城里小伙儿遇到农村姑娘:婴儿户口\户籍改革与跨户籍通婚

摘要 利用公安部1998年的《关于解决当前户口管理工作中几个突出问题的意见》关于子女落户规则的政策变动,我们估计了户籍制度对于城乡婚姻模式和妇女流动的影响。利用2005年全国普查数据发现,取消落户随母的限制显著增加了城乡通婚比例,这种显著的增加主要来自于城镇男性和农村女性之间的通婚,而非城镇女性和农村男性之间的通婚。利用倍差分的策略,我们估计得到户籍改革使得一个城市男性娶农村女性的概率增加了5%左右。户籍改革之后,农村女性因为婚嫁原因迁往城市的概率显著增加。

关键词 户口 双重差分 社会流动

……想找个城里的姑娘结婚,人家会嫌你工种差;想找同工种的女工结婚去,可那些女工又都盯着更有身价的工人和干部。这样儿,你就不得不重回农村组织家庭了,不得不成立一个“一头沉”的家庭。

――阎连科,《我与父辈》,153页

哥哥你不成才,卖了良心才回来……

――路遥,《人生》,209页

一、引言

以城乡划分为基础的户籍制度塑造了中国劳动力市场的基本格局。从建立至今,城乡户口的差异已经从早期的分工、住所的差异,逐步演变为涉及子女身份、地位、收入、福利、生活条件、就业、教育等方方面面的差异(陆益龙,2003)。户籍限制不仅影响劳动力的流动,对社会生活、人口再生产和社会流动也有重要影响。由于社会规范、制度设计等原因,婚姻是妇女社会地位流动的主要手段之一。我们第一次从经验上分析了户籍制度的这种效应,表明户籍制度使农村女性在试图通过婚姻向上流动时面临更大的阻碍。

*邢春冰,北京师范大学经济与工商管理学院、收入分配与贫困研究中心,;聂海峰(通讯作者),中山大学岭南学院,niehf@mail.sysu.省略 。邢春冰感谢教育部人文社科青年项目“城乡劳动力流动与收入差距”(编号08JC790008)以及北京师范大学劳动经济学创新群体项目的资助。作者同时感谢中国人民大学汉青论坛、武汉大学珞珈青年学者经济与管理论坛、中央财经大学学术讨论会的参加者以及北京师范大学创新群体成员对本文的评论和建设性意见。感谢匿名审稿人的建设性评论以及非常具体的修改意见。文责自负。

1998年以前的户籍制度规定,子女户籍身份确定遵循“母系世袭”(matrilineal)原则,即婴儿户口随母。对城镇男性来说,如果选择与城镇户口的女性结婚,子女将是城镇户口。但如果与农村女性结婚,子女将只能拥有农村户口。由于子女的户口差异意味着在升学、教育、生活条件、社会地位等方面的差异,抚养子女的成本、因子女而受益的程度将会因配偶户籍的不同而截然不同。1998年,公安部了《关于解决当前户口管理工作中几个突出问题的意见》(以下简称《意见》),对婴儿户口决定、夫妻分居、老年人投靠子女以及其他一些涉及城市落户的问题提出了解决意见。其中第一条即为“实行婴儿落户随父随母自愿的政策”。子女户口确定规则的改变使得跨户籍结合的夫妻可以为子女选择价值更高的户口类型。本文利用这一政策变动提供的自然实验,分析了户籍对婚姻和社会流动的影响。

与近些年来一些地区取消城乡户口差别的改革不同,1998年的《意见》是以户籍差别的存在为前提的。给定城镇户口的价值高于农村户口,一个潜在的城镇女性与农村男性之间的婚姻不会受到《意见》的影响。相反,一个潜在的城镇男性与农村女性的婚姻则会因为《意见》的而“升值”,因为后者可以为子女选择城镇户口。伴随着经济转型以及城市化,劳动力在地区和城乡间的流动越来越频繁、数量也呈不断增加的趋势,这也提高了跨户籍婚姻的概率。因此,单纯考察政策前后跨户籍婚姻总量的变化难以排除时间趋势等因素的影响。类似于双重差分的策略,城镇女性和农村男性结合的趋势为我们提供了一个控制组。我们利用2005年全国普查数据发现,1998年之后结婚的夫妻中城乡通婚的比例明显高于1998年之前。这种显著的增加主要来自于城镇男性和农村女性之间的通婚,而非城镇女性和农村男性之间的通婚。后者的增加只是延续了改革之前业已存在的时间趋势。

关于户籍制度对劳动力流动的影响,已经在文献中广为研究(见蔡等人,2001;何英华,2004;孙文凯等,2009;Whalley and Zhang, 2007)。但是已有的研究多是将户籍制度作为一个整体进行研究,对于其中的一些具体制度及其影响效果缺乏细致的考察。本文则是将目光集中在子女户籍如何确定这个具体规则上,与此同时,我们重点考察的是这项制度如何影响农村女性的流动性。1998年的户籍改革以及人口普查数据使得这项研究成为可能。此外,关于劳动力市场中是否存在对农业户籍的歧视也备受关注。现有的研究多是通过比较农民工与城镇职工的收入,利用分解方法来考察对农业户籍的歧视程度[ZW(]如邢春冰(2008)、邢春冰、罗楚亮(2009)、Meng and Zhang (2001)、MaurerFazio and Dinh(2004)、王美艳(2005)、邓曲恒(2007)等。。相对于分析对收入影响的角度,本文从社会流动、社会保障方面来研究户籍歧视的差异和影响[ZW(]Gagnon等(2009)考虑了社会保障问题。。本文的结果清晰表明,子女能否获得城镇户口乃是婚姻决策中的重要因素。这凸显了户籍身份对子女的升学、就业以及社会福利保障等方面的影响;同时也凸显了城乡户籍分割在决定妇女社会地位流动中的作用。

婚姻市场的流动性、婚姻的匹配方式与匹配质量无疑对于社会的总体福利水平、收入分配状况有着重要的影响(Becker, 1991; Burdett and Coles, 1997, 1999; Fernandez and Guner, 2005等)。一般情况下,人们关注的维度主要包括年龄、教育水平以及收入状况等[ZW(]见Becker (1991)、Anderson (2003)、Choo and Siow (2006)、Gullickson (2006)等。。同时人们也越来越关注跨种族、跨阶层的婚姻。比如,Wong(2003)考察了美国黑人与白人之间的通婚。她指出,婚姻禁忌是导致黑人与白人较少通婚(5.5%)的主要原因。Banerjee等(2009)则考察了印度的种姓制度如何影响人们的婚姻决策。本文的研究则为相关的研究增加了一个新的维度:户籍。此外,在关于婚姻市场匹配机制的研究中,研究者重点关注了男性和女性各自的特征。但是很少有研究将子女的身份(户籍)剥离出来进行研究。本文的研究则表明,子女的因素在人们进行婚姻决策时是非常重要的。

本文内容安排如下,第二节给出了一个简单的模型,说明户籍分割对妇女婚姻流动机制的影响。第三节介绍了本文所利用的数据,并重点描述了户籍内通婚的倾向以及跨户籍通婚中夫妻双方的特征;第四节考察政策变动前后,跨户籍通婚的变化趋势,并通过双重差分策略考察了户籍制度改革如何影响跨户籍通婚。此外,我们还考察了户籍改革对于农村女性劳动力流动的影响。最后总结全文。

二、模型

(一) 婚姻匹配质量的决定[KH*2]

我们假设有两种类型户口i∈{1,2},其中i=1代表城市户口,i=2代表农村户口。我们分别用x∈{H,L}和y∈{H,L}表示男性和女性的个人特征。H和L可以被用来代表不同的教育水平、相貌或者收入水平等等(H代表高、L代表低)。两个人结合的收益取决于他们匹配的质量。后者又取决于两个方面:一个方面由个人特征决定,用f(x,y)来表示,f(x,y)

是x,y的增函数,而且双方的特征是互补的;另一方面也取决于双方户口,用A(i,j)表示。它反映了户口为i的人在与户口为j的人结合时的匹配质量(这个匹配质量是对i而言的):

式中的上标G表示性别,M、F分别代表男性和女性;下标B代表户籍改革之前。城市户口与农村户口的总体差异反映在第二项。由于城市户口往往对应着更好的公共服务、生活条件,因此对于i而言,与城市户口的人结婚(j=1)要好过与农村户口的人结婚(j=2)。同时,我们假设α是一个服从[0,a]均匀分布的随机变量。这就意味着不同的人对于户口差异的敏感程度不一样。当α=0时,配偶的户籍不起作用。但是,子女的户口差异仍然重要。第三项反映了婚姻的子女户口价值。我们假定每对结婚的夫妇都生育一个孩子。这在中国(尤其是城镇地区)是比较符合现实的。考虑到子女具有不同户口将直接影响到他们的教育、工作机会,因此,子女的户口是有价值的。我们将子女农村户口的价值定为0,城市户口的价值定为c。(1)式中最后一项即可被用来表示1998年户籍改革之前的“子女户口随母”的制度安排(1[.]为指示函数,当[.]中的条件成立时取值为1,否则为0)。只有在女方的户口为非农户口时(即要么i是男性且配偶j具有非农户口(G=M, j=1),要么i是女性且自身是非农户口(G=F, i=1)),双方子女才可以拥有非农户口[ZW(]需要指出的是,本文利用的户口匹配质量方程与Banerjee等人(2009)存在重要的区别。在后者的研究中,衡量种姓匹配质量的方程对于男性和女性是对称的。而我们的匹配方程对于男性和女性是非对称的。。由于子女户口跟随母亲,如果城市男性考虑与农村女性结合,他的户口匹配质量为AMB(1,2)=1,而如果是城市女性考虑与农村男性结合的话,对她而言,户口匹配质量将是AFB(1,2)=1+c。同样的道理,对于农村女性而言,与城镇男性结合时的户口匹配质量为AFB(2,1)=1+α,不同于农村男性在考虑与城镇女性结合时的户籍匹配质量(AMB(2,1)=1+α+c)。

总体而言,户口为i的个体在与户口为j的个体结合时,他/她从婚姻中获得的收益为:

(二) 户籍的价格

为了便于讨论,我们定义了城镇户籍的“供给价格”和“需求价格”。考虑特征为x的城镇男性,并假设与其最匹配的城镇女性的特征为y。要使其选择与农村女性结合,必须满足下列条件:

AMB(1,1)f(x,y)≤AMB(1,2)f(x,y+εB(1+α+c)f(x,y)≤f(x,y+εB),

当上式取等号时,我们可以解出εB=εB(x,y,α,c),εB即为城市男性供给城市户口的价格。很显然,它是α,c的增函数。

对于特征为y′的农村女性,如果她所能找到匹配质量最高的农村男性的特征为x′,要使其对于嫁给城市男性无差异,则应满足下列条件:

AFB(2,2)f(x′,y′)=AFB(2,1)f(x′-δB,y′)f(x′,y′)=(1+α)f(x′-δB,y′)

根据上式可以得到δB=δB(x′,y′,α),我们可以将其理解为农村女性对于城市户口的需求价格。很显然,它是α的增函数,但是与c无关。

1998年的户籍改革,改变了子女户口的确定原则,此时户口方面的匹配质量由下式决定:

[JZ(]AGA(i,j)=1+α(2-j)+c•1[min{i,j}=1][JZ)](2)

1[.]仍然代表指示函数。上式意味着,只要夫妻双方有一人为城镇户口(即min{i,j}=1),其子女都可以选择城镇户口。那么在新的户籍制度下,城镇男性和农村女性对城镇户口的供给价格和需求价格均发生了变化:

(1+α+c)f(x,y)=(1+c)f(x,y+εA)

f(x′,y′)=(1+α+c)f(x′-δA,y′)

容易得知:εA≤εB,δA≥δB。也就是说,户籍制度的改革使得城镇男性对于城镇户口的供给价格下降――因为他向农村女性供给城镇户口不会导致其子女丧失城镇户口。而农村女性对于城镇户口的需求价格上升,因为嫁给城镇男性可以使其子女获得城镇户口。

但是对于城镇女性和农村男性的潜在组合,在户籍改革之前和之后,潜在价格都没有发生变化。确定女性城镇户口供给价格的条件均可用下式表示:

(1+α+c)f(x,y)=(1+c)f(x+ε,y),

而确定农村男性对城镇户口需求价格的条件均可用下式表示:

f(x′,y′)=(1+α+c)f(x′,y′-δ)

(三) 跨户籍通婚:农村男性与城镇女性

为了问题的简化,我们考虑城乡人口性别以及个人特征平衡的情况。分别用mik和wik代表户籍为i、类型为k的男性和女性的数量。人口平衡意味着对于所有的k=L,H和所有的i∈{1,2}有mik=wik。很显然,如果农村人口均由低能力组成,而城镇人口均由高能力组成,城乡之间将不会有通婚现象存在(这是因为对于所有城镇人口而言,跨户籍婚姻的匹配质量总是低于户籍内婚姻)。在更为一般的情况下,我们假定不同能力的不同户口的总人数满足条件:m1H=w1H>m2H=w2H,m1L=w1L

下面我们讨论城乡通婚的情况。给定农村人口和城镇人口的特征差异以及户籍差异所决定的匹配质量,要使具有农村户口、类型为H的男性与城镇户口、类型为L的女性结合,应满足下列条件:

AMB(2,2)f(H,H)≤AMB(2,1)f(H,L)f(H,H)≤(1+α+c)f(H,L)

即α≥[SX(]f(H,H)-(1+c)f(H,L)[]f(H,L)[SX)]。也就是说,只有在农村男性对于户口差异的敏感程度高于一定值的时候,他才会放弃与农村中同类型的女性(H)结合。而子女户口的价值越高,农村男性越有可能选择与城镇户口女性结合。同时,要使城镇户口、类型为L的女性与类型为H的农村男性结合,应满足条件:

AFB(1,1)f(L,L)≤AFB(1,2)f(H,L)(1+α ~+c)f(L,L)≤(1+c)f(H,L)

即α ~≤[SX(](1+c)(f(H,L)-f(L,L))[]f(L,L)[SX)]。也就是说,只有在城镇女性对于户口差异的敏感程度较低时,她才会选择与农村中类型为H的男性结婚。更为重要的是,当我们考虑了户籍制度的改革时,上述通婚条件并不发生改变。

(四) 跨户籍通婚:农村女性与城镇男性

对于农村户口类型为H的女性,要使其选择城镇户口类型为L的男性,在户籍改革以前,应该满足如下条件: AFB(2,2)f(H,H)≤AFB(2,1)f(L,H)f(H,H)≤(1+α)f(L,H)

即α≥[SX(]f(H,H)[]f(L,H)[SX)]-1

而对于城镇户口类型为L的男性,要使其选择农村户口类型为H的女性,在户籍改革以前,应该满足如下条件:

AMB(1,1)f(L,L)≤AMB(1,2)f(L,H)(1+α ~+c)f(L,L)≤f(L,H)

即α ~≤[SX(]f(L,H)[]f(L,L)[SX)]-(1+c)

在户籍改革之后,上述两个条件分别变为:

AFA(2,2)f(H,H)≤AFA(2,1)f(L,H)f(H,H)≤(1+α+c)f(L,H)

AMA(1,1)f(L,L)≤AMA(1,2)f(L,H)(1+α ~+c)f(L,L)≤(1+c)f(L,H)

即α≥[SX(]f(H,H)[]f(L,H)[SX)]-(1+c)和α ~≤[SX(](1+c)f(L,H)[]f(L,L)[SX)]-(1+c)

很显然,在户籍改革之后,有更多的农村女性(类型为H)愿意嫁给类型为L的城镇男性;同时也有更多的类型为L的城镇男性愿意娶类型为H的农村女性。需要注意的是,此类跨户籍婚姻在户籍改革之后出现变化的前提条件是子女城镇户口的价值大于零(c>0)。因此,我们考察户籍改革前后跨户籍通婚的变化实际上也是在考察城镇户口是否优于农村户口。

三、数据

(一)数据处理[KH*2]

本文数据来自2005年全国1%人口抽样调查的20%随机样本。为了考察婚姻状况,我们根据数据中的家庭成员关系和结婚日期构造了成对的观测,即每对夫妻为一个观测。在调查数据中,定义家庭关系的分类包括:户主、配偶、子女、父母、岳父母或公婆、祖父母、婿媳、孙子女、兄弟姐妹和其他。我们主要利用这一信息来识别夫妻样本。大致分为三种情况:户主及配偶;户主的父母、岳父母或公婆;户主子女及婿媳。为了避免在将子女样本与其配偶匹配的过程中出现差错,我们利用结婚日期的信息。我们对样本进行了清理。没有考虑未婚或离异的样本,由于我们想重点考察1998年户籍改革的影响,因此删除了1980年以前结婚的样本。最终得到的夫妻数为326833对。其中户主及配偶257485对;父母、岳父母或公婆18897对;子女及婿媳50451对。分别占总样本的79%、6%和15%。

(二)户籍内通婚倾向与跨户籍通婚

样本中户籍内通婚的倾向非常明显。跨户籍的婚姻数量仅为所有婚姻数量的5%左右,其中城市男性与农村女性的通婚占3.5%、城市女性和农村男性的通婚占1.7%。表1给出了不同类型婚姻中,夫妻双方的个人特征统计。

从结婚年龄看,农业户籍内通婚的结婚年龄最低、非农户籍内通婚的结婚年龄最高。后者比前者高出两年以上。跨户籍的结婚中,结婚年龄介于中间。从教育水平来看,非农户口明显高于农业户口;男性明显高于女性。在农业户籍内婚姻中,丈夫的平均教育水平为8.3年、妻子为7.2年,相差1.1年;在非农业户籍内婚姻中,夫妻双方的教育水平分别为11.9和11.3年,相差仅0.6年。与农村女性通婚的城镇男性的平均教育水平为10.6年,低于非农户籍男性的平均教育水平。而此类婚姻中女性的教育水平为8.9年,远高于农业户籍女性的平均教育水平。而在农业男性与非农女性的婚姻中,男性的平均教育年限为9.6年,高于农业户籍男性的平均教育水平。女性的平均教育水平为9.85年。由此可见,在跨户籍的通婚中,非农一方的平均教育水平往往低于所有非农人口的平均水平,而农业一方则要高于农业人口的平均水平。收入水平亦表现出相似的特征。即男性高于女性、非农户籍高于农业户籍。对于和农业户籍女性通婚的非农户籍男性,其平均收入水平显著低于非农户籍男性的平均水平;而与其通婚的农业户籍女性的收入要高于农业户籍女性的平均水平。对于和非农户籍女性通婚的农业户籍男性,其平均收入水平虽然低于非农户籍男性的平均水平,但是远高于农业户籍男性的平均水平,甚至高于那些和农业户籍女性通婚的非农户籍男性。而与其通婚的非农户籍女性的收入则要低于非农户籍女性收入的平均水平。

通过比较不同类型婚姻中夫妻双方的特征,我们可以看出非农户籍优于农业户籍这一特点。这种户籍差别的存在使得婚姻市场的分割现象十分明显。然而跨户籍的通婚并非完全不可能。那些难以在非农户籍内找到理想配偶的城镇居民可以选择嫁娶农业户籍居民。而这些难以在非农户籍内找到配偶的人往往是人力资本水平和收入水平低的样本;而那些嫁娶非农户口的农业户籍居民,则要具有相对较高的人力资本水平和收入水平。这一点与我们在模型分析部分得出的结论是一致的,也与Anderson(2003)所描述的印度跨种姓(caste)的通婚状况类似。

四、户籍改革对跨户籍通婚的影响

(一)户籍改革与子女的户口选择

针对子女户口选择规则的改革将会对跨户籍婚姻的可能性产生影响。产生这种影响的前提是城乡户籍本身存在差异,同时这种差异将会影响到子女的福利水平以及婚姻匹配的质量(即c>0)。不过,虽然户籍改革使得子女户口随父随母自愿,但是这项改革并没有从根本上改变子女户口由父母决定的事实。在夫妻双方户口相同的情况下,婴儿的户口只能跟随父母。因此,为了考察上述前提是否成立,我们考察了跨户籍婚姻中子女户籍的选择情况。

在图1中,左图利用2005年的普查数据,考察了跨户籍婚姻中子女的户口状况。图中的横坐标是子女出生的年份。对于非农业男性与农业女性所生育的子女,那些年龄小于8岁(1998年以后出生)的儿童当中,户籍跟随父亲的比例明显增加(随父(非农)),跟随母亲的则相应降低(随母(农))。而对于农业男性和非农业女性生育的子女,他们的户口则主要是跟随母亲(随母(非农)),是否为1998年以后出生影响不大。需要注意的是,在左图中户口跟随父亲的比例并不是在1998年前后出现跳跃性变化。这是因为1998年的政策不仅规定1998年以后新出生的婴儿可以在父亲或母亲常住户口所在地的户口登记机关申报常住户口,而且提出要逐步解决以往出生并要求在城市随父落户的未成年人的户口,特别是优先解决学龄前儿童的户口。因此,左图中8岁以上的部分儿童(1998年以前出生)也有相当一部分是跟随父亲户口,而且比例随年龄的降低而不断增加。

注:左图是利用2005年的1%人口普查数据计算的结果,右图是利用2000年的普查数据计算的结果。

上述结论得到了2000年普查数据的验证(图1右图)。在1998年以前出生的子女,其户口主要是跟随父亲,而1998年以后出生的子女中,跟随父亲的比例则显著降低。之所以在2000年的普查数据中可以看到这一“跳跃性”变化,大概在于1998年以前出生的很多子女尚未来得及办理户口随父的手续,同时也反映出政策实施存在一定的滞后性。无论如何,图1的结果表明户籍改革之后,更多的跨户籍婚姻为其子女选择城镇户口。这表明,户口的差异对子女而言非常重要,城镇户口比农村户口好。这是下文分析的基础。

(二)用农业男性与非农女性的通婚控制时间趋势:倍差法(DifferenceinDifference)

图 2给出了跨户籍婚姻的变化趋势。实线是跨户籍婚姻占当年结婚总量的比重,粗间断线和细虚线则是将其进一步分解为非农男性和农业女性的通婚以及农业男性和非农女性的通婚。由左图可以看出总的跨户籍婚姻在20世纪80年代初呈现下降的趋势,从80年代的中后期开始才开始逐渐上升。到1998年以后,数量开始显著增加。两类不同的跨户籍婚姻也表现出不同的变化趋势。在20世纪80年代中后期以前,非农男性和农业女性之间的通婚一直呈现不断下降的趋势,到90年代开始缓慢上升,再到90年代末和21世纪初才显著增加。相比之下,农业男性和非农女性间的通婚虽然数量较低,但是一直呈现出缓慢增加的趋势,在户籍政策改变以后也没有显著的变化。图2的右图进一步只保留了1990年以后结婚的样本。从中可以看出,1990年到1998年这几年间,两种不同类型的跨户籍婚姻表现出大致相同的时间趋势,但是在1998年之后开始出现显著的差异。

在所有已婚的样本中随机抽取一个样本i(一对夫妻),有四种可能的情况:农业户籍内通婚、非农户籍内通婚、农业女性和非农男性通婚以及非农女性和农业男性通婚。为了分析方法的简单,我们将其分为户籍内通婚和跨户籍通婚两大类,估计一个线性概率模型:

这里,因变量y=1代表与户籍外的异性通婚,y=0代表户籍内通婚。X控制了一系列变量,包括样本配偶自身的特征(如结婚年龄、教育水平以及收入)、夫妻双方的特征差异以及所在地区的特征(如女性百分比、月收入的地区变异系数、非农人口比重等)、省份虚拟变量以及每个省份跨户籍通婚的线性时间趋势。我们关注的变量Policy98用来表示样本i的结婚年份是否在1998年及以后。HHukou代表丈夫的户口(非农=1/农业=0)。系数用来反映户籍改革中婴儿户口政策改变对跨户籍婚姻的影响。

表2表明了双重差分的基本思路。当HHukou=1时,模型1表明的是非农男性跨户籍婚姻的概率。进一步比较此类跨户籍婚姻在改革前后的变化,我们可以得到γ+δ,显然其中可能包含了一般的时间趋势或者政策的其他方面(子女户籍决定政策以外的其他变动)对于跨户籍婚姻的影响γ。此时农业户籍男性跨户籍婚姻在政策改变前后的变化刚好可以被用来估计其他方面(包括时间趋势)的影响。进一步差分得到的就是子女户籍决定政策改变对于跨户籍婚姻的影响。

估计的结果见表3。总的来看,子女落户制度的变革使得非农男性跨户籍通婚的概率提高了约5%以上。表3第1列是没有控制其他变量时候的结果,表明非农男性跨户籍婚姻的概率要显著高于农业男性;1998年的政策改变之后,后者跨户籍婚姻的概率也显著增加。然而政策变量和非农户籍男性的交差项系数仍然显著为正,表明是子女户籍决定规则的改变促使了跨户籍通婚的增加。第2列中,我们进一步控制了省份虚拟变量以及分省份的时间趋势。结果也没有显著改变。在第3列中,我们加入了夫妻双方的特征差异、地区特征以及这些变量与非农户籍男性虚拟变量(HHukou)的交叉项。第4列同时控制了男性户主的教育水平、年龄以及收入水平。所有这些设定均没有显著改变对的估计(只是略有上升)。在第5列中,我们还将样本进一步限制在了1990年以后结婚的样本。从双重差分策略的角度来讲,此举缩短了前后对比过程中“事前”的时间段范围,能够使得改革前后的样本更具可比性。而且从图 2可以看出,控制组和处置组(即两类不同类型的跨户籍通婚)在1990年至1997年这个时间段内的时间趋势更加一致。不足之处在于样本有一定的损失(减少了约45%)。然而从结果来看,此举对δ的估计影响甚微(只是从第4列的0.069变为0.070),对其他变量的影响也非常小,表明我们的结果对于时间段的选取并不敏感。稍微令人不安的是,第5列中Policy98的系数由正变负。但是,在双重差分策略中,Policy98本身只是一个反映时间前后的变量,并非我们关注的重点(交叉项才是重点)。另外需要注意的是,在控制Policy98这一虚拟变量的同时,我们还控制了一个线性的时间趋势(即结婚年份变量);而在第5列中,时间趋势变量的系数要明显高于其他列。因此,综合来看,控制组在1998年以后跨户籍的通婚概率也是增加的。具体来讲,由于控制了线性趋势项,Policy98的系数反映了用1998年之前的数据估计的斜率拟合1998年之后的数据时的平移程度,反映了政策变化前后趋势差异的影响。我们从图2右图可以看到,利用1990年以后的样本使得政策变化前控制组和处置组的趋势更加类似,但这也使得1998年前的平均斜率大于1998年后的平均斜率,这使得Policy98的系数为负。而使用全部样本时,1998年以前的斜率小于之后的斜率,因此Policy98的系数为正(图2左图)[ZW(]我们除了控制线性趋势外,还考虑了非线性的时间趋势。具体的,我们把所有的线性趋势项(包括分省份的时间趋势项)用不同年份的虚拟变量替换。所得到的交叉项的系数变化很小。。

通过估计模型1,我们得到了较为一致的估计,同时也进一步证实了户籍效应的存在。但是,一个潜在的问题在于,(在不存在子女户籍决定政策改变的情况下)非农男性跨户籍通婚的趋势与农业男性跨户籍通婚的趋势是否相同。我们已经通过第5列的练习使上述假定更加合理。为了进一步检验在没有户籍政策变动时这两个趋势相同,我们还做了一个安慰剂试验(placebo study):选取1990年作为假想的政策年份,然后保留1998年以前结婚的样本做同样的分析。表3第6列的结果表明,交互项的系数不再显著。这进一步说明,1―5列中的显著结果乃是政策改变所致,而非其他原因。

我们的最后一个考虑是,农业人口和非农人口的人口基数不同。对于非农男性和农业女性来说,即便婚姻安排本身的性质使得受户籍改革影响的人数大体相同,他们各自占其人口的比例也将不同。换言之,从增加跨户籍通婚的[HTH][ZZ(Z]概率[ZZ)](而非数量)的角度讲,户籍改革对于非农男性和农业女性的影响是有所差异的。而我们在表3中所估计的实际上是户籍改革对于非农男性跨户籍通婚概率的影响,这一点可以通过表2看得更加清楚。考虑到人口基数大,表3中的系数对于农村女性而言应该是个被高估的数字。此外,由于相同的原因,即便是估计户籍改革对非农男性跨户籍通婚概率的影响,用农村男性跨户籍通婚的概率的变化控制时间趋势也存在高估的风险。因此,表3中的结果可以被理解为户籍改革对于城镇男性跨户籍概率影响的上限的估计。在接下来的分析中,我们分别从不同类型的人口的角度考察了户籍改革对跨户籍通婚以及对农村女性流动的影响。

(三)各类跨户籍通婚的时间趋势:分组前后比较(BeforeAfter)

我们分别从农业女性、非农女性、农业男性和非农男性四个不同的角度来考察户籍改革对于跨户籍通婚的影响。每个类型的居民在婚姻选择的过程中均有两种可能:与户籍内的异性结婚和与户籍外的异性结婚。图3报告了每种类型的居民与户籍外的异性通婚的概率。A图反映了农业女性和非农男性通婚的概率。在20世纪80年代,农业女性和非农业男性结婚的概率甚至略有下降,到了90年代才转为平缓的上升。直到1998年以后,两者通婚的概率开始有显著的上升。与左上图相对应的是右下图(D),它是从非农男性的角度来考察跨户籍通婚的可能性。对这组人而言,1998年之前跨户籍通婚的概率同样变化平缓。一直到1998年以后,他们与农业户籍女性通婚的概率才显著增加,而且上升的势头非常明显。尽管考察的角度略有不同,左上图(A)和右下图(D)所反映的都是农业女性和非农男性之间通婚的变化趋势。与之相对应的是右上图(B)和左下图(C),它们分别从非农女性和农业男性的角度描述了两者之间通婚比例的变化趋势。由图中可以看出,此类跨户籍通婚数量较少。然而在20世纪80年代以来,它们呈现出不断增加的趋势,不过这种趋势并没有因为1998年户籍政策的改变而改变。它表明了1998年户籍政策改革对跨户籍通婚的影响主要体现在跨户籍婚姻的子女户口选择上。给定非农业户口的价值高于农业户口,同时给定1998年以前子女户口随母的规定,那么非农业女性和农业男性之间的通婚在子女的户口选择上不会受政策改变的影响。而对于农业女性和非农男性之间的婚姻,由于可以为其子女选择非农户口,这使得婚姻的潜在价值增加。

为了更严格的考察户籍改革与跨户籍通婚的影响,我们估计了一组线性概率模型:

其中g=1、2、3、4分别代表农业女性、非农女性、农业男性和非农男性四组样本,这意味着我们针对这四组样本分别估计线性概率模型。因变量y=1代表与户籍外的异性通婚,y=0代表户籍内通婚。X以及Policy98的含义与模型(2)相同。

对于农业女性(表4第1列),嫁给非农男性的概率随着年龄先增加然后下降;其教育水平和收入水平越高,嫁给非农男性的概率也越高。此外,我们发现夫妻间的特征差异(年龄、教育水平、收入)越大,更有可能属于跨户籍通婚。从地区特征看,本地区女性的比例和不平等程度的上升均降低了农业女性嫁给非农男性的概率。原因大概在于这两者均使得农业女性处于更为不利的地位。而随着城市化程度(非农人口比重)的增加,农村女性嫁给非农男性的概率也显著增加。此外,在较晚年份结婚的样本更有可能是跨户籍婚姻。在控制所有上述因素之后,1998年以后结婚的跨户籍婚姻数量仍然比1998年之前显著高出约2.3%。

表4第2列给出了非农女性的估计。其教育水平越高越不会嫁给农业男性,男性和女性在年龄和教育上的差异越高,跨户籍婚姻的概率越低。此外,地区不平等程度越高,非农女性嫁给农业男性的概率越高;城镇化程度越高,跨户籍婚姻的概率也越低。最后,在控制了省份虚拟变量以及分省份的时间趋势后,1998年以后跨户籍婚姻的概率要显著高于1998年之前。第3、4列分别为农业男性和非农男性的结果。对于前者,较高的人力资本水平和收入水平,增加了其与非农女性通婚的概率;非农男性的结果则刚好相反。对于农业男性,他们和与之通婚的非农女性之间的特征差异要小于和农村女性的差异;而对于非农男性,他们和通婚的农业女性间的特征差异要大于和非农女性间的差异。此外,不平等程度降低了农村男性跨户籍通婚的概率、增加了非农男性跨户籍通婚的概率;城市化水平增加了农村男性跨户籍通婚的概率,而降低了非农男性跨户籍通婚的概率。

总结表4中的结果,我们发现无论从哪个角度讲,1998年的户籍改革均促进了农业与非农业之间的跨户籍婚姻。但是正如我们在图3中看到的,户籍改革对于不同类型的跨户籍婚姻的影响是不同的。从农村来看,农业女性和男性样本所对应的户籍改革的系数分别为2.3%和0.5%。表明这一政策对农业女性的影响更大。从非农居民的角度看,女性和男性样本的户籍改革系数分别为2.1%和7.7%。之所以后者的影响大一些,主要是因为其跨户籍通婚的对象是农村女性。因此,表4中(1)和(3)、(2)和(4)之间政策系数的差异均归因到农业户籍女性。户籍改革之所以对涉及这类人群的跨户籍婚姻影响更大,主要是因为在户籍改革之前,无论其配偶的户口状况如何,农村女性的户口决定了其子女的农业户口。户籍改革也改变了农村女性在这方面的不利地位。

五、户籍改革与农村女性的迁移

在前面的分析中,我们并没有重点考察城乡人口在地域上的分割。事实上,我国农业非农业户口的划分在很大程度上是与居民的住所密切相关的。因此农业与非农业户口之间的通婚意味着其中至少一方将要迁移。在中国的社会传统以及制度安排下,往往是女方迁往男方、农村迁往城市。不过很多研究者指出,中国城乡分割的户籍制度,阻碍了农村居民的迁移,加大了他们在社会经济地位方面向上流动的阻力。Au et. al, (2007)进一步指出,子女户口的“母系传承”规定,使得农村女性迁往城市地区的阻力进一步加大。我们接下来要考察的是,婴儿户口随母制度的改变,是否导致了农村女性迁移概率的增加。

注:图中所绘为结婚年份虚拟变量的系数。因变量为是否因婚嫁而离开户籍所在地(是=1/否=0)。为了便于解释,我们采用了线性概率模型。此外还控制了样本的教育水平和所在省份的虚拟变量。

图4的结果表明农村女性在1998年之后因为婚嫁而迁移的概率显著增加。但是,在城市女性的样本中我们并没有发现类似的变动。不过,对于城市女性而言,她们因婚嫁而迁移的概率在1996年之后有一个显著的上升。我们猜测这与1997年的所有制改革有关。1997年召开的中共十五大加快了经济体制改革的步伐。随着企业改革的深化、技术进步和经济结构调整,人员流动和职工下岗亦难以避免。这意味着很多劳动者与原单位之间长期稳定的关系不复存在。他(她)们也不再被制约留在单位所在地,从而有了更大的流动自由。在这种情况下,女性更有可能因为婚姻的原因而迁离其户籍所在地。

由于在中国社会中,婚姻双方往往是女方迁往男方,因此无论是农村男性还是城市男性,因为婚嫁而迁移的比例本身就比较低。因此我们没有报告男性的结果。

图4中,农村女性因为婚嫁而迁移既有可能迁到其他农村地区,也有可能迁移到城镇地区。由于对于农村内部的婚姻而言,他们的子女无论如何都是农村户口。考虑到子女户口的城乡差异要远大于相同类型户籍在不同地区之间的差异,子女户口政策的改变应该主要对迁移到城市产生影响,而不影响农村内部迁移。这个假设得到了图 5的证实。我们把农村妇女按照她们(迁移以后)的所在地分为三组:城市、郊区和农村。可以看出,农村女性因为婚姻而迁往他地的比例一直在增加。但是只有迁往城市和郊区的概率在1998年以后显著的上升,特别是迁往城市地区的情况,1999年的概率比1998年增加了50%左右。而迁往其他农村地区的概率只是延续了1998年以前业已存在的增加趋势。

注:图中所绘为结婚年份虚拟变量的系数。因变量均为是否因婚嫁而离开户籍所在地(是=1/否=0)。利用的样本分别来自城市地区、郊区和农村地区。为了便于解释,我们采用了线性概率模型。此外还控制了样本的教育水平和所在省份的虚拟变量。

因此,本节的研究结果证实了原有的户籍制度阻碍女性城乡流动的论断。不仅如此,我们指出了户籍制度影响城乡迁移的一个具体途径:与子女身份确定相关的户籍制度通过影响婚姻的潜在收益进而影响人们的迁移决策。当我们取消对农村女性在子女户口方面的歧视之后,农村女性迁往城市的概率明显增加。

六、总结与讨论

1958年全国人民代表大会常务委员会通过的《中华人民共和国户口登记条例》对中国社会产生了深远的影响,使得中国社会的城乡二元特征更加明显。经过数十年的发展,城乡户籍的差异已经影响到子女身份、地位、收入、福利、生活条件、就业、教育等方方面面。进入20世纪90年代以来,我国的户籍制度开始出现松动。时隔40年之后的1998年,国务院转批了公安部《关于解决当前户口管理工作中几个突出问题的意见》,被一些人认为是中国户籍制度改革的开始。时至今日,这一政策改变对我国社会经济的影响尚很少被研究。

本文考察了决定子女户口的规则改变对于跨户籍婚姻的影响。当夫妻双方的户口不同时,新的户籍制度允许父母根据任何一方的户口来确定子女户口。给定城市户口好于农村户口,这一变动将主要对农村女性和城市男性的结合产生影响。本文的实证结果验证了这一结论。我们可以从这一结果中得到如下启示。首先,城乡户籍差异仍然是人们在进行婚姻决策时考虑的重要变量。这也说明了如下的简单事实:户籍差异仍然存在。消除城乡户籍差异仍然任重道远。其次,我们发现户籍制度的改变促进了农村女性向城市的流动。这从一个具体的方面说明,原有的户籍制度限制了城乡间的劳动力流动。要进一步促进城乡之间的劳动力流动、使资源得到有效配置,对户籍进行改革非常必要。最后,户籍改革不仅促进了城乡通婚、增加了农村女性的流动,还改变了城乡婚姻市场的供给需求状况。这进一步会对人们的经济行为和福利产生影响。本文给出了这方面的一些初步证据,但还有待于更深入的研究。

当然,本文只是关注了城乡户籍之间的差异。实际上,即便是相同类型的户口,地区的差异也非常明显。比如,同为城镇户口,北京、上海等大城市的户口的价值要远远高于一些中小城市。原有的户籍制度所限制的不仅是城乡居民间的通婚以及城乡流动,对于不同城市间的通婚和流动也有同样的限制。因此,1998年的户籍改革也会对不同地区间(不考虑城乡)户口的通婚以及劳动力流动产生影响。其影响机制与城乡间的影响机制是类似的,但这仍然是未来需要进一步研究的内容。

最后,虽然户籍制度将我国居民分为城乡两部分,但是,农村居民仍然能够通过一定的渠道获取城市户口(邢春冰,2010)。如果能够将户口转换的情况考虑进来,将使本文的分析更加有力。遗憾的是,我们的数据只给出了当前的户口状态,并没有户口转换的情况。因此本文没有深入考虑这方面的内容。不过,虽然我们并不能排除因婚姻而转换户籍的可能,日常的观察和本文的结果均表明,这种转换即便是可能的,其成本也是极其高昂的。否则1998年的政策改变不会对跨户籍婚姻有如此显著的影响。

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