家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響?yīng)?/h1>
2015-09-24 21:28伍再華等
人口與經(jīng)濟(jì) 2015年5期 關(guān)鍵詞：收斂性分位數(shù)回歸
伍再華等
摘要：（中）摘要利用1997-2013年美國、英國、中國等8個樣本國家的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板固定效應(yīng)模型，并運(yùn)用分位數(shù)回歸方法，考察了家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響。結(jié)果表明：家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有較顯著的正向影響；在不同分位數(shù)條件下，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響程度存在顯著的差異；亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。因此，政府應(yīng)從完善消費(fèi)金融市場、提高就業(yè)水平和健全社會保障體系等方面入手，一定程度上避免因過高家庭債務(wù)造成的婚姻不穩(wěn)定性問題。
關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞家庭債務(wù)；婚姻不穩(wěn)定性；收斂性；分位數(shù)回歸
中圖分類號：C92-05（中）中圖分類號文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2015）05-0001-12
基金項(xiàng)目：（中）基金項(xiàng)目國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“我國家庭債務(wù)增長的經(jīng)濟(jì)社會效應(yīng)與可持續(xù)性研究”（14BJL029）；教育部項(xiàng)目“中國家庭債務(wù)與公共債務(wù)變動的關(guān)聯(lián)機(jī)制研究”（12YJC790206）；湖南省社科規(guī)劃辦重點(diǎn)項(xiàng)目“中國收入不平等、金融創(chuàng)新與家庭債務(wù)：理論架構(gòu)、數(shù)量測度及政策含義”（13ZDB069）；湖南省社科規(guī)劃辦項(xiàng)目“中國家庭債務(wù)的規(guī)模估算、決定因素與宏觀調(diào)控機(jī)制研究”（11YBA283）。
作者簡介：（中）作者簡介伍再華，湘潭大學(xué)商學(xué)院副教授；冉珍梅，湘潭大學(xué)商學(xué)院碩士研究生；郭新華，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。
一、引言
20世紀(jì)90年代中后期以來，許多國家出現(xiàn)了離婚熱，英國和美國的離婚水平持續(xù)居于較高狀態(tài)，2013年英國和美國的離婚結(jié)婚比分別達(dá)到476%
根據(jù)英國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站的相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算所得，參見：https：//wwwgovuk和414%
根據(jù)美國國家衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中心發(fā)布的關(guān)于出生、死亡、結(jié)婚和離婚數(shù)據(jù)的系列報(bào)告的相關(guān)數(shù)據(jù)整理所得，參見：http：//wwwcdcgov/nchs，韓國離婚結(jié)婚比正逐年攀升，由1997年的272%上升到2013年的357%
根據(jù)韓國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站的相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算所得，參見：http：//kostatgokr，逐漸接近英美國家。高離婚現(xiàn)象的發(fā)生是一系列復(fù)雜因素共同作用的結(jié)果，婚姻的不穩(wěn)定性問題已經(jīng)成為學(xué)者們感興趣的熱門話題。
已有研究大多是從社會學(xué)、心理學(xué)和法學(xué)的視角出發(fā)，考察影響婚姻不穩(wěn)定性的因素及其作用機(jī)理。坂田（Sakata）和麥肯齊（McKenzie）從社會學(xué)視角研究了日本社會福利保障水平對婚姻穩(wěn)定性的影響，研究發(fā)現(xiàn)日本社會福利水平越高，夫妻雙方選擇離婚的可能性越小。甄宏麗和胡佩誠從心理學(xué)視角考察了夫妻個性偏見對婚姻關(guān)系的影響，并指出個性偏見直接影響夫妻交流和解決沖突的方式，偏見應(yīng)對不當(dāng)會導(dǎo)致婚姻關(guān)系的解體。岡薩雷斯（Gonzalez）和維塔寧（Viitanen）從法學(xué)視角探討了歐洲離婚法與離婚率之間的關(guān)系，并指出離婚程序越簡單，對于無過錯離婚與單方面解除婚姻關(guān)系的規(guī)定越寬松，離婚的可能性越大。但博比盧（Poppel）和比爾（Beer）通過對荷蘭三次離婚法改革的研究，發(fā)現(xiàn)離婚法改革對離婚率的影響只是暫時的，后期影響不大。
近期，越來越多的學(xué)者開始從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角探討婚姻的不穩(wěn)定性問題，普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素在夫妻的離婚決策中扮演著重要作用。阿瑪托（Amato） 和貝蒂（Beattie）利用美國50個州1960-2005年的失業(yè)率和離婚率的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)失業(yè)率與離婚率存在一定的正相關(guān)關(guān)系，高失業(yè)率會增加離婚的風(fēng)險(xiǎn)。阿瑪托（Amato）以及亞當(dāng)（Adam）等認(rèn)為，家庭收入越低，夫妻感知經(jīng)濟(jì)壓力越大，夫妻雙方更會產(chǎn)生高頻率的離婚想法。蘇利文（Sullivan）等發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)過高會造成夫妻的情緒緊張，從而危及到他們的婚姻狀況，尤其是家庭債務(wù)對家庭內(nèi)部產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，會降低彼此對婚姻效用的感知。索思（South）發(fā)現(xiàn)家庭的經(jīng)濟(jì)狀況會影響個人對婚姻的滿足程度，并指出結(jié)婚期間重大意外變故，如家庭財(cái)務(wù)狀況急劇緊化，可能會對婚姻造成毀滅性打擊，這與貝克爾（Becker）的觀點(diǎn)非常相似。與上述觀點(diǎn)不同的是，昌（Chang） 和李（Lee）則利用韓國家庭債務(wù)和離婚率的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)用家庭債務(wù)和債務(wù)收入比衡量的家庭財(cái)務(wù)困境對離婚率并沒有顯著影響。
現(xiàn)有研究主要是探討單個國家的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，忽略了不同國家的家庭債務(wù)與離婚水平動態(tài)演變過程中的差異，研究結(jié)論可能會帶來認(rèn)識上的偏差。實(shí)際上，不同國家的婚姻觀念、社會文化、法律制度等因素的差異會影響離婚水平，不同國家的家庭債務(wù)對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度可能因此而存在顯著差異。本文的主要貢獻(xiàn)在于，克服已有文獻(xiàn)無法從世界范圍之內(nèi)觀察家庭
債務(wù)與婚姻不穩(wěn)定性的演變趨勢的局限性，利用樣本國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板固定效應(yīng)模型，考察在不同離婚水平下家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度。研究結(jié)論可以為政府制定不同的社會經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策，合理控制家庭債務(wù)規(guī)模，從而保持社會婚姻的穩(wěn)定性提供政策參考。
本文選取英國、德國、法國、美國、加拿大、中國、韓國、日本這8個家庭債務(wù)和離婚率變動都較顯著的國家為樣本，通過構(gòu)建σ收斂、β收斂以及俱樂部收斂模型，考察不同國家家庭債務(wù)與離婚水平動態(tài)演變過程的差異。
二級標(biāo)題1家庭債務(wù)和離婚水平變動情況
表1顯示了各樣本國家的家庭債務(wù)變動情況。1997-2013年期間，中國家庭債務(wù)規(guī)模由1997年的172億元增加到2013年的129721億元。德國的家庭債務(wù)規(guī)模的增長幅度最為平緩，增長了124倍。8個樣本國家中只有日本的家庭債務(wù)規(guī)模有所下降。
由表2可知，1997-2013年期間，中國、韓國和日本的離婚水平都有較高幅度的上升，相比于韓國和日本，中國離婚水平的增長幅度最大，離婚人數(shù)由1997年的11990萬對增加到2013年的35001萬對，上升到了3倍左右。同期歐美國家的變動情況不盡相同，德國、法國和加拿大的離婚水平一直處于不斷上升的狀態(tài)，但其增長幅度并不是很大，僅1倍左右。而英國和美國的離婚水平還存在一定的下降趨勢。
三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定
1變量選擇及數(shù)據(jù)來源
考慮到研究數(shù)據(jù)的可獲性，本文最終選取的被解釋變量為離婚率，解釋變量為家庭債務(wù)占GDP的比值、結(jié)婚率、家庭可支配收入增長率、人均受教育年限、女性勞動參與率、失業(yè)率。
（1）離婚率（Divorce Rate，DR）。按照《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的定義，離婚是指夫妻合法婚姻關(guān)系的最終解除。本文采用離婚人數(shù)與總?cè)丝诘谋戎担x婚率，‰）反映婚姻不穩(wěn)定性的狀況。
（2）家庭債務(wù)/GDP（Household Debt/GDP，HD/GDP）。家庭債務(wù)是家庭為了購買住房、耐用消費(fèi)品、其他消費(fèi)品和服務(wù)所產(chǎn)生的借貸債務(wù)。家庭借貸主要來源渠道是銀行和非銀行正規(guī)金融機(jī)構(gòu)以及民間借貸市場?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行和非銀行正規(guī)金融機(jī)構(gòu)向家庭發(fā)放的消費(fèi)信貸數(shù)據(jù)近似代替家庭債務(wù)數(shù)據(jù)。同時為了使家庭債務(wù)與離婚率具有可比性，本文選用消費(fèi)信貸總量占GDP的比值（家庭債務(wù)/GDP，%）作為家庭債務(wù)變動的衡量指標(biāo)。
（3）結(jié)婚率（Marriage Rate，MR）。根據(jù)《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的定義，結(jié)婚是指雙方依照法律規(guī)定的條件和程序確定夫妻關(guān)系的行為。從理論上來看，一個國家的結(jié)婚水平和離婚水平在時間上具有相同變動的趨勢，結(jié)婚水平在一定程度上可以反映離婚水平的變動情況。本文采用結(jié)婚人數(shù)與總?cè)丝诘谋戎担ńY(jié)婚率，‰）作為衡量結(jié)婚水平的指標(biāo)。
（4）家庭可支配收入增長率（Disposable Household Income Growth Rate，DHIGR）。家庭可支配收入是指家庭全部現(xiàn)金收入能夠用于家庭日常生活開支的那部分收入。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個人交納的社會保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記賬補(bǔ)貼后的收入。本文使用家庭可支配收入增長率來反映家庭預(yù)期經(jīng)濟(jì)狀況。
（5）人均受教育年限（Education，EDU）。人均受教育年限是指某一特定年齡段人群接受學(xué)歷教育年限總和的平均值，是反映一個國家或地區(qū)勞動力教育程度的重要指標(biāo)之一。已有研究表明，夫妻雙方受教育程度越高，夫妻當(dāng)事人擁有的個體資源越多，對婚姻質(zhì)量的要求越高，對化解家庭矛盾沖突的溝通意識越弱，婚姻關(guān)系越不穩(wěn)定。即人均受教育年限越長，夫妻間因家庭矛盾沖突而選擇離婚的可能性越大。本文采用各國某階段受教育人數(shù)、相應(yīng)的受教育年限以及年中總?cè)丝诘臄?shù)據(jù)，并計(jì)算出受教育總年限與年中總?cè)丝诘谋戎底鳛槿司芙逃晗薜臄?shù)據(jù)，計(jì)算公式為：人均受教育年限=（受初等教育人數(shù)×初等教育年限+受中等教育人數(shù)×中等教育年限+受高等教育人數(shù)×高等教育年限）/年中總?cè)丝凇?/p>
（6）女性勞動參與率（Female Labor Force Participation Rate，F(xiàn)LFPR）。勞動參與率是經(jīng)濟(jì)活動人口占勞動年齡人口的比率，是用來衡量人們參與經(jīng)濟(jì)活動狀況的指標(biāo)。本文使用15歲（含）以上參與就業(yè)的女性人口與15歲以上女性總?cè)丝诘谋戎底鳛榕詣趧訁⑴c率的衡量指標(biāo)。已有研究文獻(xiàn)表明，女性勞動參與率的上升會提高女性經(jīng)濟(jì)地位，從而降低女性對婚姻關(guān)系的依附性，影響婚姻的穩(wěn)定性。即女性勞動參與率越高，夫妻離婚的概率越大。
（7）失業(yè)率（Unemployment Rate，UR）。失業(yè)水平是反映一個國家或地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)狀況的重要指標(biāo)之一。已有研究表明，一個國家或地區(qū)的失業(yè)水平越高，其離婚水平相對也較高。本文以失業(yè)人口占勞動人口的比值（失業(yè)率，%）來反映失業(yè)水平，其中失業(yè)人口是指目前沒有工作但可以參加工作且正在尋求工作的勞動力數(shù)量。
其中離婚率（DR）和結(jié)婚率（MR）的數(shù)據(jù)來源為：中國數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//datastatsgovcn/）（1997-2013）；韓國數(shù)據(jù)來源于韓國統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//kostatgokr/）（1997-2013）；美國數(shù)據(jù)來源于國家衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中心發(fā)布的關(guān)于出生、死亡、結(jié)婚和離婚數(shù)據(jù)的系列報(bào)告（1997-2013）（http：//wwwcdcgov/nchs/）；英國、德國、法國、加拿大、日本的1997-2012年的數(shù)據(jù)來源于《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999-2013），2013年的數(shù)據(jù)分別來自于英國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.gov.uk/）、德國聯(lián)邦統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.destatis.de/）、法國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.insee.fr/）、加拿大統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.statcan.gc.ca/）、日本國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.stat.go.jp/）。家庭債務(wù)的數(shù)據(jù)來源為：英國、法國、德國、加拿大、韓國、日本的數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織網(wǎng)站（http：//stats.oecd.org/）（1997-2013）；中國家庭債務(wù)1997-2004年數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自楊大楷和俞艷的研究，2005-2013年數(shù)據(jù)由《中華人民共和國統(tǒng)計(jì)公報(bào)》整理獲得；美國來源于聯(lián)邦儲備委員會官方網(wǎng)站（http：//www.federalreserve.gov/）（1997-2013），數(shù)據(jù)均以本國貨幣的現(xiàn)行價(jià)格為基準(zhǔn)，沒有經(jīng)過購買力平價(jià)換算。GDP、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限
（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）的數(shù)據(jù)是通過對世界銀行官方網(wǎng)站（http：//www.worldbank.org/）（1997-2013）的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算和整理取得。失業(yè)率（UR）數(shù)據(jù)是通過對經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織官方網(wǎng)站（http：//stats.oecd.org/）（1997-2013）的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算和整理取得。
2模型設(shè)定
本文對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，分位數(shù)回歸理論最早由肯克（Koenker）和巴西特（Bassett）于1978年提出，該理論是在中位數(shù)回歸理論的基礎(chǔ)上，把中位數(shù)推廣到一般分位數(shù)得到的。對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，具有如下的優(yōu)點(diǎn)：一是分位數(shù)回歸可以對所有分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，若給定θ=05時，可以觀測到家庭債務(wù)等變量對離婚水平在中位數(shù)分布條件下的作用程度。根據(jù)收斂性分析結(jié)果顯示，家庭債務(wù)和離婚水平的收斂特性存在明顯的差異，家庭債務(wù)規(guī)模會趨于一致，離婚水平則是處于發(fā)散狀態(tài)，不同離婚水平條件下家庭債務(wù)對婚姻不穩(wěn)定性的作用程度可能并不相同。采用分位數(shù)回歸正好可以對離婚水平在不同分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從而考察離婚水平在不同分位數(shù)水平下對家庭債務(wù)的反應(yīng)程度。二是分位數(shù)回歸對模型中的殘差項(xiàng)的分布不做正態(tài)分布假設(shè)，當(dāng)殘差呈現(xiàn)非正態(tài)分布時，其估計(jì)參數(shù)比經(jīng)典的最小二乘法估計(jì)更有效。同時分位數(shù)對于異常值的敏感程度也遠(yuǎn)小于均值，分位數(shù)回歸只受是否存在異常值的影響，與異常值具體位置無關(guān)。就本文而言，8個樣本國家的相關(guān)解釋變量和被解釋變量的指標(biāo)值因各國人口基數(shù)的差異可能存在異常值。因此，本文采用分位數(shù)回歸估計(jì)方法比經(jīng)典的最小二乘法（OLS）的均值估計(jì)對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)更適合，回歸模型更具較強(qiáng)的穩(wěn)健性。
根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究及相關(guān)理論，家庭債務(wù)變動、失業(yè)率等因素都能影響婚姻的穩(wěn)定性。因此，本文在設(shè)定實(shí)證模型時引入上述變量，最終選取的被解釋變量為離婚率（DR），解釋變量為家庭債務(wù)/GDP（HD/GDP）、結(jié)婚率（MR）、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）、失業(yè)率（UR）。考慮到被解釋變量的滯后效應(yīng)的影響，我們在模型中加入了被解釋變量離婚率的一階滯后項(xiàng)。構(gòu)建的動態(tài)面板固定效應(yīng)模型為：
DRit=αγit-1+β1（HD/GDP）it+β2Xit+ηi+εit（4）
式（4）中，i和t分別表示樣本國家和時間；DR是被解釋變量，表示離婚率；γit-1是表示被解釋變量的一階滯后變量；HD/GDP是解釋變量，表示家庭債務(wù)；Xit是其他解釋變量，包括結(jié)婚率（MR）、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）和失業(yè)率（UR）；βk（k=1，2）表示對應(yīng)變量的回歸系數(shù)；α是一個未知參數(shù)，ηi為個體固定效應(yīng)；εit為誤差項(xiàng)。
四、實(shí)證分析
二級標(biāo)題1實(shí)證過程
（1）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文通過
LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)方法，對離婚率（DR）、結(jié)婚率（MR）、家庭債務(wù)/GDP（
HD/GDP）等變量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，除離婚率（DR）、結(jié)婚率（MR）、失業(yè)率（UR）和家庭可支配收入增長率（DHIGR）在一定的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè)外，其他變量均沒有拒絕單位根假設(shè)。但這些變量經(jīng)過一階差分后，均在1%的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè)，即ΔDR、ΔHD/GDP、ΔDHIGR、ΔEDU、ΔMR、ΔFLFPR、ΔUR都是平穩(wěn)序列，詳見表5。
（2）面板數(shù)據(jù)模型的選擇。
本文用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)確定是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，
結(jié)果如表6所示。
F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)都拒絕原假設(shè)，即分別拒絕混合估計(jì)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，因此，本文建立面板固定效應(yīng)模型。同時考慮到離婚率存在的時間滯后效應(yīng)，我們在模型中加入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，構(gòu)建一階自回歸動態(tài)面板固定效應(yīng)模型。
（3）動態(tài)面板固定效應(yīng)模型的回歸。
首先來看樣本總體的條件均值與條件分位數(shù)回歸。
本文對不同分位數(shù)條件下各變量的回歸系數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，其中選擇的分位點(diǎn)為θ=01、03、05、07、09。同時為考察普通最小二乘法的條件均值回歸估計(jì)和條件分位數(shù)回歸估計(jì)的差異，對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行條件均值回歸估計(jì)，并將其估計(jì)結(jié)果作為條件分位數(shù)回歸估計(jì)的參考。結(jié)果見表7。
條件均值回歸結(jié)果表明：家庭債務(wù)對離婚率的影響系數(shù)為正，且在1%顯著性水平下顯著；結(jié)婚率、家庭可支配收入增長率、人均受教育年限、失業(yè)率對離婚率的影響系數(shù)也為正，結(jié)婚率和失業(yè)率兩個變量的回歸系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，而家庭可支配收入增長率和人均受教育年限與離婚率之間的關(guān)系并不顯著；女性勞動參與率對離婚率的影響系數(shù)為負(fù)，且回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著。
條件分位數(shù)回歸結(jié)果表明：①隨著分位數(shù)水平的不斷提高，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響系數(shù)逐漸減小，且顯著性水平逐漸降低。這說明，對于高離婚率的國家來說，家庭債務(wù)增長對婚姻不穩(wěn)定性的影響較弱。②在不同層次的分位點(diǎn)上，結(jié)婚率對離婚率的影響系數(shù)都為正，且回歸系數(shù)在1%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。該結(jié)論證實(shí)了一個普遍的觀點(diǎn)，即一個國家的結(jié)婚水平越高，則其離婚水平也越高。③家庭可支配收入增長率變量的回歸系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00107變?yōu)楦叻治唬é?09）水平下的-00269，即在離婚水平較低的國家，家庭可支配收入增長率與離婚率呈正相關(guān)關(guān)系，而在離婚水平較高的國家，家庭可支配收入增長率與離婚率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但其關(guān)系程度都不顯著。④人均受教育年限變量的回歸系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00673逐漸降低到高分位（θ=09）水平下的-00120，即在離婚水平較低的國家，人均受教育年限與離婚率呈正相關(guān)關(guān)系，而在離婚水平較高的國家，人均受教育年限與離婚率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。該結(jié)論表明人均受教育年限對家庭婚姻的不穩(wěn)定性具有一定的影響，提高人們的受教育程度是離婚水平相對較高的國家降低離婚率以及穩(wěn)定家庭婚姻關(guān)系的有效手段。⑤女性勞動參與率對離婚率的影響系數(shù)在各分位數(shù)水平下均為負(fù)，但回歸系數(shù)僅在θ=03和θ=05時的10%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。該結(jié)論與已有研究結(jié)果相悖，我們認(rèn)為女性勞動參與率的高低確實(shí)會影響夫妻婚姻關(guān)系，但女性勞動參與率的提高不會導(dǎo)致夫妻婚姻關(guān)系良好的家庭解體，相反伴隨女性勞動參與率提高，女性經(jīng)濟(jì)能力的增強(qiáng)有利于提高家庭婚姻質(zhì)量，減少家庭矛盾沖突。⑥失業(yè)率的回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平下均為正，即失業(yè)率與離婚率之間存在正相關(guān)關(guān)系，該結(jié)論與阿瑪托貝蒂就美國失業(yè)率和離婚率的數(shù)據(jù)研究的結(jié)論相符，降低整個社會的失業(yè)率，在很大程度上可以緩解離婚率不斷上升的趨勢＼[5＼]。
值得注意的是，條件均值回歸中家庭債務(wù)變動的回歸系數(shù)為00168，明顯要高于中位數(shù)回歸估計(jì)值，其他解釋變量的條件均值和中位數(shù)回歸估計(jì)值也存在明顯的差異，這表明被解釋變量的數(shù)據(jù)存在著異常值。此時若不考慮參數(shù)異質(zhì)性問題，直接采用動態(tài)面板固定效應(yīng)的條件均值回歸，所得到的結(jié)果并不能全面反映解釋變量對婚姻不穩(wěn)定性的影響。因此，本文考慮參數(shù)異質(zhì)性研究不同離婚水平下家庭債務(wù)與離婚率之間的關(guān)系顯得十分必要。
其次再看樣本分組后的條件均值和條件分位數(shù)回歸。
為了進(jìn)一步考察樣本國家家庭債務(wù)和離婚水平動態(tài)演變過程中的內(nèi)部差異，本文按樣本國家家庭債務(wù)和離婚水平動態(tài)演變情況，將8個國家劃分為兩組：亞洲地區(qū)組（中國、韓國和日本）以及歐美地區(qū)組（英國、德國、法國、美國和加拿大），分別對兩組面板數(shù)據(jù)進(jìn)行條件均值和條件分位數(shù)回歸，考察不同樣本組中家庭債務(wù)對離婚率的影響差異。表8為回歸結(jié)果。
我們可以發(fā)現(xiàn)，亞洲地區(qū)組和歐美地區(qū)組的樣本回歸中，除家庭可支配收入增長率變量的回歸系數(shù)存在明顯差異外，其他解釋變量對離婚率的影響系數(shù)的符號在樣本總體回歸和分組樣本回歸中基本保持一致。在亞洲地區(qū)組中，家庭可支配收入增長率與離婚率存在正相關(guān)關(guān)系，而在歐美地區(qū)組中，家庭可支配收入增長率與離婚率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了上述研究的結(jié)論。離婚水平相對較低的亞洲國家，家庭預(yù)期的可支配收入越高，其婚姻穩(wěn)定性越低，而在離婚水平相對較高的歐美國家，兩者之間的關(guān)系則正好相反。同時需要指出的是，亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)占GDP的比值對離婚率的影響系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00124逐漸增加到高分位（θ=09）水平下的00437，而歐美地區(qū)組家庭債務(wù)占GDP的比值對離婚率的影響系數(shù)則是從低分位（θ=01）水平下的00054降低為高分位（θ=09）水平下的00011。這說明，隨著分位數(shù)水平的提高，亞洲地區(qū)組和歐美地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響存在較明顯的差異。究其原因可能是樣本期間內(nèi)亞洲地區(qū)組的離婚水平的發(fā)散程度要比歐美地區(qū)組顯著，亞洲地區(qū)組的離婚水平處于不斷增長的狀態(tài)，而歐美地區(qū)組的離婚水平的變動趨勢較小，且歐美地區(qū)組的離婚水平整體上要比亞洲地區(qū)組高。
二級標(biāo)題2結(jié)果分析及討論
通過上述回歸結(jié)果我們可以看出：家庭債務(wù)/GDP、失業(yè)率、結(jié)婚率、人均受教育年限等變量對離婚率產(chǎn)生了不同的影響，其中家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有較顯著的正向影響，家庭債務(wù)變動對不同分位數(shù)條件下的離婚率的影響程度存在顯著的差異，亞洲地區(qū)組的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。
（1） 家庭債務(wù)/GDP與離婚率之間存在正相關(guān)關(guān)系，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有正向影響，且影響較顯著。家庭借貸行為是家庭對所擁有的短期資源和長期資源的一種跨期配置，它是建立
在家庭對未來收入及資產(chǎn)水平預(yù)測基礎(chǔ)上的，由于不確定性的存在，未來突發(fā)事件可能會降低家庭的償債能力，過高家庭債務(wù)所引起的家庭財(cái)務(wù)狀況緊張會使得婚姻主體心理和精神緊張或抑郁，降低夫妻雙方對婚姻凈收益的感知，從而影響婚姻質(zhì)量。因此，家庭債務(wù)規(guī)模越高，夫妻雙方選擇離婚的可能性越大，婚姻的穩(wěn)定性越低。
（2）在不同分位數(shù)條件下，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響程度存在顯著的差異。其原因在于：其一，離婚率相對較高的國家或地區(qū)，離婚率的剛性約束要比離婚率相對較低的國家和地區(qū)強(qiáng)。由表7可見，隨著分位數(shù)水平的提高，離婚率一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)值不斷增加，由低分位（θ=01）的05926增加到高分位（θ=09）的08318，即離婚水平越高，離婚的滯后效應(yīng)就越強(qiáng)。其二，離婚行為的產(chǎn)生是多種因素共同作用的結(jié)果，家庭債務(wù)與離婚率之間的關(guān)系程度存在顯著差異可能是由其他因素的作用差異引起的。如：①結(jié)婚水平。20世紀(jì)90年代以來，中國登記結(jié)婚的人數(shù)一直在增加，英國和美國登記結(jié)婚的人數(shù)則是在減少，這說明離婚率的上升或下降很大程度上受結(jié)婚水平的影響。同時，在低分位點(diǎn)（θ=01）上離婚率對結(jié)婚率的反映程度為02129，而在高分位點(diǎn)（θ=09）上結(jié)婚水平對離婚水平的影響系數(shù)為02993（見表7），即不同離婚水平條件下，結(jié)婚水平對離婚水平的影響存在差異。②離婚成本因素。離婚的成本包括：婚姻締結(jié)前的沉沒成本、解除婚姻所需的交易成本、心靈傷害的成本以及對下一次婚姻的負(fù)面影響等?；橐龅牟环€(wěn)定性會導(dǎo)致很多不良社會現(xiàn)象的發(fā)生，比如單親家庭問題、子女教育問題等，在離婚率相對較高的國家和地區(qū)，此類問題更加嚴(yán)重，政府及相關(guān)部門對婚姻問題更加重視，夫妻選擇離婚的成本越高，離婚的概率就越低。
（3）亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組，且影響更為顯著。由表8可見，在其他變量（包括GDP）保持不變的條件下，根據(jù)分組樣本條件均值估計(jì)，當(dāng)亞洲國家和歐美國家的家庭債務(wù)規(guī)模增加1%，亞洲國家的離婚率將會上升00198‰，歐美國家的離婚率僅同向變動00040‰，亞洲國家的離婚率變動趨勢是歐美國家的5倍左右。可能的原因在于：①婚姻觀念、社會文化、婚姻制度，尤其是離婚法律制度在某種程度上可以抑制家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，這些外部因素的差異性會使得家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響發(fā)生變化。就離婚法律制度而言，歐美國家對協(xié)議離婚與訴訟離婚的規(guī)定比亞洲國家更嚴(yán)格。因此，在這樣的法律背景下，即便家庭債務(wù)變動情況相同，歐美國家的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響也遠(yuǎn)低于亞洲國家。②歐美國家建立了完備的金融監(jiān)管體系和信貸約束制度，家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理意識以及抵御外部沖擊的能力較強(qiáng)。自美國次貸危機(jī)和歐洲債務(wù)危機(jī)爆發(fā)之后，歐美絕大多數(shù)國家都加強(qiáng)對金融市場的監(jiān)管和金融信貸約束的力度。相比于歐美國家，亞洲國家的金融市場具有較大的脆弱性，金融監(jiān)管體系存在嚴(yán)重的缺陷。一旦家庭債務(wù)超過家庭的資產(chǎn)水平，由此產(chǎn)生的債務(wù)拖欠和債務(wù)積累問題，必定會影響婚姻關(guān)系，增加離婚的可能性。③相比于亞洲國家來說，歐美國家有較為完善的社會保障制度，社會保障水平較高。國家的社會保障機(jī)制越完善，居民的收入水平以及經(jīng)濟(jì)條件相對比較穩(wěn)定，居民為平滑消費(fèi)而進(jìn)行資產(chǎn)跨期配置的借貸風(fēng)險(xiǎn)比較小，對家庭債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力強(qiáng)，婚姻關(guān)系越穩(wěn)定。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，德國和法國便增加了對失業(yè)人員的社會保障支出，這在一定程度上可以改善失業(yè)人員的經(jīng)濟(jì)狀況，削弱家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響。
一級標(biāo)題五、結(jié)語
本文利用1997-2013年美國、英國等8個樣本國家的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察了家庭債務(wù)與離婚水平的收斂性，發(fā)現(xiàn)樣本國家的家庭債務(wù)存在σ收斂、β收斂以及俱樂部收斂，而離婚水平則不存在σ收斂、β收斂與俱樂部收斂。在考慮個體異質(zhì)性與參數(shù)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用分位數(shù)回歸分析方法，發(fā)現(xiàn)在不同的條件分位數(shù)水平下，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有正向影響，但對于處在不同離婚水平的國家而言，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度存在顯著差異，家庭債務(wù)對離婚水平較高國家的婚姻不穩(wěn)定性作用效果較弱。從樣本分組后的回歸系數(shù)值來看，亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。
本文的政策啟示在于以下幾個方面。
首先，保持合理的家庭債務(wù)規(guī)模有助于維持婚姻的穩(wěn)定性。無論是對離婚水平較高的歐美國家（如英國、法國），還是離婚水平相對較低的亞洲國家（如中國、日本）而言，政府在發(fā)展家庭金融的過程中，都應(yīng)該保持合理的債務(wù)規(guī)模，防范家庭債務(wù)過快增長所帶來的負(fù)面影響。尤其是對于中國這類金融市場較脆弱、監(jiān)管體系不夠完善的國家來說，建立健全社會信用體系，開展差異化的消費(fèi)金融業(yè)務(wù)，防止家庭債務(wù)過快增長，可以有效地降低其對婚姻穩(wěn)定性的沖擊，從而在一定程度上緩解離婚率不斷上升的趨勢。
其次，在不同離婚水平的國家中，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的作用效果存在顯著的差異，這意味著國家應(yīng)該根據(jù)本國離婚水平的狀況靈活制定緩解婚姻不穩(wěn)定性的政策措施。對于目前離婚水平處于中等偏低的亞洲國家（中國、日本等）而言，政府通過適當(dāng)控制家庭債務(wù)規(guī)模和約束家庭信貸行為的政策措施可以有效地緩解離婚水平不斷上升的狀況。而對于離婚水平處于中等偏高的歐美國家（英國、美國等）來說，家庭債務(wù)對離婚水平的影響已不再顯著，政府在合理控制家庭債務(wù)規(guī)模的同時，應(yīng)考慮從提高全民的受教育程度，完善婚姻法律制度等方面入手降低婚姻主體離婚的可能性，從而維持整個社會正常的離婚水平。
最后，婚姻不穩(wěn)定性是一種復(fù)雜因素共同作用的結(jié)果。女性勞動參與率、失業(yè)率等因素的作用在某種程度上也會削弱家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，因此，政府及相關(guān)部門可以通過為居民創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會，尤其是增加女性群體的就業(yè)機(jī)會，提高社會保障支出水平，健全社會保障體系等手段，有效地緩解家庭財(cái)務(wù)波動對婚姻關(guān)系的巨大沖擊。近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)改革的步伐加快，居民收入及支出水平的不確定性越來越明顯，家庭承受著較大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，建立完善的社會保障體系，制定積極的社會保障政策，尤其是針對已失業(yè)家庭的社會保障政策，可以有效地預(yù)防因家庭財(cái)務(wù)波動所導(dǎo)致的婚姻不穩(wěn)定性問題的產(chǎn)生。
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伍再華等
摘要：（中）摘要利用1997-2013年美國、英國、中國等8個樣本國家的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板固定效應(yīng)模型，并運(yùn)用分位數(shù)回歸方法，考察了家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響。結(jié)果表明：家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有較顯著的正向影響；在不同分位數(shù)條件下，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響程度存在顯著的差異；亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。因此，政府應(yīng)從完善消費(fèi)金融市場、提高就業(yè)水平和健全社會保障體系等方面入手，一定程度上避免因過高家庭債務(wù)造成的婚姻不穩(wěn)定性問題。
關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞家庭債務(wù)；婚姻不穩(wěn)定性；收斂性；分位數(shù)回歸
中圖分類號：C92-05（中）中圖分類號文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2015）05-0001-12
基金項(xiàng)目：（中）基金項(xiàng)目國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“我國家庭債務(wù)增長的經(jīng)濟(jì)社會效應(yīng)與可持續(xù)性研究”（14BJL029）；教育部項(xiàng)目“中國家庭債務(wù)與公共債務(wù)變動的關(guān)聯(lián)機(jī)制研究”（12YJC790206）；湖南省社科規(guī)劃辦重點(diǎn)項(xiàng)目“中國收入不平等、金融創(chuàng)新與家庭債務(wù)：理論架構(gòu)、數(shù)量測度及政策含義”（13ZDB069）；湖南省社科規(guī)劃辦項(xiàng)目“中國家庭債務(wù)的規(guī)模估算、決定因素與宏觀調(diào)控機(jī)制研究”（11YBA283）。
作者簡介：（中）作者簡介伍再華，湘潭大學(xué)商學(xué)院副教授；冉珍梅，湘潭大學(xué)商學(xué)院碩士研究生；郭新華，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。
一、引言
20世紀(jì)90年代中后期以來，許多國家出現(xiàn)了離婚熱，英國和美國的離婚水平持續(xù)居于較高狀態(tài)，2013年英國和美國的離婚結(jié)婚比分別達(dá)到476%
根據(jù)英國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站的相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算所得，參見：https：//wwwgovuk和414%
根據(jù)美國國家衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中心發(fā)布的關(guān)于出生、死亡、結(jié)婚和離婚數(shù)據(jù)的系列報(bào)告的相關(guān)數(shù)據(jù)整理所得，參見：http：//wwwcdcgov/nchs，韓國離婚結(jié)婚比正逐年攀升，由1997年的272%上升到2013年的357%
根據(jù)韓國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站的相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算所得，參見：http：//kostatgokr，逐漸接近英美國家。高離婚現(xiàn)象的發(fā)生是一系列復(fù)雜因素共同作用的結(jié)果，婚姻的不穩(wěn)定性問題已經(jīng)成為學(xué)者們感興趣的熱門話題。
已有研究大多是從社會學(xué)、心理學(xué)和法學(xué)的視角出發(fā)，考察影響婚姻不穩(wěn)定性的因素及其作用機(jī)理。坂田（Sakata）和麥肯齊（McKenzie）從社會學(xué)視角研究了日本社會福利保障水平對婚姻穩(wěn)定性的影響，研究發(fā)現(xiàn)日本社會福利水平越高，夫妻雙方選擇離婚的可能性越小。甄宏麗和胡佩誠從心理學(xué)視角考察了夫妻個性偏見對婚姻關(guān)系的影響，并指出個性偏見直接影響夫妻交流和解決沖突的方式，偏見應(yīng)對不當(dāng)會導(dǎo)致婚姻關(guān)系的解體。岡薩雷斯（Gonzalez）和維塔寧（Viitanen）從法學(xué)視角探討了歐洲離婚法與離婚率之間的關(guān)系，并指出離婚程序越簡單，對于無過錯離婚與單方面解除婚姻關(guān)系的規(guī)定越寬松，離婚的可能性越大。但博比盧（Poppel）和比爾（Beer）通過對荷蘭三次離婚法改革的研究，發(fā)現(xiàn)離婚法改革對離婚率的影響只是暫時的，后期影響不大。
近期，越來越多的學(xué)者開始從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角探討婚姻的不穩(wěn)定性問題，普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素在夫妻的離婚決策中扮演著重要作用。阿瑪托（Amato） 和貝蒂（Beattie）利用美國50個州1960-2005年的失業(yè)率和離婚率的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)失業(yè)率與離婚率存在一定的正相關(guān)關(guān)系，高失業(yè)率會增加離婚的風(fēng)險(xiǎn)。阿瑪托（Amato）以及亞當(dāng)（Adam）等認(rèn)為，家庭收入越低，夫妻感知經(jīng)濟(jì)壓力越大，夫妻雙方更會產(chǎn)生高頻率的離婚想法。蘇利文（Sullivan）等發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)過高會造成夫妻的情緒緊張，從而危及到他們的婚姻狀況，尤其是家庭債務(wù)對家庭內(nèi)部產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，會降低彼此對婚姻效用的感知。索思（South）發(fā)現(xiàn)家庭的經(jīng)濟(jì)狀況會影響個人對婚姻的滿足程度，并指出結(jié)婚期間重大意外變故，如家庭財(cái)務(wù)狀況急劇緊化，可能會對婚姻造成毀滅性打擊，這與貝克爾（Becker）的觀點(diǎn)非常相似。與上述觀點(diǎn)不同的是，昌（Chang） 和李（Lee）則利用韓國家庭債務(wù)和離婚率的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)用家庭債務(wù)和債務(wù)收入比衡量的家庭財(cái)務(wù)困境對離婚率并沒有顯著影響。
現(xiàn)有研究主要是探討單個國家的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，忽略了不同國家的家庭債務(wù)與離婚水平動態(tài)演變過程中的差異，研究結(jié)論可能會帶來認(rèn)識上的偏差。實(shí)際上，不同國家的婚姻觀念、社會文化、法律制度等因素的差異會影響離婚水平，不同國家的家庭債務(wù)對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度可能因此而存在顯著差異。本文的主要貢獻(xiàn)在于，克服已有文獻(xiàn)無法從世界范圍之內(nèi)觀察家庭
債務(wù)與婚姻不穩(wěn)定性的演變趨勢的局限性，利用樣本國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板固定效應(yīng)模型，考察在不同離婚水平下家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度。研究結(jié)論可以為政府制定不同的社會經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策，合理控制家庭債務(wù)規(guī)模，從而保持社會婚姻的穩(wěn)定性提供政策參考。
本文選取英國、德國、法國、美國、加拿大、中國、韓國、日本這8個家庭債務(wù)和離婚率變動都較顯著的國家為樣本，通過構(gòu)建σ收斂、β收斂以及俱樂部收斂模型，考察不同國家家庭債務(wù)與離婚水平動態(tài)演變過程的差異。
二級標(biāo)題1家庭債務(wù)和離婚水平變動情況
表1顯示了各樣本國家的家庭債務(wù)變動情況。1997-2013年期間，中國家庭債務(wù)規(guī)模由1997年的172億元增加到2013年的129721億元。德國的家庭債務(wù)規(guī)模的增長幅度最為平緩，增長了124倍。8個樣本國家中只有日本的家庭債務(wù)規(guī)模有所下降。
由表2可知，1997-2013年期間，中國、韓國和日本的離婚水平都有較高幅度的上升，相比于韓國和日本，中國離婚水平的增長幅度最大，離婚人數(shù)由1997年的11990萬對增加到2013年的35001萬對，上升到了3倍左右。同期歐美國家的變動情況不盡相同，德國、法國和加拿大的離婚水平一直處于不斷上升的狀態(tài)，但其增長幅度并不是很大，僅1倍左右。而英國和美國的離婚水平還存在一定的下降趨勢。
三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定
1變量選擇及數(shù)據(jù)來源
考慮到研究數(shù)據(jù)的可獲性，本文最終選取的被解釋變量為離婚率，解釋變量為家庭債務(wù)占GDP的比值、結(jié)婚率、家庭可支配收入增長率、人均受教育年限、女性勞動參與率、失業(yè)率。
（1）離婚率（Divorce Rate，DR）。按照《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的定義，離婚是指夫妻合法婚姻關(guān)系的最終解除。本文采用離婚人數(shù)與總?cè)丝诘谋戎担x婚率，‰）反映婚姻不穩(wěn)定性的狀況。
（2）家庭債務(wù)/GDP（Household Debt/GDP，HD/GDP）。家庭債務(wù)是家庭為了購買住房、耐用消費(fèi)品、其他消費(fèi)品和服務(wù)所產(chǎn)生的借貸債務(wù)。家庭借貸主要來源渠道是銀行和非銀行正規(guī)金融機(jī)構(gòu)以及民間借貸市場?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行和非銀行正規(guī)金融機(jī)構(gòu)向家庭發(fā)放的消費(fèi)信貸數(shù)據(jù)近似代替家庭債務(wù)數(shù)據(jù)。同時為了使家庭債務(wù)與離婚率具有可比性，本文選用消費(fèi)信貸總量占GDP的比值（家庭債務(wù)/GDP，%）作為家庭債務(wù)變動的衡量指標(biāo)。
（3）結(jié)婚率（Marriage Rate，MR）。根據(jù)《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的定義，結(jié)婚是指雙方依照法律規(guī)定的條件和程序確定夫妻關(guān)系的行為。從理論上來看，一個國家的結(jié)婚水平和離婚水平在時間上具有相同變動的趨勢，結(jié)婚水平在一定程度上可以反映離婚水平的變動情況。本文采用結(jié)婚人數(shù)與總?cè)丝诘谋戎担ńY(jié)婚率，‰）作為衡量結(jié)婚水平的指標(biāo)。
（4）家庭可支配收入增長率（Disposable Household Income Growth Rate，DHIGR）。家庭可支配收入是指家庭全部現(xiàn)金收入能夠用于家庭日常生活開支的那部分收入。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個人交納的社會保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記賬補(bǔ)貼后的收入。本文使用家庭可支配收入增長率來反映家庭預(yù)期經(jīng)濟(jì)狀況。
（5）人均受教育年限（Education，EDU）。人均受教育年限是指某一特定年齡段人群接受學(xué)歷教育年限總和的平均值，是反映一個國家或地區(qū)勞動力教育程度的重要指標(biāo)之一。已有研究表明，夫妻雙方受教育程度越高，夫妻當(dāng)事人擁有的個體資源越多，對婚姻質(zhì)量的要求越高，對化解家庭矛盾沖突的溝通意識越弱，婚姻關(guān)系越不穩(wěn)定。即人均受教育年限越長，夫妻間因家庭矛盾沖突而選擇離婚的可能性越大。本文采用各國某階段受教育人數(shù)、相應(yīng)的受教育年限以及年中總?cè)丝诘臄?shù)據(jù)，并計(jì)算出受教育總年限與年中總?cè)丝诘谋戎底鳛槿司芙逃晗薜臄?shù)據(jù)，計(jì)算公式為：人均受教育年限=（受初等教育人數(shù)×初等教育年限+受中等教育人數(shù)×中等教育年限+受高等教育人數(shù)×高等教育年限）/年中總?cè)丝凇?/p>
（6）女性勞動參與率（Female Labor Force Participation Rate，F(xiàn)LFPR）。勞動參與率是經(jīng)濟(jì)活動人口占勞動年齡人口的比率，是用來衡量人們參與經(jīng)濟(jì)活動狀況的指標(biāo)。本文使用15歲（含）以上參與就業(yè)的女性人口與15歲以上女性總?cè)丝诘谋戎底鳛榕詣趧訁⑴c率的衡量指標(biāo)。已有研究文獻(xiàn)表明，女性勞動參與率的上升會提高女性經(jīng)濟(jì)地位，從而降低女性對婚姻關(guān)系的依附性，影響婚姻的穩(wěn)定性。即女性勞動參與率越高，夫妻離婚的概率越大。
（7）失業(yè)率（Unemployment Rate，UR）。失業(yè)水平是反映一個國家或地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)狀況的重要指標(biāo)之一。已有研究表明，一個國家或地區(qū)的失業(yè)水平越高，其離婚水平相對也較高。本文以失業(yè)人口占勞動人口的比值（失業(yè)率，%）來反映失業(yè)水平，其中失業(yè)人口是指目前沒有工作但可以參加工作且正在尋求工作的勞動力數(shù)量。
其中離婚率（DR）和結(jié)婚率（MR）的數(shù)據(jù)來源為：中國數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//datastatsgovcn/）（1997-2013）；韓國數(shù)據(jù)來源于韓國統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//kostatgokr/）（1997-2013）；美國數(shù)據(jù)來源于國家衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中心發(fā)布的關(guān)于出生、死亡、結(jié)婚和離婚數(shù)據(jù)的系列報(bào)告（1997-2013）（http：//wwwcdcgov/nchs/）；英國、德國、法國、加拿大、日本的1997-2012年的數(shù)據(jù)來源于《聯(lián)合國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999-2013），2013年的數(shù)據(jù)分別來自于英國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.gov.uk/）、德國聯(lián)邦統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.destatis.de/）、法國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.insee.fr/）、加拿大統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.statcan.gc.ca/）、日本國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站（http：//www.stat.go.jp/）。家庭債務(wù)的數(shù)據(jù)來源為：英國、法國、德國、加拿大、韓國、日本的數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織網(wǎng)站（http：//stats.oecd.org/）（1997-2013）；中國家庭債務(wù)1997-2004年數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自楊大楷和俞艷的研究，2005-2013年數(shù)據(jù)由《中華人民共和國統(tǒng)計(jì)公報(bào)》整理獲得；美國來源于聯(lián)邦儲備委員會官方網(wǎng)站（http：//www.federalreserve.gov/）（1997-2013），數(shù)據(jù)均以本國貨幣的現(xiàn)行價(jià)格為基準(zhǔn)，沒有經(jīng)過購買力平價(jià)換算。GDP、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限
（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）的數(shù)據(jù)是通過對世界銀行官方網(wǎng)站（http：//www.worldbank.org/）（1997-2013）的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算和整理取得。失業(yè)率（UR）數(shù)據(jù)是通過對經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織官方網(wǎng)站（http：//stats.oecd.org/）（1997-2013）的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算和整理取得。
2模型設(shè)定
本文對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，分位數(shù)回歸理論最早由肯克（Koenker）和巴西特（Bassett）于1978年提出，該理論是在中位數(shù)回歸理論的基礎(chǔ)上，把中位數(shù)推廣到一般分位數(shù)得到的。對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，具有如下的優(yōu)點(diǎn)：一是分位數(shù)回歸可以對所有分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，若給定θ=05時，可以觀測到家庭債務(wù)等變量對離婚水平在中位數(shù)分布條件下的作用程度。根據(jù)收斂性分析結(jié)果顯示，家庭債務(wù)和離婚水平的收斂特性存在明顯的差異，家庭債務(wù)規(guī)模會趨于一致，離婚水平則是處于發(fā)散狀態(tài)，不同離婚水平條件下家庭債務(wù)對婚姻不穩(wěn)定性的作用程度可能并不相同。采用分位數(shù)回歸正好可以對離婚水平在不同分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從而考察離婚水平在不同分位數(shù)水平下對家庭債務(wù)的反應(yīng)程度。二是分位數(shù)回歸對模型中的殘差項(xiàng)的分布不做正態(tài)分布假設(shè)，當(dāng)殘差呈現(xiàn)非正態(tài)分布時，其估計(jì)參數(shù)比經(jīng)典的最小二乘法估計(jì)更有效。同時分位數(shù)對于異常值的敏感程度也遠(yuǎn)小于均值，分位數(shù)回歸只受是否存在異常值的影響，與異常值具體位置無關(guān)。就本文而言，8個樣本國家的相關(guān)解釋變量和被解釋變量的指標(biāo)值因各國人口基數(shù)的差異可能存在異常值。因此，本文采用分位數(shù)回歸估計(jì)方法比經(jīng)典的最小二乘法（OLS）的均值估計(jì)對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)更適合，回歸模型更具較強(qiáng)的穩(wěn)健性。
根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究及相關(guān)理論，家庭債務(wù)變動、失業(yè)率等因素都能影響婚姻的穩(wěn)定性。因此，本文在設(shè)定實(shí)證模型時引入上述變量，最終選取的被解釋變量為離婚率（DR），解釋變量為家庭債務(wù)/GDP（HD/GDP）、結(jié)婚率（MR）、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）、失業(yè)率（UR）。考慮到被解釋變量的滯后效應(yīng)的影響，我們在模型中加入了被解釋變量離婚率的一階滯后項(xiàng)。構(gòu)建的動態(tài)面板固定效應(yīng)模型為：
DRit=αγit-1+β1（HD/GDP）it+β2Xit+ηi+εit（4）
式（4）中，i和t分別表示樣本國家和時間；DR是被解釋變量，表示離婚率；γit-1是表示被解釋變量的一階滯后變量；HD/GDP是解釋變量，表示家庭債務(wù)；Xit是其他解釋變量，包括結(jié)婚率（MR）、家庭可支配收入增長率（DHIGR）、人均受教育年限（EDU）、女性勞動參與率（FLFPR）和失業(yè)率（UR）；βk（k=1，2）表示對應(yīng)變量的回歸系數(shù)；α是一個未知參數(shù)，ηi為個體固定效應(yīng)；εit為誤差項(xiàng)。
四、實(shí)證分析
二級標(biāo)題1實(shí)證過程
（1）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文通過
LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)方法，對離婚率（DR）、結(jié)婚率（MR）、家庭債務(wù)/GDP（
HD/GDP）等變量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，除離婚率（DR）、結(jié)婚率（MR）、失業(yè)率（UR）和家庭可支配收入增長率（DHIGR）在一定的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè)外，其他變量均沒有拒絕單位根假設(shè)。但這些變量經(jīng)過一階差分后，均在1%的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè)，即ΔDR、ΔHD/GDP、ΔDHIGR、ΔEDU、ΔMR、ΔFLFPR、ΔUR都是平穩(wěn)序列，詳見表5。
（2）面板數(shù)據(jù)模型的選擇。
本文用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)確定是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，
結(jié)果如表6所示。
F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)都拒絕原假設(shè)，即分別拒絕混合估計(jì)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，因此，本文建立面板固定效應(yīng)模型。同時考慮到離婚率存在的時間滯后效應(yīng)，我們在模型中加入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，構(gòu)建一階自回歸動態(tài)面板固定效應(yīng)模型。
（3）動態(tài)面板固定效應(yīng)模型的回歸。
首先來看樣本總體的條件均值與條件分位數(shù)回歸。
本文對不同分位數(shù)條件下各變量的回歸系數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，其中選擇的分位點(diǎn)為θ=01、03、05、07、09。同時為考察普通最小二乘法的條件均值回歸估計(jì)和條件分位數(shù)回歸估計(jì)的差異，對動態(tài)面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行條件均值回歸估計(jì)，并將其估計(jì)結(jié)果作為條件分位數(shù)回歸估計(jì)的參考。結(jié)果見表7。
條件均值回歸結(jié)果表明：家庭債務(wù)對離婚率的影響系數(shù)為正，且在1%顯著性水平下顯著；結(jié)婚率、家庭可支配收入增長率、人均受教育年限、失業(yè)率對離婚率的影響系數(shù)也為正，結(jié)婚率和失業(yè)率兩個變量的回歸系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，而家庭可支配收入增長率和人均受教育年限與離婚率之間的關(guān)系并不顯著；女性勞動參與率對離婚率的影響系數(shù)為負(fù)，且回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著。
條件分位數(shù)回歸結(jié)果表明：①隨著分位數(shù)水平的不斷提高，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響系數(shù)逐漸減小，且顯著性水平逐漸降低。這說明，對于高離婚率的國家來說，家庭債務(wù)增長對婚姻不穩(wěn)定性的影響較弱。②在不同層次的分位點(diǎn)上，結(jié)婚率對離婚率的影響系數(shù)都為正，且回歸系數(shù)在1%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。該結(jié)論證實(shí)了一個普遍的觀點(diǎn)，即一個國家的結(jié)婚水平越高，則其離婚水平也越高。③家庭可支配收入增長率變量的回歸系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00107變?yōu)楦叻治唬é?09）水平下的-00269，即在離婚水平較低的國家，家庭可支配收入增長率與離婚率呈正相關(guān)關(guān)系，而在離婚水平較高的國家，家庭可支配收入增長率與離婚率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但其關(guān)系程度都不顯著。④人均受教育年限變量的回歸系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00673逐漸降低到高分位（θ=09）水平下的-00120，即在離婚水平較低的國家，人均受教育年限與離婚率呈正相關(guān)關(guān)系，而在離婚水平較高的國家，人均受教育年限與離婚率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。該結(jié)論表明人均受教育年限對家庭婚姻的不穩(wěn)定性具有一定的影響，提高人們的受教育程度是離婚水平相對較高的國家降低離婚率以及穩(wěn)定家庭婚姻關(guān)系的有效手段。⑤女性勞動參與率對離婚率的影響系數(shù)在各分位數(shù)水平下均為負(fù)，但回歸系數(shù)僅在θ=03和θ=05時的10%顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。該結(jié)論與已有研究結(jié)果相悖，我們認(rèn)為女性勞動參與率的高低確實(shí)會影響夫妻婚姻關(guān)系，但女性勞動參與率的提高不會導(dǎo)致夫妻婚姻關(guān)系良好的家庭解體，相反伴隨女性勞動參與率提高，女性經(jīng)濟(jì)能力的增強(qiáng)有利于提高家庭婚姻質(zhì)量，減少家庭矛盾沖突。⑥失業(yè)率的回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平下均為正，即失業(yè)率與離婚率之間存在正相關(guān)關(guān)系，該結(jié)論與阿瑪托貝蒂就美國失業(yè)率和離婚率的數(shù)據(jù)研究的結(jié)論相符，降低整個社會的失業(yè)率，在很大程度上可以緩解離婚率不斷上升的趨勢＼[5＼]。
值得注意的是，條件均值回歸中家庭債務(wù)變動的回歸系數(shù)為00168，明顯要高于中位數(shù)回歸估計(jì)值，其他解釋變量的條件均值和中位數(shù)回歸估計(jì)值也存在明顯的差異，這表明被解釋變量的數(shù)據(jù)存在著異常值。此時若不考慮參數(shù)異質(zhì)性問題，直接采用動態(tài)面板固定效應(yīng)的條件均值回歸，所得到的結(jié)果并不能全面反映解釋變量對婚姻不穩(wěn)定性的影響。因此，本文考慮參數(shù)異質(zhì)性研究不同離婚水平下家庭債務(wù)與離婚率之間的關(guān)系顯得十分必要。
其次再看樣本分組后的條件均值和條件分位數(shù)回歸。
為了進(jìn)一步考察樣本國家家庭債務(wù)和離婚水平動態(tài)演變過程中的內(nèi)部差異，本文按樣本國家家庭債務(wù)和離婚水平動態(tài)演變情況，將8個國家劃分為兩組：亞洲地區(qū)組（中國、韓國和日本）以及歐美地區(qū)組（英國、德國、法國、美國和加拿大），分別對兩組面板數(shù)據(jù)進(jìn)行條件均值和條件分位數(shù)回歸，考察不同樣本組中家庭債務(wù)對離婚率的影響差異。表8為回歸結(jié)果。
我們可以發(fā)現(xiàn)，亞洲地區(qū)組和歐美地區(qū)組的樣本回歸中，除家庭可支配收入增長率變量的回歸系數(shù)存在明顯差異外，其他解釋變量對離婚率的影響系數(shù)的符號在樣本總體回歸和分組樣本回歸中基本保持一致。在亞洲地區(qū)組中，家庭可支配收入增長率與離婚率存在正相關(guān)關(guān)系，而在歐美地區(qū)組中，家庭可支配收入增長率與離婚率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了上述研究的結(jié)論。離婚水平相對較低的亞洲國家，家庭預(yù)期的可支配收入越高，其婚姻穩(wěn)定性越低，而在離婚水平相對較高的歐美國家，兩者之間的關(guān)系則正好相反。同時需要指出的是，亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)占GDP的比值對離婚率的影響系數(shù)從低分位（θ=01）水平下的00124逐漸增加到高分位（θ=09）水平下的00437，而歐美地區(qū)組家庭債務(wù)占GDP的比值對離婚率的影響系數(shù)則是從低分位（θ=01）水平下的00054降低為高分位（θ=09）水平下的00011。這說明，隨著分位數(shù)水平的提高，亞洲地區(qū)組和歐美地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響存在較明顯的差異。究其原因可能是樣本期間內(nèi)亞洲地區(qū)組的離婚水平的發(fā)散程度要比歐美地區(qū)組顯著，亞洲地區(qū)組的離婚水平處于不斷增長的狀態(tài)，而歐美地區(qū)組的離婚水平的變動趨勢較小，且歐美地區(qū)組的離婚水平整體上要比亞洲地區(qū)組高。
二級標(biāo)題2結(jié)果分析及討論
通過上述回歸結(jié)果我們可以看出：家庭債務(wù)/GDP、失業(yè)率、結(jié)婚率、人均受教育年限等變量對離婚率產(chǎn)生了不同的影響，其中家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有較顯著的正向影響，家庭債務(wù)變動對不同分位數(shù)條件下的離婚率的影響程度存在顯著的差異，亞洲地區(qū)組的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。
（1） 家庭債務(wù)/GDP與離婚率之間存在正相關(guān)關(guān)系，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有正向影響，且影響較顯著。家庭借貸行為是家庭對所擁有的短期資源和長期資源的一種跨期配置，它是建立
在家庭對未來收入及資產(chǎn)水平預(yù)測基礎(chǔ)上的，由于不確定性的存在，未來突發(fā)事件可能會降低家庭的償債能力，過高家庭債務(wù)所引起的家庭財(cái)務(wù)狀況緊張會使得婚姻主體心理和精神緊張或抑郁，降低夫妻雙方對婚姻凈收益的感知，從而影響婚姻質(zhì)量。因此，家庭債務(wù)規(guī)模越高，夫妻雙方選擇離婚的可能性越大，婚姻的穩(wěn)定性越低。
（2）在不同分位數(shù)條件下，家庭債務(wù)變動對離婚率的影響程度存在顯著的差異。其原因在于：其一，離婚率相對較高的國家或地區(qū)，離婚率的剛性約束要比離婚率相對較低的國家和地區(qū)強(qiáng)。由表7可見，隨著分位數(shù)水平的提高，離婚率一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)值不斷增加，由低分位（θ=01）的05926增加到高分位（θ=09）的08318，即離婚水平越高，離婚的滯后效應(yīng)就越強(qiáng)。其二，離婚行為的產(chǎn)生是多種因素共同作用的結(jié)果，家庭債務(wù)與離婚率之間的關(guān)系程度存在顯著差異可能是由其他因素的作用差異引起的。如：①結(jié)婚水平。20世紀(jì)90年代以來，中國登記結(jié)婚的人數(shù)一直在增加，英國和美國登記結(jié)婚的人數(shù)則是在減少，這說明離婚率的上升或下降很大程度上受結(jié)婚水平的影響。同時，在低分位點(diǎn)（θ=01）上離婚率對結(jié)婚率的反映程度為02129，而在高分位點(diǎn)（θ=09）上結(jié)婚水平對離婚水平的影響系數(shù)為02993（見表7），即不同離婚水平條件下，結(jié)婚水平對離婚水平的影響存在差異。②離婚成本因素。離婚的成本包括：婚姻締結(jié)前的沉沒成本、解除婚姻所需的交易成本、心靈傷害的成本以及對下一次婚姻的負(fù)面影響等?；橐龅牟环€(wěn)定性會導(dǎo)致很多不良社會現(xiàn)象的發(fā)生，比如單親家庭問題、子女教育問題等，在離婚率相對較高的國家和地區(qū)，此類問題更加嚴(yán)重，政府及相關(guān)部門對婚姻問題更加重視，夫妻選擇離婚的成本越高，離婚的概率就越低。
（3）亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組，且影響更為顯著。由表8可見，在其他變量（包括GDP）保持不變的條件下，根據(jù)分組樣本條件均值估計(jì)，當(dāng)亞洲國家和歐美國家的家庭債務(wù)規(guī)模增加1%，亞洲國家的離婚率將會上升00198‰，歐美國家的離婚率僅同向變動00040‰，亞洲國家的離婚率變動趨勢是歐美國家的5倍左右。可能的原因在于：①婚姻觀念、社會文化、婚姻制度，尤其是離婚法律制度在某種程度上可以抑制家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，這些外部因素的差異性會使得家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響發(fā)生變化。就離婚法律制度而言，歐美國家對協(xié)議離婚與訴訟離婚的規(guī)定比亞洲國家更嚴(yán)格。因此，在這樣的法律背景下，即便家庭債務(wù)變動情況相同，歐美國家的家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響也遠(yuǎn)低于亞洲國家。②歐美國家建立了完備的金融監(jiān)管體系和信貸約束制度，家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理意識以及抵御外部沖擊的能力較強(qiáng)。自美國次貸危機(jī)和歐洲債務(wù)危機(jī)爆發(fā)之后，歐美絕大多數(shù)國家都加強(qiáng)對金融市場的監(jiān)管和金融信貸約束的力度。相比于歐美國家，亞洲國家的金融市場具有較大的脆弱性，金融監(jiān)管體系存在嚴(yán)重的缺陷。一旦家庭債務(wù)超過家庭的資產(chǎn)水平，由此產(chǎn)生的債務(wù)拖欠和債務(wù)積累問題，必定會影響婚姻關(guān)系，增加離婚的可能性。③相比于亞洲國家來說，歐美國家有較為完善的社會保障制度，社會保障水平較高。國家的社會保障機(jī)制越完善，居民的收入水平以及經(jīng)濟(jì)條件相對比較穩(wěn)定，居民為平滑消費(fèi)而進(jìn)行資產(chǎn)跨期配置的借貸風(fēng)險(xiǎn)比較小，對家庭債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力強(qiáng)，婚姻關(guān)系越穩(wěn)定。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，德國和法國便增加了對失業(yè)人員的社會保障支出，這在一定程度上可以改善失業(yè)人員的經(jīng)濟(jì)狀況，削弱家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響。
一級標(biāo)題五、結(jié)語
本文利用1997-2013年美國、英國等8個樣本國家的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察了家庭債務(wù)與離婚水平的收斂性，發(fā)現(xiàn)樣本國家的家庭債務(wù)存在σ收斂、β收斂以及俱樂部收斂，而離婚水平則不存在σ收斂、β收斂與俱樂部收斂。在考慮個體異質(zhì)性與參數(shù)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用分位數(shù)回歸分析方法，發(fā)現(xiàn)在不同的條件分位數(shù)水平下，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性具有正向影響，但對于處在不同離婚水平的國家而言，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度存在顯著差異，家庭債務(wù)對離婚水平較高國家的婚姻不穩(wěn)定性作用效果較弱。從樣本分組后的回歸系數(shù)值來看，亞洲地區(qū)組家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響程度要遠(yuǎn)高于歐美地區(qū)組。
本文的政策啟示在于以下幾個方面。
首先，保持合理的家庭債務(wù)規(guī)模有助于維持婚姻的穩(wěn)定性。無論是對離婚水平較高的歐美國家（如英國、法國），還是離婚水平相對較低的亞洲國家（如中國、日本）而言，政府在發(fā)展家庭金融的過程中，都應(yīng)該保持合理的債務(wù)規(guī)模，防范家庭債務(wù)過快增長所帶來的負(fù)面影響。尤其是對于中國這類金融市場較脆弱、監(jiān)管體系不夠完善的國家來說，建立健全社會信用體系，開展差異化的消費(fèi)金融業(yè)務(wù)，防止家庭債務(wù)過快增長，可以有效地降低其對婚姻穩(wěn)定性的沖擊，從而在一定程度上緩解離婚率不斷上升的趨勢。
其次，在不同離婚水平的國家中，家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的作用效果存在顯著的差異，這意味著國家應(yīng)該根據(jù)本國離婚水平的狀況靈活制定緩解婚姻不穩(wěn)定性的政策措施。對于目前離婚水平處于中等偏低的亞洲國家（中國、日本等）而言，政府通過適當(dāng)控制家庭債務(wù)規(guī)模和約束家庭信貸行為的政策措施可以有效地緩解離婚水平不斷上升的狀況。而對于離婚水平處于中等偏高的歐美國家（英國、美國等）來說，家庭債務(wù)對離婚水平的影響已不再顯著，政府在合理控制家庭債務(wù)規(guī)模的同時，應(yīng)考慮從提高全民的受教育程度，完善婚姻法律制度等方面入手降低婚姻主體離婚的可能性，從而維持整個社會正常的離婚水平。
最后，婚姻不穩(wěn)定性是一種復(fù)雜因素共同作用的結(jié)果。女性勞動參與率、失業(yè)率等因素的作用在某種程度上也會削弱家庭債務(wù)變動對婚姻不穩(wěn)定性的影響，因此，政府及相關(guān)部門可以通過為居民創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會，尤其是增加女性群體的就業(yè)機(jī)會，提高社會保障支出水平，健全社會保障體系等手段，有效地緩解家庭財(cái)務(wù)波動對婚姻關(guān)系的巨大沖擊。近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)改革的步伐加快，居民收入及支出水平的不確定性越來越明顯，家庭承受著較大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，建立完善的社會保障體系，制定積極的社會保障政策，尤其是針對已失業(yè)家庭的社會保障政策，可以有效地預(yù)防因家庭財(cái)務(wù)波動所導(dǎo)致的婚姻不穩(wěn)定性問題的產(chǎn)生。
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[責(zé)任編輯責(zé)任編輯武玉，方志]
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