[摘 要] 同质婚是指夫妻双方社会人口特征比较相似的婚姻，是社会阶层固化程度的一个反映。使用2013年“社会发展与社会建设”全国抽样调查数据，考察不同社会群体选择教育同质婚、职业阶层同质婚和户口同质婚的影响因素。结果发现，位居教育层级两端的被访者更可能选择教育同质婚；位居职业阶层底端的被访者更可能选择职业阶层同质婚；受教育水平越高的被访者，越可能选择非农户口同质婚；女性比男性更倾向于选择非农户口同质婚。总体而言，婚配模式的选择既体现出了个人偏好与个人理性，同时亦受个人所处社会结构位置的约束。
[关键词]同质婚 异质婚 婚配模式 婚姻匹配
一、同质婚研究问题缘起
婚姻是人类社会生生不息、延续至今的重要组织机制。谁与谁结婚不仅影响个人幸福，亦能反映出整个社会结构的流动状况。不同群体间通婚越频繁，说明这个社会的阶层流动性越好，群体互动越和谐。描述各个群体通婚状况的两个基本概念分别是同质婚(homogamy)和异质婚(heterogamy)。同质婚指男女双方在年龄、收入、教育水平、家庭背景、宗教信仰、种族等一个或多个方面相匹配、相类似的婚姻，中国传统社会强调的“门当户对”实际上就是家庭背景同质婚；异质婚指男女双方在以上某个或某些研究维度上不匹配、彼此差距较大的婚姻。
婚姻美满、家庭和谐是一个社会稳定有序发展的重要前提。据统计，2017年中国有558万对新人结婚，同时又有185万对夫妻离婚，北京、上海、广州等特大城市的离婚率更是高居全国前列。离婚的原因多种多样，但一个不容忽视的因素是夫妻在某些特征上的不匹配、不和谐造成了婚后相处困难。目前，学界对这些影响婚姻配对模式的因素尚缺乏系统完整的分析。
从技术原理角度而言，蛋白质印迹检测技术是借助聚丙烯酰胺凝胶电泳，分离外源蛋白质，并与显色酶反应，通过结合反应实现分离检测。对转基因食品进行不可溶蛋白质的分析时，采用蛋白质印迹检测技术，能够检测出蛋白质含量，并且与蛋白质预定限值作对比分析，进而明确转基因食品的质量和安全性。
个人在选择配偶时，究竟是更可能从个人理性出发，按照自己的主观偏好择偶；还是更多考虑外在社会结构因素，在既定的机会结构约束下选择配偶？哪些群体会选择同质婚，哪些群体会选择异质婚，如何理解这些特定选择行为背后的原因？例如，高教育群体一定会选择同质婚吗？职业阶层地位越高的群体一定会选择同质婚吗？收入水平的高低会影响人们的婚配模式选择吗？年龄越大越可能选择同质婚吗？婚姻匹配模式的选择存在性别差异吗？诸如此类问题，均需要通过系统的实证资料予以回答。
二、文献回顾与研究假设
国内外研究均已证实，同质婚是当代人类婚姻生活的主流模式，是一种包括教育同质婚、社会阶层同质婚、家庭背景同质婚、户口同质婚、独生子女身份同质婚、收入同质婚等多种类型在内的婚姻匹配模式。[1-13]这些研究无疑加深了我们对各类同质婚现象的理解，但明显不足的是没有进一步分析同质婚产生的原因。人类婚姻生活为何会普遍存在着同质婚现象？有两种理论视角对此做出了解释。
第一种解释强调个人偏好的作用。社会心理学认为，相似性会产生吸引力，尤其是在邂逅和结婚阶段，[14]原因是相似性提升了人们对自我的认知与评价，[15]所以人们倾向于选择与自我评价结果更一致的人结婚。这说明个人的择偶偏好、择偶标准会影响婚配模式的选择。以此推论，人们对自己教育水平、职业阶层地位、户口状况的认知会投射到配偶身上，更愿意选择和自己教育、职业、户口相似的人结婚，因为这种相似性提升了个人对自我的认知与评价。基于择偶偏好理论，提出如下假设。
假设1：人们更可能与自己社会人口特征相似的人结婚。
第二种解释强调机会结构的作用。该理论认为，个人的择偶偏好、选择范围和选择能力会因人们面临的机会结构的变化而变化，从而影响婚姻匹配的结果。简言之，婚配对象只能从可以接触到的人群中产生。例如，青年男女从学校毕业时，他们会更多地从同学中寻找结婚对象，由此产生了教育同质婚。[1]其他诸如工作场所、邻里、俱乐部等固定活动场所，也为男女双方频繁互动提供了机会，容易产生同质婚。[16]
机会结构理论表明人们在择偶时面临的外部约束是不同的。外部约束越多，择偶的范围越窄，圈子越小，可供选择的潜在结婚对象也就越少；相反，外部约束少则意味着可选择的范围大，更可能发生跨越群体边界的通婚模式。就整个社会的分层结构而言，教育水平越高、阶层位置越高、非农户口的群体，由于其掌控的社会资源更多，从而越可能成为低教育、低社会阶层、农业户口群体“高攀”的对象，底层群体的交友范围明显小于中上层群体。基于这一理论解释，提出如下假设。
假设2a：受教育水平越低的群体，越可能与自己特征相似的人结婚。
1批含量测定结果值低于99.0%，23批（19%）含量测定结果值在99.0%～100%之间，95批（80%）在100%～105%之间。大部分样品含量测定结果值超出100%。分析原因，这些样品大多为铵矾冒充或掺伪，由于铵矾摩尔质量数（453.3）小于钾矾摩尔质量数（474.4），按药典标准方法滴定铝的含量时，铵矾消耗EDTA体积偏大，最终导致测定结果偏高。药典中含量测定项限度如增加上限，可有效控制铵矾掺伪的情况。
假设2b：社会阶层地位越低的群体，越可能与自己特征相似的人结婚。
虽然今天我没把砖头吹倒，但我明白了一个道理：做任何事都不能只靠蛮力，蛮力有时是解决不了问题的，要开动脑筋，用智慧寻求最好的解决方法。
有时候这会涉及到漫长的适应和调整过程，经常长达数月之久。身份的确定，家庭成员外出的膳食，必要的交通安排，与家庭成员的谈话和使他们理解现实的状况，以便赢得他们的合作。这种研究显示，有时候只能从事一些简单的工作，有时候则完全一事无成。慢性病必须经历一个漫长而乏味的治疗过程，为了实现让病人为他的治疗而定期复诊的目标，这可能涉及到需要从地理位置与经济的角度总体上重组病人的家庭。这常常包括教育病人，提醒患者虽然他的症状有所改善，但是他仍未完全痊愈的过程。
假设2c：相比非农户口群体，农业户口群体更可能与自己特征相似的人结婚。
三、数据、变量与方法
(一)数据
数据源自上海大学社会学院2013年开展的“社会发展与社会建设”全国调查项目。该调查从全国六大行政区中各抽取一个代表性的省份作为调查样本(包括甘肃、广东、河南、吉林、云南和上海)，采用多阶段分层PPS抽样进行入户调查。每个省或直辖市抽取8个街道(乡镇)，并从每个被抽中的居委会(村委会)中随机抽取25户作为调查样本。调查对象设定为18-69岁的常住人口。最终获得有效样本5745个，从中选择初婚有配偶的4455个样本作为研究对象，数据已根据各阶段权重进行加权调整。
(二)变量
因变量包括夫妻双方的教育匹配、职业阶层匹配和户籍匹配状况，自变量包括被访者的性别、年龄、教育水平、收入水平、职业阶层类别、政治身份与户籍状况等社会人口学特征。
关于不同社会群体的择偶模式，还有两点值得深入探讨。
第二个因变量是阶层地位匹配。本次调查收集了夫妻双方的具体职业信息，并依据2010年中国第六次人口普查的职业代码对问卷中的具体职业进行了编码。第六次人口普查的职业代码根据职业性质和劳动复杂程度共分成了八大类，为了处理方便，把这八大类进行了重新归类和再编码，最终形成了十阶层模型，即：① 国家机关、党群组织、事业单位负责人(党政精英)，② 企业管理人员(经济精英)，③ 中、高级专业技术人员(技术精英)，④ 一般专业技术人员，⑤ 小业主、自雇者，⑥ 办事人员和有关人员，⑦ 技术工人，⑧ 一般工人，⑨ 农业劳动者，⑩ 其他(军人及其他不便分类从业人员)。
在上述十阶层模型中，由于党政精英数量极为有限，为便利分析，进一步合并了一些职业阶层类型。具体而言，把原第一类党政精英、第二类经济精英、第三类技术精英合并为第I大类职业阶层“精英层”，原第四、五、六类合并为第II类职业阶层“中间层”，原第七、八类合并为第III类职业阶层“工人”，原第九类重新编码为第IV类职业阶层“农业劳动者”，其余无法识别的职业类型舍去。然后结合性别变量来识别夫妻身份，分别从被访者及其配偶中提取出丈夫和妻子的职业阶层地位，生成夫妻职业阶层变量；最后比较夫妻的职业阶层类型后，形成职业阶层匹配变量，夫妻职业阶层地位相同记为1，不同记为0。
The research work was co-supported by the National Natural Science Foundation of China(No.51576009)and the Projects of International Cooperation and Exchanges National Natural Science Foundation of China(Nos.11661141020 and 517115 30036).
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第三个因变量包括两个测量维度，分别是农业户口匹配和非农业户口匹配。首先根据问卷中被访者的户口登记状况，把全部样本划分为农业户口样本和非农业户口样本两类；其次根据性别变量识别出夫妻双方的户籍身份，分别生成夫妻户籍变量；最后比较夫妻的户口类型，非农户口匹配变量设定为双方为非农业户口记为1，不同记为0；农业户口匹配变量设定为双方农业户口记为1，不同记为0。
学生顶岗实习管理系统主要面向高职院校学生的顶岗实习管理，需要根据教师、学生的职责进行任务的分配，对学生实习过程中涉及的学生基本信息、周志、实习总结、教师分阶段评价等信息进行详细的记录和梳理，从而有效的提高学生顶岗实习过程管理的质量，做到规范性。
自变量包括性别，男性=1，女性=0；年龄，实际申报的周岁年龄；教育水平，小学及以下=1，初中=2，职高/普通高中/中专/技校=3，大学专科及以上=4；收入，年收入水平取自然对数；职业阶层，农业劳动者=1，工人=2，中间层=3，精英层=4；政治身份，党员=1，非党员=0；户口，非农户口=1，农业户口=0。
(三)分析方法
使用的因变量均为0-1二分变量(binary variables)，研究目标是探索哪些社会人口特征会影响个人对同质婚或异质婚的选择，因此选用二元逻辑斯谛模型(binary logistic regression model)进行回归分析。[17](P185-225)模型设定如下：
(1)
模型A中，初中学历被访者选择非农户口同质婚的比率是参照组的2.52倍，高中学历被访者是参照组的2.57倍，大学学历被访者是参照组的5.03倍。党员选择非农户口同质婚的比率高出非党员75%。
式(1)的设定有两点需要说明。
第一，自变量职业阶层类型中的“农业劳动者”不能狭义地理解为“农民”，因为这个职业类型包含了所有农林牧渔等相关行业的劳动者，他们的户口并非全是农业户口。为了精确测量“农业户口的农业劳动者”与“非农户口的农业劳动者”在选择婚姻匹配类型上有何不同，使用了职业阶层类别与户口状况的交互项。
沈小小是在第二年暮春分娩的，是个大胖小子，李家高兴得不得了，整整摆了三天的流水席。而沈小小却在盘算，自己的时日已经不多了，她准备满月后就把孩子偷偷交还给张满春，这是他的骨肉，不能让他在这充满霉味的天井屋里久留。她觉得只有这样才对得起那个血性的男人。
第二，根据对农业户口样本和非农户口样本的区分，户口同质婚可以进一步分成农业户口同质婚和非农户口同质婚两类。虽然二者都是同质婚，但非农户口同质婚显然代表了夫妻双方在户籍甚至家庭背景上的强强联合，它积聚了更多的社会资源。因此，把户口匹配模型细分为非农户口同质婚模型和农业户口同质婚模型来分析，并比较社会人口学变量在这两类同质婚上的异同。
四、分析结果
变量描述性统计结果见表1。可以看出，教育匹配婚姻中夫妻同质婚近六成，职业阶层匹配婚中同质婚占一半以上，而在户口匹配婚姻中，非农户口同质婚和农业户口同质婚均高达相应样本量的九成多。总之，教育水平、职业阶层位置和户口类型的婚姻匹配结果均显示，同质婚是婚姻配对的主要形式。
由表1还可以看出，在全部初婚有配偶的调查样本中男性占49%，样本的平均年龄为46岁。小学及以下的被访者占35.9%，初中占30.4%，
表1 描述性统计
变量均值标准差最小值最大值样本量教育水平匹配=1,不匹配=00.590.49014455职业阶层匹配=1,不匹配=00.520.50014455非农户口匹配=1,不匹配=00.900.30011858农业户口匹配=1,不匹配=00.930.26012589性别(男=1,女=0)0.490.50014455年龄46.2412.1818714455教育水平(小学=1,初中=2,高中=3,大学=4)2.131.07144452收入(取对数)9.511.194.6117.224352职业阶层(社会精英层=1,社会中间层=2,工人劳动者=3,农业劳动者=4)2.920.94144288党员=1,非党员=00.120.32014455非农户口=1,农业户口=00.420.49014453
注：18-69岁为调查设计阶段设定的年龄范围，实际调查到的样本最大年龄为71岁。
高中占18.4%，大学及以上占15.3%。被访者的年收入(取自然对数)均值为9.51，换算为原始值后得到被访者年均收入为13494元。农业劳动者占31%，工人占39%，位居中间的职业阶层占20%，位居顶端的精英职业层占比近1成。中共党员约占12%，非农户口样本约占42%。
(一)教育同质婚
[5]李煜. 婚姻的教育匹配：50年来的变迁[J]．中国人口科学，2008(3).
上述发现部分支持了研究假设2a。中等教育水平被访者择偶的范围比参照组更广泛，因此他们更不可能选择教育同质婚。换言之，与中等教育水平的被访者相比，小学及以下教育水平的被访者更可能在相同教育水平的人群中寻找配偶。
大学及以上教育水平的被访者，他们选择教育同质婚的可能性与参照组没有显著统计差别，这支持了假设1。与中等教育水平被访者相比，高等教育水平被访者也倾向于在教育水平相同的群体中寻找配偶。
教育同质婚的分析结果表明，择偶偏好理论和机会结构理论均得到了部分支持。择偶偏好理论更适用于高教育水平群体，机会结构理论则更适于中等教育水平群体，而最低教育水平群体的婚配选择行为可以同时用这两种理论来解释。
(二)阶层地位同质婚
表3汇报了职业阶层地位匹配模型的分析结果。表3的整体模型检验显示，似然比卡方值具有高度的统计显著性，整体模型约解释了6.96%的因变量变异。
由表3可以看出，被访者的年龄每增加1岁，选择职业阶层同质婚的比率下降1%。即，年龄越大的被访者越不太看重配偶的职业阶层地位。
表2 教育同质婚影响因素的回归分析
变量优势比(odds ratio)男性(女性)1.10年龄0.98∗∗∗初中(小学及以下)0.45∗∗∗高中(小学及以下)0.30∗∗∗大学(小学及以下)0.79收入:取对数0.94农业户口#社会精英层(农业户口-农业劳动者)1.16非农户口#社会精英层(农业户口-农业劳动者)1.29农业户口#社会中间层(农业户口-农业劳动者)0.93非农户口#社会中间层(农业户口-农业劳动者)1.06农业户口#工人劳动者(农业户口-农业劳动者)0.93非农户口#工人劳动者(农业户口-农业劳动者)1.09非农户口#农业劳动者(农业户口-农业劳动者)0.60党员(非党员)0.93截距9.02∗∗∗LR x2243.33∗∗∗df14McFaddens R2 (%)4.3N4199
注：*,p<0.05;**,p<0.01; ***,p<0.001；括号内为虚拟变量参照组；标准误(standard errors)省略；#表示两个变量的交互作用。
表3 阶层地位同质婚影响因素的回归分析
变量优势比(odds ratio)男性(女性)1.09年龄0.99∗∗∗初中(小学及以下)1.19高中(小学及以下)1.16大学(小学及以下)1.20收入:取对数1.01农业户口#社会精英层(农业户口-农业劳动者)0.03∗∗∗非农户口#社会精英层(农业户口-农业劳动者)0.16∗∗∗农业户口#社会中间层(农业户口-农业劳动者)0.16∗∗∗非农户口#社会中间层(农业户口-农业劳动者)0.24∗∗∗农业户口#工人劳动者(农业户口-农业劳动者)0.44∗∗∗非农户口#工人劳动者(农业户口-农业劳动者)0.58∗∗∗非农户口#农业劳动者(农业户口-农业劳动者)0.48∗∗党员(非党员)1.00截距3.02LR x2403.84∗∗∗df14McFaddens R2(%)6.96N4199
注：同表2。
再来看户口与职业阶层地位的交互效应。农业户口精英职业阶层选择职业同质婚的比率低于参照组97%，非农户口精英职业阶层选择职业同质婚的比率低于参照组84%，农业户口职业中间阶层选择同质婚的比率低于参照组84%，非农户口职业中间阶层选择同质婚的比率低于参照组76%，农业户口工人劳动者选择同质婚的比率低于参照组56%，非农户口工人劳动者选择同质婚的比率低于参照组42%，非农户口农业劳动者选择同质婚的比率低于参照组52%。
上述结果支持了研究假设2b。阶层地位同质婚的发现更适合用机会结构理论来解释。社会阶层地位越低，受到择偶机会结构约束的范围越大，越可能从相似的人群中选择结婚对象。相比最低职业阶层，社会阶层地位越高的受访者选择同质婚的概率越低。
(三)户口同质婚
表4给出了户口婚配模型的分析结果。考虑到农业与非农业这两种户口所承载的社会资源完全不同，把户口同质婚模型进一步拆分为两个子样本模型，模型A针对的是非农户口子样本，模型B针对的是农业户口子样本。
先看模型A。似然比卡方值显示整体模型具有高度的统计显著性，并且解释了因变量变异的9.36%。男性选择非农户口同质婚的比率较女性低61%，这说明女性比男性更看重对方的户籍状况，可能女性出于自身安全感的需要，更倾向于寻找非农户口男性为配偶。
模型A中，年龄每增加1岁，选择非农户口同质婚的比率上升7%。这一发现与教育同质婚模型、阶层地位同质婚模型的结果不同。可见，年龄越大的被访者在择偶时，可能不太看重对方的教育水平和职业阶层地位是否与自己匹配，但肯定关心对方的户口状况是否与自己相同。
表4 户口同质婚影响因素的回归分析
变量模型A非农户口样本模型B农业户口样本优势比(oddsratio)优势比(oddsratio)男性(女性)0.39∗∗∗2.94∗∗∗年龄1.07∗∗∗0.98∗初中(小学及以下)2.52∗∗0.42∗∗∗高中(小学及以下)2.57∗∗∗0.20∗∗∗大学(小学及以下)5.03∗∗∗0.04∗∗∗收入:取对数1.190.66∗∗∗农业户口#社会精英层(农业户口-农业劳动者)0.70非农户口#社会精英层(非农户口-农业劳动者)1.02农业户口#社会中间层(农业户口-农业劳动者)0.48∗∗非农户口#社会中间层(非农户口-农业劳动者)0.92农业户口#工人劳动者(农业户口-农业劳动者)0.63∗非农户口#工人劳动者(非农户口-农业劳动者)1.59非农户口#农业劳动者(农业户口-农业劳动者)党员(非党员)1.75∗0.87截距0.04∗∗3457.71∗∗∗LR x2100.7∗∗∗209.55∗∗∗df1010McFaddens R2(%)9.3617.02N17342461
注：同表2。
式(1)中P指的是人们选择同质婚的概率，向量X代表一系列社会人口学自变量，包括被访者的性别、年龄、教育水平、收入水平、职业阶层类型、政治身份与户口状况等；列向量β表示各自变量对应的回归系数，ε为模型的随机误差项。
再看模型B。似然比卡方值显示整体模型具有高度的统计显著性，并且解释了17%的因变量变异。男性比女性更可能选择农业户口同质婚，年龄每增加1岁，选择农业户口同质婚的比率下降2%。这与模型A的结果也是一致的。
模型B中，教育水平越高的被访者，越不可能选择农业户口同质婚。对数收入每增加1个单位，选择农业户口同质婚的比率下降34%。[18]这说明收入水平越高的农业户口被访者，越重视婚恋对象的户籍是否为非农业。
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研究结果表明，择偶偏好理论和机会结构理论各有其适用性，个人理性与外在结构的作用在择偶过程中均有所体现。个人在择偶时是否会选择教育水平相当的配偶，这主要与个人的年龄和教育水平两个因素紧密相关。适婚年龄较小的被访者、位居教育层级两端的被访者，他们更可能缔结教育同质婚。这说明高教育水平被访者，结婚时可能更看重双方在受教育层次上的匹配，从而“主动”选择了教育同质婚，验证了社会心理机制的作用；而低教育水平被访者由于择偶范围相对狭窄，“被动”选择了教育同质婚，说明机会结构理论也部分解释了婚姻匹配的模式。
以上结果表明，择偶偏好理论和机会结构理论都得到了部分证据的支持。机会结构理论更适于非农户口群体，该群体更可能发生跨越户口类型的异质婚。农业户口受访者的择偶行为可同时用择偶偏好理论和机会结构理论来解释，该群体更可能在相似人群中寻找配偶。这同时支持了假设1和假设2c的预测。
五、讨论与结论
(一)对研究发现的总结
目前，社会资源在各个群体和阶层中的分布是非常不平衡的，尤其表现在教育资源分配不公平、贫富差距扩大、户籍制度带来的社会福利分配不公等方面。婚姻关系的缔结有时恰好会强化这种不平等，同质婚现象就是如此。文章从教育同质婚、阶层地位同质婚和户口同质婚三个维度，结合择偶偏好理论和机会结构理论，阐明了影响这三类婚姻匹配模式的主要社会人口学因素及其形成机制。
择偶偏好理论和机会结构理论各有不足。择偶偏好理论片面强调了认知与感受的作用，认为同质婚源于自我特征在配偶身上的认知投射。该理论忽视了个人理性在择偶中的重要性，例如，出于经济理性考虑，传统社会中女性更可能选择向上高攀的婚姻模式。同样，机会结构理论的解释也存在缺陷。它忽视了个体择偶的能动性。即便如该理论所说，婚配对象只能从可接触到的人群中产生，但在这一人群中选择什么样的结婚对象却不是随意的，个人的择偶偏好与判断往往起了关键作用。
模型B还显示，社会顶端(精英职业阶层)和底端(农业劳动者)的群体在选择户口婚配类型上没有实质差别，但中间两类阶层群体在择偶时则更愿从非农户口人群中挑选。
第一，通过研究同质婚现象重新认识社会阶层固化问题。高教育水平群体不但可以从本群体中择偶，同时也是其他群体高攀的对象，按常理推断，该群体更不可能发生同质婚。但事实是，他们仍倾向于选择教育同质婚、非农户口同质婚。给定择偶标准，只有当大学水平被访者无法实现同质性匹配时，才可能退而求其次，在低教育层级中寻找配偶。相反，初中、高中教育水平的被访者，他们在择偶时既不像大学水平被访者那样有寻找相同学历配偶的强烈动机，也不像小学水平被访者那样在婚姻市场面临较强的外部结构性限制，所以该群体最不可能产生教育同质婚。
(二)进一步的讨论
第一个因变量是教育匹配。按“小学及以下”“初中”“职高/普通高中/中专/技校”“大学专科及以上”把被访者的教育水平划分成四个类别；然后以性别变量来识别，分别从被访者及其配偶中提取出丈夫和妻子的受教育水平，生成夫妻教育水平变量；比较夫妻的教育水平后形成教育匹配变量，二者教育水平相同记为1，不同记为0。
阶层地位越高的被访者选择职业阶层同质婚的比率越低，跨阶层通婚的概率越高。相同职业阶层地位中，非农户口被访者更可能选择职业阶层同质婚。这些结果均表明，位居户口和阶层地位底端的被访者囿于择偶范围，他们更可能“被动”的选择职业阶层地位相似的人结婚，从而在大量农业户口的农业劳动者之间产生了职业阶层同质婚现象。这一发现也验证了机会结构理论对社会底层婚配模式的解释。
这一结果说明，社会的固化机制和程度远比新闻媒体报道的要复杂得多。精英阶层试图通过联姻的方式继续维持其精英地位，该阶层向社会其他阶层开放的程度是很低的。社会底层的固化不但表现在低社会阶层地位的父代-子代传递，还表现在两个低社会阶层家庭以通婚方式双重叠加产生了新的弱势阶层家庭。
第二，通婚圈的地理扩散性与等级同质性问题。通婚圈即通婚范围，包括地理通婚圈和社会等级通婚圈两个方面。地理通婚圈指的是夫妻双方户口的地理空间距离，社会等级通婚圈指的是夫妻双方社会阶层地位的差别。社会底层群体受外在机会结构的限制，其通婚对象往往是区域性的、局部性的，例如20世纪八九十年代中国农村青年多从同村、邻村选择结婚对象。
2000年后，越来越多的农村青年走上了进城务工的道路，随着他们社会交往范围的扩大，跨县、跨市甚至跨省的婚姻时有发生。不少人口调查都表明，青年流动人口的通婚距离已远远超过他们的父辈，其通婚圈出现了明显的地理空间扩散性。[19]照此推论，这是否也意味着进城务工给农村青年带来了婚姻匹配上的异质性呢？实际上，进城务工只是横向扩大了农村青年的通婚圈，就其接触的婚配对象的社会等级地位而言，并未有明显提升。也就是说，进城务工对农村青年的社会等级通婚圈并无实质改善。对当代社会底层青年而言，地理空间的流动导致他们的通婚圈出现了地理扩散性与等级同质性并存的局面。
(三)结论
婚配模式的选择既折射了人们的择偶偏好与个人理性，也反映了外在社会结构对个体选择行为的限制。研究结果表明，择偶偏好理论和机会结构理论都有一定的解释力。
研究中纠正了一些传统的看法：虽然同质婚是当代中国社会婚姻匹配的主流模式，但这并不意味着各个群体都倾向于在群体内部择偶，不能笼统地说同质婚现象适用于各类人群。实际上，教育同质婚仅发生在教育层级的两端，阶层地位同质婚也仅发生在职业阶层序列的底部，并不是主流观点认为的所有群体内部均以同质婚为主。
研究的政策含义是，应充分重视、关心社会底层群体的婚姻状况。婚姻匹配研究之所以会成为人口学、社会学、经济学等社会科学的一个重要话题，根本原因在于透过这一社会现象能窥探到阶层间流动或固化的程度。当代中国社会，底层群体人数众多、择偶范围狭窄，极易引发阶层固化和同质婚现象。努力提高这一群体的受教育水平和职业劳动技能，是帮助他们纵向扩大择偶范围、促进社会各阶层形成合理通婚格局的有效途径。
注释：
[1]Blossfeld, Hans-Peter. Educational Assortative Marriage in Comparative Perspective[J]. Annual Review of Sociology, 2009(35).
[2]Kalmijn, Matthijs. Shifting Boundaries: Trends in Religious and Educational Homogamy[J]. American Sociological Review, 1991(56).
[3]Rosenfeld, Michael J. Racial, Educational, and Religious Endogamy in the United States: A Comparative Historical Perspective[J]. Social Forces, 2008(87).
[4]Han, Hongyun. Trends in educational assortative marriage in China from 1970 to 2000[J]. Demographic Research, 2010(22).
基于相电流有效能量循迹法的配电网单相故障定位//童宁,张雪松,赵波,林湘宁,李正天,徐琛//(19):140
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表2报告了教育婚姻匹配影响因素的模型拟合结果。可以看出，男女在教育同质婚的选择上没有统计差别。年龄越大的被访者，选择教育同质婚的可能性越低。被访者年龄每增加1岁，选择教育同质婚的比率下降2%。初中和高中学历被访者选择教育同质婚的可能性较低，大学学历被访者则与参照组没有显著统计差异。高中学历被访者选择教育同质婚的比率较参照组低70%；初中学历被访者选择教育同质婚的比率较参照组低55%。
针对不同地区的教育事业发展和城镇化进程间的差异现象，也有学者对二者之间的关系展开研究。王朝明、孙志毅等人从城乡收入差距的角度入手，研究财政教育经费支出、城镇化和经济增长三者之间的关系，表明加大教育投入可以促进城镇化建设。
可以综合反映出住院费用各构成部分在一定时期内的综合变化情况，其值在0～100%波动，波动值越大，说明在比较期间内相关明细项目的结构变动程度越大。
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PreferenceandSocialStructure:TheFormationMechanismofHomogamy
MA Lei
(School of Sociology and Political Science, Shanghai University, Shanghai 200444, China)
Abstract:Homogamy refers to marriage matching patterns that husband and wife share similar sociodemographic characteristics, while heterogamy means that spouses show dissimilar sociodemographic characteristics. Using the 2013 “social development and social capacity building” national survey data, this article systematically investigates the choices of homogamy by different social-demographic groups in contemporary Chinese society. Results show that respondents at both ends of the education level are more likely to choose their spouses with the same level; respondents at the bottom of the occupational class are more likely to choose their partners in the same class; more educated respondents with non-agricultural Hukou status are more likely to choose spouses from the same Hukou status than those lower educated peers, while higher educated people with agricultural Hukou status tend to choose spouse from non-agricultural Hukou status than their lower educated peers; compared to men, women are more likely to choose non-agricultural spouses, but less likely to choose agriculture partners. In general, the choice of marriage matching pattern reflects both personal preference and individual rationality and is also bound by the position of the social structure in which individuals are located.
Keywords:homogamy; heterogamy; marriage matching patterns; assortative mating
[收稿日期]2019-01-14
[作者简介]马磊(1982-)，男，河南夏邑人，上海大学社会学院社会学系副教授。
[基金项目]国家社会科学基金重大招标项目“新社会阶层的社会流动与社会政治态度研究”(17ASH004)
[中图分类号]C913.13
[文章编号]1002- 3054(2019)08-0076-10
[文献标识码]A
[DOI]10.13262/j.bjsshkxy.bjshkx.190807
标签：同质论文; 户口论文; 阶层论文; 劳动者论文; 农业户口论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会生活与社会问题论文; 《北京社会科学》2019年第8期论文; 国家社会科学基金重大招标项目“新社会阶层的社会流动与社会政治态度研究”(17ASH004)论文; 上海大学社会学院论文;