陸衛(wèi)群 玉釗華

(貴州大學(xué) 公共管理學(xué)院， 貴州 貴陽(yáng) 550025)

一、研究背景及問(wèn)題提出

黨的十九大報(bào)告中明確指出，“三農(nóng)”問(wèn)題是黨和國(guó)家亟待解決的重大問(wèn)題，也是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的一個(gè)根本性問(wèn)題，必須始終把解決好“三農(nóng)”問(wèn)題作為全黨工作的重中之重，尤其要在農(nóng)村推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略，打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，提高農(nóng)村居民的幸福感。當(dāng)下我國(guó)農(nóng)村男性面臨大齡未婚的問(wèn)題日益顯著，相關(guān)學(xué)者對(duì)我國(guó)大齡未婚男性的數(shù)量進(jìn)行了預(yù)測(cè)，我國(guó)的過(guò)剩男性在2015年會(huì)超過(guò)2000萬(wàn)人，到2040年的時(shí)候?qū)⑦_(dá)到4400萬(wàn)人[1]90-103。每年將會(huì)有10%以上適婚男性找不到相應(yīng)的配偶，呈現(xiàn)不斷遞增的趨勢(shì)[2]。上千萬(wàn)適婚男性將面臨“娶妻難”問(wèn)題，也就意味著在性別失衡的婚姻市場(chǎng)中，適婚男性將越發(fā)地在婚姻市場(chǎng)中處于弱勢(shì)地位，婚姻擠壓?jiǎn)栴}便尤為顯著?！盎橐鰯D壓”指的是婚齡人口中的性別失衡程度，目前在中國(guó)特指婚齡人口中的男性過(guò)剩、女性缺失程度[2]。在城市化的背景下，農(nóng)村地區(qū)人員不斷外流，特別是處于經(jīng)濟(jì)落后和交通閉塞的農(nóng)村男性，他們由于自身?xiàng)l件處于劣勢(shì)，在客觀環(huán)境下，降低了其在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，因此，關(guān)于農(nóng)村大齡未婚男性婚姻擠壓的研究便顯得尤為重要。

目前，關(guān)于“婚姻擠壓”主題的研究已有不少，絕大部分研究是基于國(guó)家調(diào)查數(shù)據(jù)(如全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)或是國(guó)家人口普查)來(lái)對(duì)中國(guó)男性婚姻擠壓進(jìn)行研究。倪曉鋒(2008)基于2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)婚姻擠壓和大齡未婚現(xiàn)象與個(gè)人因素有關(guān)，而且在城鄉(xiāng)之間也存在著較大的差別[3]。姜保全等(2013)構(gòu)建婚配性別比及其年齡結(jié)構(gòu)和性別結(jié)構(gòu)的分解方法，并基于2010年的人口普查數(shù)據(jù)及預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了在不同時(shí)期的婚姻擠壓表現(xiàn)出的不一樣的主導(dǎo)因素。2010—2020年，主導(dǎo)因素為年齡結(jié)構(gòu)，2020—2034年性別結(jié)構(gòu)因素的作用開(kāi)始增強(qiáng)，而年齡結(jié)構(gòu)因素逐漸減弱。2034—2045年，男性過(guò)剩主要是性別結(jié)構(gòu)因素作用的結(jié)果，年齡結(jié)構(gòu)因素不起作用或者起到減緩男性過(guò)剩的作用[4]。果臻等(2016)利用2000年和2010年兩次人口普查數(shù)據(jù)，從隊(duì)列的角度研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村未婚男性受到了初婚概率偏低和死亡概率偏高兩個(gè)因素的雙重?cái)D壓，相比于城鎮(zhèn)男性，其終身結(jié)婚期待率在各個(gè)年齡段均較低，但是其平均未婚時(shí)間均高于城鎮(zhèn)男性，說(shuō)明從已有未婚男性的數(shù)量和比例、平均初婚年齡等指標(biāo)表明的農(nóng)村地區(qū)實(shí)際婚姻擠壓反映其嚴(yán)重程度。預(yù)測(cè)當(dāng)前農(nóng)村男性婚姻擠壓狀況可能構(gòu)成未來(lái)中國(guó)男性總體的婚姻擠壓態(tài)勢(shì)[5]。近年來(lái)，開(kāi)始有少量的專項(xiàng)調(diào)查對(duì)大齡未婚男性的婚姻擠壓進(jìn)行研究。郭秋菊等(2016)利用2009年福建省X市的農(nóng)村流動(dòng)人口調(diào)查數(shù)據(jù)，主要利用Multinomial Logistic回歸方法，得出婚姻擠壓使得大齡未婚男性相比于已婚男性，更容易采取消極的方式養(yǎng)老，即不為養(yǎng)老做準(zhǔn)備[6]。楊雪燕等(2017)基于在陜西省安康市漢濱區(qū)農(nóng)村地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用線性回歸分析的方法，得出婚姻擠壓感受和年齡對(duì)男性的生命質(zhì)量均具有顯著的獨(dú)立影響[7]。綜上考量，關(guān)于“婚姻擠壓”的相關(guān)研究已有不少。目前研究趨勢(shì)從宏觀因素的解釋逐漸轉(zhuǎn)向微觀因素的解釋，從專項(xiàng)調(diào)查方面來(lái)看，關(guān)注的地區(qū)還是集中于較發(fā)達(dá)的地區(qū)(陜西/福建)，作為國(guó)家脫貧空間主戰(zhàn)場(chǎng)之一的西南地區(qū)仍少有涉及，關(guān)注重點(diǎn)在于婚姻擠壓感受對(duì)大齡未婚男性養(yǎng)老或是生活質(zhì)量的影響。因此，本文將利用貴州省5縣市490名農(nóng)村大齡未婚男性的專項(xiàng)調(diào)查數(shù)據(jù)，更集中探討農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓感受，關(guān)注農(nóng)村大齡未婚男性的個(gè)體、家庭等方面微觀因素的影響，通過(guò)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來(lái)探討其影響因素，為更好解決農(nóng)村大齡未婚男性婚姻擠壓?jiǎn)栴}提供借鑒。

二、 研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)自課題組于2016年9月以貴州省5個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣大方、水城、習(xí)水、思南、臺(tái)江為調(diào)查點(diǎn)，基于問(wèn)卷方式，通過(guò)實(shí)地調(diào)研獲得的專項(xiàng)數(shù)據(jù)。5縣都屬于國(guó)家級(jí)貧困縣，地形上均為山區(qū)居多，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后且交通閉塞，因而當(dāng)?shù)剞r(nóng)村男性大齡未婚的情況十分突出?；谟袑W(xué)者對(duì)大齡男性未婚年齡的界定為28歲[8]，所以本研究大齡的年齡界定為28歲。一共回收有效問(wèn)卷490份，有效回收率86.4%。

(二)被解釋變量

本研究的被解釋變量為農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，依據(jù)的問(wèn)卷問(wèn)題為“您是否在意自己至今尚未結(jié)婚”，答案選項(xiàng)為“非常在意”“在意”“無(wú)所謂”“不在意”“非常不在意”。將變量轉(zhuǎn)換為農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，將變量值轉(zhuǎn)化為“較強(qiáng)”“一般”“較弱”三種，具體賦值情況見(jiàn)表1。

(三)解釋變量

本研究的解釋變量分為三個(gè)維度，分別為個(gè)體因素、家庭因素以及社會(huì)因素。具體測(cè)量指標(biāo)如下：

1.個(gè)體因素。包括被訪者的文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、健康自評(píng)、有無(wú)傾訴對(duì)象、是否有性壓抑狀況、年齡。其中，文化程度在問(wèn)卷中劃分為“小學(xué)及以下”“初中”“高中及以上”三個(gè)類別；是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)分為“有”和“沒(méi)有”兩類；住房條件劃分為“磚瓦房”和“非磚瓦房”兩類；平均月收入在問(wèn)卷中劃分為“2000元及以下”“2000元-3000元”“3000元及以上”三類；健康自評(píng)在問(wèn)卷中劃分為“良好”“一般”和“較差”；有無(wú)傾訴對(duì)象分為“有”和“無(wú)”兩類；是否有性壓抑分為“有”和“無(wú)”兩類；年齡為數(shù)值型變量。

2.家庭因素。包括被訪者的家庭經(jīng)濟(jì)狀況、是否五保戶、父母在世情況、是否與父母同住、父母是否在意其未婚。其中，是否五保戶分為“是”與“否”兩類；父母在世情況分為“均不在”和“健在(一方或雙方)”兩類；是否與父母居住分為“是”與“否”兩類；父母是否在意其未婚分為“在意”“一般”和“不在意”；家庭經(jīng)濟(jì)情況為數(shù)值型變量，取平均家庭年收入。

3.社會(huì)因素。關(guān)于社會(huì)因素的度量主要包括：村/寨活動(dòng)參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系。其中，村/寨活動(dòng)參與情況分為“參與”和“不參與”兩種類別；鄰里關(guān)系分為“較好”“一般”和“較差”三種類別；親戚關(guān)系分為“較好”“一般”和“較差”三種類別。

相關(guān)變量的賦值情況以及研究假設(shè)見(jiàn)表1。

(四)模型設(shè)置

本文的因變量“婚姻擠壓”為三分類變量，當(dāng)因變量為定類或定性變量的時(shí)候，可以使用logistic回歸模型來(lái)進(jìn)行因果關(guān)系的探討，“較強(qiáng)”設(shè)置為“Y=1”，“一般”設(shè)置為“Y=2”，“較弱”設(shè)置為“Y=3”。它的原理是基于OLS模型對(duì)因變量取值為“1”的發(fā)生概率P進(jìn)行一個(gè)建模處理，此時(shí)的方程模型為：

Pr(Y=yi|x1x2x3x4……xk)=α0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(a)

則可得出：

P(Y=1|x1x2x3x4……xk)=α1+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(1)

P(Y=2 |x1x2x3x4……xk)=α2+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(2)

P(Y=3|x1x2x3x4……xk)=α3+β1x1+β2x2+β3x3+……+βkxi

(3)

其中，P表示因變量各個(gè)取值發(fā)生的概率，α為方程的截距，β為方程的回歸系數(shù)。

三、研究分析

(一)相關(guān)變量的描述性信息

通過(guò)表2我們可以發(fā)現(xiàn)，有68.9%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為較強(qiáng)，21.1%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為一般，10.0%農(nóng)村大齡未婚男性表示其婚姻擠壓為較弱，說(shuō)明絕大部分農(nóng)村大齡未婚男性基于自身的情況，都具有較強(qiáng)的婚姻擠壓感受。

從個(gè)體因素分析，農(nóng)村大齡未婚男性的平均年齡在44.06歲，這與男性適婚年齡22歲相差較大，與學(xué)者界定的大齡未婚男性為28歲也相差較大；在文化程度方面，被訪者有56.8%的文化程度在小學(xué)及以下，有37.3%的文化程度在初中，僅有5.9%的文化程度在高中及以上，呈現(xiàn)絕大部分文化程度較低狀況，接受高等教育的農(nóng)村大齡未婚男性在少數(shù)；在平均月收入方面，有高達(dá)76.5%的被訪者平均月收入為2000元及以下，2000元～3000元的占14.9%，3000元及以上的被訪者僅有8.6%，說(shuō)明農(nóng)村大齡未婚男性平均月收入狀況都較低，絕大多數(shù)處于2000元以下，經(jīng)濟(jì)狀況處于劣勢(shì)，很容易受到婚姻市場(chǎng)的邊緣化；在健康自評(píng)方面，有55.6%的被訪者自認(rèn)為健康狀況良好，35.0%的被訪者認(rèn)為自身健康狀況為一般，9.4%的被訪者認(rèn)為自己的健康狀況較差，說(shuō)明被訪者在健康狀況方面仍有很大一部分并不是很好；在房子產(chǎn)權(quán)是否屬于自己方面，有46.7%的被訪者的房子產(chǎn)權(quán)屬于自己，而有55.6%的被訪者所居住房子產(chǎn)權(quán)并不屬于自己，可見(jiàn)被訪者大部分并沒(méi)有屬于自己的房子；在住房條件方面，60.2%的被訪者已經(jīng)住上了磚瓦房，但還有39.8%的被訪者居住非磚瓦房，可見(jiàn)仍有很大一部分被訪者住房條件較差，仍是國(guó)家脫貧的重大難題；在是否有傾訴對(duì)象方面，有41.9%的被訪者表示自己有傾訴的對(duì)象，有58.1%的被訪者表示自己并沒(méi)有傾訴對(duì)象；在有無(wú)性壓抑方面，有58.9%的被訪者表示自己有性壓抑，有41.1%的被訪者表示自己并沒(méi)有性壓抑，可見(jiàn)大部分被訪者由于沒(méi)有結(jié)婚成家，也沒(méi)有合法的性生活途徑，造成了很大一部分農(nóng)村大齡未婚男性存在生理宣泄困境，容易形成性壓抑。

從家庭因素分析，被訪者的家庭平均年收入的均值為14194.06元，家庭經(jīng)濟(jì)狀況處于低水平；是否五保戶方面，有90.0%的被訪者表示其所在家庭并不是五保戶，僅有10.0%被訪者表示其所在家庭屬于五保戶；在是否父母健在方面，有18.3%的被訪者表示父母均已去世，有81.7%的被訪者表示其父母一方或是雙方還健在；在是否與父母同住方面，有49.4%的被訪者仍和父母同住，有50.6%的被訪者表示已不和父母同住，可以看出超過(guò)半數(shù)的被訪者，盡管是大齡未婚的狀態(tài)，但是已經(jīng)不再和父母同??；在父母是否在意其未婚方面，有84.2%的被訪者表示其父母在意其未婚，有7.9%的被訪者表示其父母對(duì)其未婚狀態(tài)在意程度為一般，7.9%的被訪者表示其父母不在意其未婚狀態(tài)。

表2 相關(guān)變量描述性信息

從社會(huì)因素分析，在村/寨活動(dòng)參與情況方面，有87.0%的被訪者表示其會(huì)參與村/寨活動(dòng)，有13.0%的被訪者表示其不參與村/寨活動(dòng)；在親戚關(guān)系方面，有51.6%的被訪者表示其與親戚關(guān)系較好，43.2%的被訪者表示其與親戚關(guān)系一般，5.2%的被訪者表示其與親戚關(guān)系較差；在鄰里關(guān)系方面，有50.5%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系較好，45.8%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系一般，3.7%的被訪者表示其與鄰里關(guān)系較差。具體情況見(jiàn)表2。

(二)婚姻擠壓的影響因素分析

在進(jìn)行回歸模型分析之前，首先進(jìn)行相關(guān)分析剔除無(wú)關(guān)變量(由于篇幅有限未報(bào)出報(bào)表)。在90%的置信度下，文化程度、平均月收入、房子產(chǎn)權(quán)是否屬于自己、住房條件、平均家庭年收入均未通過(guò)相關(guān)檢驗(yàn)，研究假設(shè)H2、H3、H4、H5、H9未能通過(guò)檢驗(yàn)，剔除出模型。將剩余變量納入方程，建立模型。其中卡方值為147.54，自由度為30，模型的顯著性為0.00，則可以拒絕回歸方程顯著性的零假設(shè)，認(rèn)為解釋變量與廣義logitP的線性關(guān)系顯著，模型正確。具體情況見(jiàn)表3。

表3 婚姻擠壓影響因素模型分析

兩個(gè)模型均是以婚姻擠壓為“一般”為參考項(xiàng)而建立。其中，模型1表示的是婚姻擠壓為“較弱”時(shí)的影響因素。在個(gè)人因素中，年齡對(duì)農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓有顯著影響，年齡越大的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是年齡越小者的1.05倍，H1得到驗(yàn)證；有無(wú)傾訴對(duì)象、有無(wú)性壓抑、健康自評(píng)均未產(chǎn)生顯著影響，H6、H7、H8未得到驗(yàn)證；在家庭因素中，父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是父母均不在的2.38倍，H11得到驗(yàn)證；父母不在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較弱”而不是“一般”的可能性是父母在意其未婚者的3.13倍，H13得到驗(yàn)證；是否五保戶、是否與父母同住均未產(chǎn)生顯著影響，H10、H12未得到檢驗(yàn)；在社會(huì)因素中，村/寨活動(dòng)參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未產(chǎn)生顯著影響，H14、H15、H16未得到檢驗(yàn)。

模型2表示的是婚姻擠壓為“較強(qiáng)“時(shí)的影響因素。在個(gè)人因素中，有性壓抑的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強(qiáng)”而不是“一般”的可能性是無(wú)性壓抑的1.3倍，H8得到驗(yàn)證；年齡、有無(wú)傾訴對(duì)象、健康自評(píng)均未產(chǎn)生顯著影響，H1、H6、H7未得到檢驗(yàn)；在家庭因素中，父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強(qiáng)”而不是“一般”的可能性是父母不在意其未婚者的1.33倍，父母一般程度在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性在婚姻擠壓中選擇“較強(qiáng)”而不是“一般”的可能性是父母不在意其未婚者的1.17倍，H13得到驗(yàn)證；是否五保戶、是否父母健在、是否與父母同住均未產(chǎn)生顯著影響，H10、H11、H12未得到檢驗(yàn)；在社會(huì)因素中，村/寨活動(dòng)參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未產(chǎn)生顯著影響，H14、H15、H16未得到檢驗(yàn)。

四、 結(jié)論討論與政策建議

本文通過(guò)對(duì)貴州省5縣市的調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓狀況并通過(guò)多元回歸模型探討了其影響因素，得到了以下研究結(jié)果：

(一)從相關(guān)變量的描述統(tǒng)計(jì)出發(fā)，絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性有著較強(qiáng)的婚姻擠壓。在個(gè)體因素中，他們面臨著年齡過(guò)大(平均年齡44.6歲)、文化程度較低、經(jīng)濟(jì)收入偏低等問(wèn)題，超過(guò)半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性有性壓抑、沒(méi)有傾訴對(duì)象、沒(méi)有自己的住房產(chǎn)權(quán)；在家庭因素中，他們的家庭平均年收入較低(平均14194.06元)，絕大多數(shù)父母健在，將近半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性與父母同住，絕大多數(shù)父母都在意其未婚；在社會(huì)因素中，絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性都參與村/寨活動(dòng)，將近半數(shù)的農(nóng)村大齡未婚男性都覺(jué)得與親戚、鄰里關(guān)系較好。

(二)從婚姻擠壓的影響因素出發(fā)，年齡、是否父母健在反向影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，年齡越大、父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓；是否性壓抑、父母是否在意其未婚正向影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓，有性壓抑、父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強(qiáng)的婚姻擠壓；文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、健康自評(píng)、是否有傾訴對(duì)象、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、是否五保戶、是否與父母同住、村/寨活動(dòng)參與情況、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系均未能影響農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。

首先，年齡越大的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓，這可能是由于長(zhǎng)期大齡未婚，隨著年齡越來(lái)越大，更加的習(xí)以為常，容易形成大部分農(nóng)村大齡未婚男性習(xí)慣性失婚。父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著較弱的婚姻擠壓，這可能是父母健在的農(nóng)村大齡未婚男性有著更多的社會(huì)支持，父母能為其提供更多的婚姻幫助。其次，有性壓抑的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強(qiáng)的婚姻擠壓，這可能是由于面臨困境的生理宣泄，使其越發(fā)在意其未婚狀況，便感受到較強(qiáng)的婚姻擠壓。父母在意其未婚的農(nóng)村大齡未婚男性有著較強(qiáng)的婚姻擠壓，這可能是鄉(xiāng)村社會(huì)里所固有的婚育觀念，對(duì)于大齡未婚的子女，父母會(huì)頻繁催促其完成婚姻大事，使得其越發(fā)地感受到婚姻擠壓。最后，在無(wú)顯著影響的變量中，文化程度、是否有屬于自己的住房產(chǎn)權(quán)、住房條件、平均月收入、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、是否五保戶等經(jīng)濟(jì)型指標(biāo)并未能影響到農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。筆者認(rèn)為這可能是因?yàn)樗{(diào)查地區(qū)均為貧困縣市，在這些經(jīng)濟(jì)型指標(biāo)中表現(xiàn)出的同質(zhì)性較強(qiáng)，比如文化程度，初中及以下就占94.1%，平均月收入3000元以下也已占據(jù)91.4%，這就容易形成一種參照群體效應(yīng)，形成一種經(jīng)濟(jì)發(fā)展的惰性。是否與父母同住未對(duì)農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓產(chǎn)生影響，筆者認(rèn)為這是基于村落社會(huì)長(zhǎng)期傳統(tǒng)的空間規(guī)劃，就算與父母分家居住，其新的居住地也不會(huì)離原生家庭很遠(yuǎn)，大都集中在一個(gè)區(qū)域里，還是同處于一個(gè)村落，甚至就在原生家庭附近。所以這和與父母同住的情況差異較小。村/寨活動(dòng)參與情況、親戚關(guān)系和鄰里關(guān)系對(duì)農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓并沒(méi)有顯著性影響，這可能是現(xiàn)在鄉(xiāng)村社會(huì)的血緣、地緣關(guān)系在弱化，從熟人社會(huì)變成一種半熟人社會(huì)，村/寨里的人、親戚或是鄰里之間并沒(méi)有更多深層次的情感關(guān)懷，大都為日常寒暄，所以他們并沒(méi)能影響到農(nóng)村大齡未婚男性的婚姻擠壓。

結(jié)合上述分析，筆者就絕大多數(shù)農(nóng)村大齡未婚男性有著性壓抑和面臨較強(qiáng)的婚姻擠壓?jiǎn)栴}、年齡較大而面臨的未來(lái)養(yǎng)老問(wèn)題、經(jīng)濟(jì)發(fā)展惰性問(wèn)題提出三個(gè)相應(yīng)的政策建議，助力推動(dòng)西南地區(qū)精準(zhǔn)扶貧，打好脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)。

第一，開(kāi)展相應(yīng)的健康教育，提供心理咨詢平臺(tái)。當(dāng)?shù)卣梢酝ㄟ^(guò)邀請(qǐng)關(guān)于健康教育方面的專業(yè)人才，對(duì)所在縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)計(jì)生服務(wù)站的人員進(jìn)行系統(tǒng)的培訓(xùn)，不同地區(qū)由所在縣、鄉(xiāng)的計(jì)生人員負(fù)責(zé)下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)村大齡未婚男性進(jìn)行健康教育，并為農(nóng)村大齡未婚男性提供關(guān)于其自身男性健康方面的資料，選取人員流動(dòng)較大的地點(diǎn)設(shè)置健康教育宣傳欄，定期宣傳健康知識(shí)，特別是關(guān)于生殖健康方面的知識(shí)，并有計(jì)劃地舉辦健康教育知識(shí)講座。此外，提供相應(yīng)的心理咨詢平臺(tái)，引進(jìn)專業(yè)的心理咨詢?nèi)瞬?，可定點(diǎn)定時(shí)地提供心理咨詢服務(wù)，開(kāi)導(dǎo)大齡未婚男性的婚姻擠壓情緒。

第二，建立長(zhǎng)效的養(yǎng)老保障機(jī)制。與城市相比，農(nóng)村養(yǎng)老保障面臨著金額少、覆蓋面窄的狀況。農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老模式多趨向于家庭養(yǎng)老，目前，的大齡未婚男性一部分逐漸步入老年，本文研究的貴州省5縣市，大齡未婚男性的平均年齡達(dá)到了44.06歲，年齡已經(jīng)逐漸靠近年老，由于未成家也就無(wú)法像傳統(tǒng)意義上選擇家庭養(yǎng)老。因而政府必須因地制宜，進(jìn)一步完善農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)保障機(jī)制，推廣養(yǎng)老新模式，引入從事社會(huì)工作的專業(yè)人才，不斷豐富農(nóng)村養(yǎng)老模式?？梢蝗私⒁粋€(gè)人賬戶，確保資金能按時(shí)到位，解決他們安老養(yǎng)老的后顧之憂。

第三，大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展積極性，縮小城鄉(xiāng)差距，實(shí)現(xiàn)女性回流，優(yōu)化擇偶空間。首先，政府要加快對(duì)農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，投入資金進(jìn)行樓房建設(shè)和道路建設(shè)，對(duì)于目前仍居住在非磚瓦房的農(nóng)村男性，提供政策上的支持，如提供資金的新房補(bǔ)助。其次，政府還可以引進(jìn)更多的補(bǔ)貼和優(yōu)惠政策，加大對(duì)農(nóng)業(yè)的資金投入，引進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的智能機(jī)械，把農(nóng)業(yè)做成產(chǎn)業(yè)化、生態(tài)化。只要當(dāng)?shù)卣芴峁└嗟木蜆I(yè)崗位和就業(yè)條件，并不斷地大力發(fā)展農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)，建立相應(yīng)的設(shè)施，使得農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、村民富足，便能一定程度上實(shí)現(xiàn)女性回流。