生时的状态通常是“完成时”，而不是“进行时”，因此，在选择时间因素对未婚先孕影响时，本文选择使用夫妻双方初婚时年龄，而不是调查时年龄作为控制变量。不同的时代，人们所处的时空环境不同，对未婚先孕的态度也存在着差异，进而影响到未婚先孕的水平，因此，除了关键时间节点因素，还需要考虑到时期因素对未婚先孕的影响，本文拟采用初婚时间作为时期控制变量，将不同年代对未婚先孕的影响纳入考量。在空间层面上，考虑不同省份间存在的经济结构差异，产生未婚先孕的“土壤”存在不同，因而将流入省份作为多水平变量，用来衡量对婚前怀孕的未知影响。在进行多水平分析前，将与流入省份高度相关的地区变量作为背景变量纳入单因素分析。我国长期处于“二元化”的户籍管理制度影响之下，户籍的背后涉及的福利与公共产品对流动人口的婚恋观无疑会产生某种影响，因此，本文将户籍属性作为控制变量纳入到影响婚前怀孕的多因素中去。受教育水平除了具有知识水平的意义之外，还是一种重要的分层变量，受到众多研究者的重视(马和民，1997；刘精明，2001)。受教育水平与社会地位、世界观、价值取向等因素密切相关，本文视其为影响未婚先孕结果的一个重要控制变量。婚姻圈的扩大是当前人口流动迁移过程中出现的客观与必然现象，与原有的限于较小空间范围内的联姻不同，婚姻圈的扩大不仅弱化了新家庭获得背后双方家族的支持，同时也弱化了来自双方各自家庭的约束。家庭缚束的放松通常会导致个体思想上、行为上的“自由”，在两性关系上进而导致婚前同居与未婚先孕的发生。这也是本文力图通过调查数据对这一观点进行实证研究的关键。

      随着流动人口婚姻圈的扩展，原有加之于青年人身上的社会规范逐渐放松，本文假设青年人“原始的”性别角色属性在两性交往中逐步发挥作用。性别的强势在阅历、知识与社会资源等多个层面影响到两性交往，进而影响到未婚先孕的发生。

      本文拟分析的变量全部来自于《2013年全国流动人口动态监测调查》问卷的相应题目。未婚先孕界定为第一个子女的出生年月与初婚年月之差小于9个月。

      3 数据与方法

      3.1 数据来源

      本文采用的数据来源自2013年5月国家卫生和计划生育委员会流动人口服务管理司组织的《全国流动人口动态监测调查》，该调查在全国32个省级单位进行，共调查流动人口约19.9万人。目标总体为全国范围在流入地居住一个月以上、非本区(县、市)户口且2013年5月时年龄为15-59周岁的流动人口(本市内的人户分离除外)。流动人口监测调查的样本采取分层、三阶段与流动人口规模成比例的概率抽样方式选取：31个省(区、市)和新疆生产建设兵团共分为32层，每省级单位内部按照省会城市、计划单列市或重点城市进行了二级分层，全国共104个二级层，层内按三阶段(街道/乡镇、居委会/村委会、个人)与规模成比例的方法随机选取调查对象。省级样本量分7类，分别为14000人、12000人、8000人、7000人、6000人、5000人和4000人。剔除再婚和未生育过子女以及初婚时间、第一个孩子出生时间等存在缺失值和异常值的数据，共有135867对流动家庭夫妻进入本文的分析样本。其中男性平均年龄37.1岁，女性为35.2岁。男性平均受教育年限9.7年，女性为9.1年。男性农业户口占86.9%，女性占87.6%。本文流动家庭夫妻指夫妻双方中至少有一方为流动人口的夫妻。

      3.2 研究方法

      针对研究的特点和数据的格式，本文拟采用多水平分析方法，将影响未婚先孕的各影响因素进行细致的探索。以下为本文所采用的模型：

      

      为突出趋势、明确分类以及方便比较分析，将初婚年龄、初婚时间变换为分类变量，将户口性质、受教育程度、两性间的年龄、受教育程度和户籍属性差异重新编码。其中，男女的初婚年龄转换为包含24岁以下、25～29岁和30岁及以上三个年龄组的分类变量；初婚时间分为2000年之前、2000-2009年和2010年及以后三个分类；男女户口性质重新编码为农业户口、非农业户口两个分类；男女受教育程度重新编码为小学及以下、初中、高中或中专、大专及以上共四个分类；两性间的年龄差异分为男小女大、男比女大且在3岁以内和男比女大4岁及以上三个分类；两性间受教育程度差异分为男性受教育程度高于女性、男女受教育程度相当、男性受教育程度低于女性三个分类；两性间户籍属性差异分为城男城女、城男乡女、乡男城女和乡男乡女四个分类。

      本文在分析时，在不同阶段分别使用了Excel、Spss和MlwiN等软件对数据进行了分析处理。

      4 数据分析

      4.1 单因素分析

      当前我国流动人口夫妻未婚先孕的比例为30.5%。流动夫妻的初婚年龄，无论男女均出现了与未婚先孕较明显的正相关现象，即随着初婚年龄的增加，未婚先孕的比例也同时上升。24岁及以前初婚男性组未婚先孕比例为28.3%，到30岁及以后初婚男性组未婚先孕比例上升至41.6%，女性相应的比例由29.7%升至48.2%。初婚年代为重要的控制变量，在分析前如不对其进行标准化，会对分析结果产生明显的偏差。不同年代结婚的夫妻，未婚先孕的比例出现了较为明显的差异，初婚年代越晚，未婚先孕的比例越高。2000年以前结婚的夫妻中，未婚先孕的比例为21.4%，2010年及以后初婚的夫妻中，该比例已升至52.9%。不同户口属性群体未婚先孕的差异较为显著，农业户口男性和女性人群未婚先孕的比例均高于非农业户口的相应比例，农业户口的男性未婚先孕为31.2%，比非农业男性高5.2%，农业户口女性未婚先孕比例为31.3%，比非农业女性高6.2%。不同受教育程度男性和女性的未婚先孕比例趋势基本一致，均出现了随受教育程度增加，未婚先孕比例呈现“倒U”型曲线的态势，小学及以下相应比例最低，高中/中专人群的相应比例达到最高，大专及以上人群相应比例快速降低。以女性为例，小学及以下受教育程度的女性未婚先孕的比例为24.5%，初中的女性相应比例提升至32.2%，高中/中专受教育程度的女性相应比例继续升高至34.6%，达到大专及以上受教育程度的女性相应比例下降为25.5%。与夫妻年龄差距相关的未婚先孕比例，在男小女大群体和男比女大且在3岁以内两个群体间，基本没有差异，但在男比女大4岁及以上群体中，未婚先孕的比例为34.2%，比前两个群体平均高出4.6个百分点。从夫妻受教育程度差异来看，不同群体的未婚先孕比例差异不太明显，男性受教育程度高于女性群体中相应比例为29.6%，男女教育水平相当群体中，该项比例为30.7%，男性受教育程度低于女性群体中，未婚先孕比例最高，为32.1%。不同户口属性的夫妻配对中，双方均为非农业户口的人群未婚先孕的比例最低，男性为非农业户口女性为农业户口的夫妻未婚先孕的比例最高，前者的未婚先孕比例为22.8%，后者为35.6%，两者相差12.8个百分点。婚姻圈的扩大与未婚先孕比例存在较为明显的正相关。夫妻双方来自同一个省份的未婚先孕比例为29.8%，夫妻双方为跨省婚姻的相应比例为39.0%，两者相差近十个百分点。地区间未婚先孕的情况存在较大差异。经济较为发达的东部地区未婚先孕的比例最高，为31.9%，中部地区略低于东部地区，为29.8%，西部地区未婚先孕的比例排在第三位，为25.3%，东北地区相应比例最低，仅为15.5%。地区变量属于反映省间差异的背景变量，地区间存在的差异可部分验证存在省间差异的假设。各省流动人口未婚先孕水平见图1，各分析变量未婚先孕分布见表1。

      

      资料来源：2013年全国流动人口动态监测调查。

      图1 各省流动人口未婚先孕情况分布

      4.2 多水平分析

      本文首先构建了未婚先孕的单水平模型，在其基础之上根据省份进行二级分层，构建多水平模型，其中，模型一为单水平模型，模型二为多水平模型。在模型一中，主要控制变量和分析变量的系数均显著，在模型二中，地区变量、与年龄和受教育程度相关的两项性别强势分析变量的系数未通过显著性检验，未纳入模型之中。通过表2可以看出无论模型一还是模型二，都显示出相同的趋势或规律变化。本文在解释变量影响时，以模型二的结果为主。

      随着男性初婚年龄的增加，未婚先孕的几率有显著提高的趋势。男性初婚年龄在25岁至29岁之间、30岁及以后两个年龄组，发生未婚先孕的几率分别比24岁及以前初婚男性高11.9%和31.8%。女性初婚年龄大龄组未婚先孕的几率更高。24岁及以前和25岁至29岁初婚两个年龄组未婚先孕的几率没有显著差异，但在30岁及以后初婚的女性人群中，发生未婚先孕的几率比24岁及以前初婚的女性高48.3%。不同初婚年代发生未婚先孕的几率显著不同，初婚年代越晚，越容易发生未婚先孕。与2000年以前初婚的人群相比，2000-2009年间初婚的人群发生未婚先孕的几率高60.3%，2010年及以后初婚的人群中，发生未婚先孕的几率更是2000年以前初婚人群的3.927倍。不同户口属性的人群发生未婚先孕的几率存在较大不同，且不同性别与户口间存在着交互影响。与城男城女组合的夫妻相比，城男乡女、乡男城女和乡男乡女三种组合夫妻发生未婚先孕的几率分别高35.5%、35.5%和33.8%。男性和女性人群中，均出现了只有在特定的受教育程度人群，未婚先孕的几率才出现显著差异的现象。与小学及以下受教育人群相比，男性和女性在初中组、高中/中专组发生未婚先孕的几率均没有显著不同，只有在受过大专及以上教育的人群中，该几率才出现了显著的下降，其中，男性发生未婚先孕的几率降低了23.6%，女性相应的几率降低了22.8%。婚姻圈的扩展可以显著增大发生未婚先孕的几率。与省内婚姻比较，跨省婚姻发生未婚先孕的几率高10.0%。

      

      若不考虑省级水平的影响，模型一中显示夫妻年龄差距、夫妻受教育差异以及地区等变量也存在显著的影响。其中，夫妻双方，若丈夫比妻子大4岁及以上，发生未婚先孕的几率会比丈夫年龄小于妻子的夫妇高7.3%。与受教育程度相当的夫妻相比，男性受教育程度高于女性的夫妇未婚先孕的几率高6.2%，男性受教育程度低于女性的夫妇未婚先孕的几率高6.9%。与流入西部地区的流动人口相比，东部地区未婚先孕的几率高35.7%，中部地区高51.9%，东北地区低22.5%。而一旦纳入多水平分析，这三个变量对整个模型的影响将被省间差异以及男性初婚年龄和初婚年代等三个的变系数效应所替代。模型一和模型二中具体系数、Odds Ratio和显著性情况详见表2。

      模型二为多水平模型，存在变截距项和三个变斜率项。图2中依次显示的是省间差异(变截距)、25-29岁初婚男性系数、30岁及以上初婚男性系数和初婚年代为2000～2009年系数残差的秩序图。省间差异残差秩序显示出流动人口未婚先孕存在省际差异，有的省份未婚先孕的比例较高，而有的省份相应的比例较低，它们之间存在着显著的差距。25-29岁初婚男性、30岁及以上初婚男性和初婚年代为2000～2009年为多水平模型的三个变斜率项，表明在不同的省份，以上三个变量的斜率存在随机波动，而不是固定斜率，它们随着省份的不同，变化的方向有所不同。

      

      

      图2中，图形右侧未婚先孕比例最高的三个省份分别是广东、海南和湖南，图形左侧未婚先孕比例最低的三个省份分别是青海、甘肃和宁夏。进一步分析后发现，现居广东省的流动人口未婚先孕的残差水平排名全国第一，其25-29岁初婚男性系数、30岁及以上初婚男性系数和初婚年代为2000～2009年的系数残差水平分别排在最后一位、倒数第二位和第一位。而未婚先孕残差水平排名最后一位的青海省，在其他三个残差项中排名分别为第四、第一和倒数第三位。这说明变截距项与25-29岁初婚男性、30岁及以上初婚男性两个变斜率项之间存在着负相关，与初婚年代为2000～2009年变斜率项之间存在着正相关。资料来源：根据表2计算。

      

      图2 随机系数残差秩序图

      

      通过表3可以验证之前的猜测，即省级水平与25-29岁初婚男性、30岁及以上初婚男性存在着显著的负相关，与初婚年代为2000～2009年的存在着显著的正相关。即省级水平残差较大的省份，男性初婚年龄的残差较小，与省级水平残差较小的省份相比，对发生未婚先孕的几率影响较小。省级水平残差较大的省份，初婚年代在2000～2009年间的变动也较大，发生未婚先孕的几率影响越大。

      不同初婚年龄的男性，省级水平的方差存在不同。对于初婚年龄在24岁及以前的男性来说，省级水平的方差为0.210；初婚年龄在25-29岁之间的男性，省级水平的方差为0.146；初婚年龄在30岁及以上的男性，省级水平的方差为0.108。不同初婚年代的人群，省级水平的方差会存在差异。对于初婚年代在2000年以前和2010年及以后的夫妻来说，省级水平的方差为0.210，初婚年代在2000～2009年间的夫妻，省级水平的方差为0.340。

      5 结论与讨论

      流动人口核心家庭未婚先孕的比例较高。本文受资料获取的限制，只选取了流动人口核心家庭来对未婚先孕情况进行了分析，而现实中未婚先孕的结果并不一定是通往婚姻，还可能通过选择流产、成为未婚妈妈等多种可能的结局。因此，未婚先孕在流动人口中的比例存在较大概率低估的情况，也就是说当前我国流动人口中存在的未婚先孕情况要大于目前三成的估计。流动人口作为当前我国社会经济生活中较为活跃的人群，对我国社会稳定、经济安全、人口安全发挥着重要的影响。未婚先孕这一现象，已不能简单地从道德层面加以控制，当超过三成的夫妇存在这一现象时，更应从社会、经济等多个层面对其加以疏导，特别是在该比例还存在低估的情况下。应努力使未婚先孕的结局归入到婚姻框架中，而不是选择流产或成为单亲妈妈，后两者的选择会使整个社会、经济的成本更为沉重，同时也会对女性、胎儿、婴幼儿的生理和心理健康造成巨大的伤害，威胁她们的权利，更对她们背后的家庭带来潜在的以及现实的损失。

      婚姻圈的扩展增加了未婚先孕的几率。囿于以往的定性研究，虽然发现婚姻圈扩展与未婚先孕之间存在某种关联，但无法给出准确的定量描述。本文通过定量分析，不但发现跨省婚姻确实与省内婚姻间存在水平上的显著差距，同时也推算出两者发生的几率不同。婚姻圈的扩展是伴随流动迁移半径的扩展同步展开的，在大规模的人口迁移流动过程中，随着来自不同地域的人们交往的增多，与原有的交往圈多局限于亲戚、同乡中不同，一旦日常的交往圈从生活扩展至工作，来自不同地域的青年男女们之间发生恋情、组成婚姻的机会大大增加，而一旦缺少了同乡间的知根知底，以及来自家乡的道德约束顾忌，跨省交往的青年伴侣间发生婚前性行为的机会自然会增大，从而导致了未婚先孕几率的增加。在本研究过程中，由于资料的限制，省内婚姻无法再进一步细化为县内婚姻、市内婚姻和省内婚姻，也就无法更深入地了解婚姻圈扩展的程度对未婚先孕的影响，这是未来值得进一步深入研究的地方。

      流动人口的性别在年龄、教育和户籍方面的强势并未显著影响未婚先孕的发生。在本文的原始假设里，认为男性在两性交往过程中更为积极主动，更易“诱导”女性发生婚前性行为，进而导致未婚先孕。因此，在本文的研究中，将夫妻的配对组合按照性别的强势程度进行了划分。在单因素和单水平分析时，数据显示出的结果似乎也支持这一假设，然而通过多水平分析后可以看到，年龄、受教育程度中的性别优势并无显著地提高未婚先孕的几率。而户口中存在城男乡女、乡女城男和乡男乡女三种类型的夫妻对城男城女夫妻的高几率的未婚先孕外，前面三组群体之间的差异并不显著，因此，也无法得出户口中的性别优势对未婚先孕现象存在显著的影响。

      各省间未婚先孕的水平存在着较大差异，且男性初婚年龄、初婚年代等因素影响未婚先孕的程度存在不同。总的来看，南方的省份未婚先孕的水平高于北方地区，东南沿海地区普遍较高，西北、华北和东北地区的省份相对较低，这一分布与通常印象中制造业的分布存在着一定程度的吻合，而制造业是融合了各地青年人相对集中的行业，在该行业中来自不同地域的青年人相互交往的机会也更大一些。在不同的省份，同样的初婚年龄，同样的初婚年代，发生未婚先孕的几率也存在差异。在未婚先孕水平较高的省份，男性初婚年龄变化带来的未婚先孕水平的波动更小些，而初婚年代变化带来的波动更大一些；在水平较低的省份，这几个因素发挥的作用正好相反。需要指出的是，本文中的省份为调查时流动人口所在的省份，与流动人口初婚时的省份可能存在不一致，但考虑到当前流动人口存在居住时间长久化的现象(段成荣等，2013)，可假设初婚时所在省份与调查时省份一致。存在不一致的样本所造成的误差可归入到不可解释的残差项中去。

      男性结婚越晚越容易未婚先孕，而女性似乎到达一个年龄段以后，未婚先孕现象才会变得突出。男性相对女性而言，在两性交往过程中更为积极主动，而伴随着未婚时间的增长，这种“积极性”会更为强烈，一旦与女方确定关系，婚前性行为的概率自然会增加，进而易导致未婚先孕的发生。而女性在年轻时似乎更为矜持，而一旦错过最佳的婚育年龄，成为所谓的“大龄未婚”女青年后，将受到来自家庭、社会等多方面的压力，在此情形下，一旦与合适对象确定恋爱关系，更易发生未婚先孕。

      近年来未婚先孕日益增加，而高等教育能显著降低未婚先孕的发生。本文采用了多种分析方法，结果均证实了近年来未婚先孕现象日益突出。流动人口由于流出在外，户籍地管理服务机构无法及时获得信息，在提供避孕药具等计划生育服务方面存在客观障碍。流动人口服务管理机构应将流入地和流出地两者统筹起来，综合考量，为流动人口提供充足的计划生育公共服务，满足广大流动人口的生殖健康需求。此外，以往流动人口服务管理机构服务的重点偏重女性，偏重已婚，在当前未婚同居、未婚先孕日益普遍的背景之下，应积极转变服务思路，拓展服务领域，将生殖、生育活跃的男性人群、未婚人群纳入到服务和管理工作中去。只有将服务领域扩大至全人群，特别是年轻人群，才能综合、有效的提升我国卫生和计划生育服务管理水平。受过高等教育的男女对象未婚先孕的几率大大降低，这提示研究者一方面可能是受过高等教育的对象掌握的相应知识更为充分，对未婚先孕的后果有更清晰的了解。另一方面提醒了管理者，针对重点地区、重点人群的分布特点，应加大在制造业的各类工厂、企业中增加宣传和服务的力度，重点问题重点突破，可通过各种宣传和服务手段，发挥网络传播的优势，以营销的思维，针对重点的未婚人群开展各种避孕知识的宣讲和传播活动，通过开展生动、活泼的活动，讨论未婚先孕的各种可能后果，努力提升流动人口在生殖健康知识、健康生育行为等各方面的全面、均衡发展。

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