郝 立，王志章

（1.復(fù)旦大學(xué)社會(huì)發(fā)展與公共政策學(xué)院，上海200433；2.西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶400715）

一、引言

改革開放釋放了波瀾壯闊的遷移浪潮，為中國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛提供了充裕的勞動(dòng)力，極大地推動(dòng)了城鎮(zhèn)化和現(xiàn)代化的進(jìn)程，同時(shí)遷移也為流動(dòng)人口帶來(lái)收入的提高、職業(yè)的上升、生活水平的改善，是社會(huì)流動(dòng)的重要機(jī)制和機(jī)會(huì)窗口。時(shí)至今日，長(zhǎng)期化、家庭化的遷移已逐漸成為人口流動(dòng)的主要趨勢(shì)（王培安，2019）[1]，據(jù)《中國(guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2017》顯示，流動(dòng)人口家庭戶平均規(guī)模保持在2.5人以上。作為家庭遷移的一種特殊方式，婚姻遷移卻較少為學(xué)界所關(guān)注。自改革開放以來(lái)，婚姻遷移比例呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì)，據(jù)國(guó)家衛(wèi)生健康委流動(dòng)人口數(shù)據(jù)平臺(tái)顯示，中國(guó)婚姻遷移人口比例從1982～1987年的15.76%下降到2000～2005年的8.45%（見(jiàn)圖1），2000年第五次人口普查婚姻遷移人數(shù)約為149.89萬(wàn)人，占總遷移人口的12.02%左右，而在2010年第六次人口普查中，婚姻遷移的絕對(duì)數(shù)量有所上升，但占比卻下降至4.83%左右（見(jiàn)表5）。但不可否認(rèn)的是，婚姻遷移促進(jìn)了遷移者在社會(huì)、文化、政治、經(jīng)濟(jì)等方面的社會(huì)融合（Dan Rodríguez-García，2015）[2]，通過(guò)婚姻移民習(xí)得語(yǔ)言技能、了解當(dāng)?shù)厣鐣?huì)規(guī)范與風(fēng)俗、建立本地社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，這些溢出效應(yīng)也使得婚姻遷移者更有可能占據(jù)勞動(dòng)力市場(chǎng)上的優(yōu)勢(shì)地位。此外，對(duì)于中國(guó)農(nóng)村底層女性而言，“上遷的婚姻”通常也被認(rèn)為是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位改變的有限途徑，因此婚姻遷移作為一種重要社會(huì)流動(dòng)方式所發(fā)揮的積極作用不應(yīng)被忽視。

社會(huì)流動(dòng)一直以來(lái)是社會(huì)各界關(guān)注的核心話題，黨的十九大報(bào)告提出“破除妨礙勞動(dòng)力、人才社會(huì)性流動(dòng)的體制機(jī)制弊端”。隨后，2019年國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于促進(jìn)勞動(dòng)力和人才社會(huì)性流動(dòng)體制機(jī)制改革的意見(jiàn)》，再次強(qiáng)調(diào)構(gòu)建合理、公正、暢通、有序的社會(huì)性流動(dòng)格局的重要性。遷移帶來(lái)通婚圈的擴(kuò)大，有效地幫助遷移者搜尋更合適和更具理想特征的伴侶（Choi & Mare，2012）[3]。有的遷移者利用婚姻脫離貧困的家庭，通過(guò)空間等級(jí)的提升向經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的地區(qū)流動(dòng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)自身階層地位的向上躍升（Davin，2007）[4]。Deribe等（2019）研究發(fā)現(xiàn)較長(zhǎng)的遷移距離降低了結(jié)婚率，但是卻增加了婚姻向上匹配的概率，因此遷移對(duì)于社會(huì)流動(dòng)的重要性不僅體現(xiàn)在收入和職業(yè)，也可以是通過(guò)婚姻市場(chǎng)中對(duì)伴侶的選擇，尤其是對(duì)女性來(lái)說(shuō)，通過(guò)遷移尋找“對(duì)的人”，是她們提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)獲得的重要途徑[5]。鑒于此，本文將嘗試回答以下問(wèn)題：第一，婚姻遷移是否能顯著提高遷移者代際流動(dòng)性？這種積極影響在地區(qū)、城鄉(xiāng)、性別以及出生世代等方面是否存在顯著差異？第二，婚姻遷移是通過(guò)什么機(jī)制進(jìn)而提高遷移者的代際流動(dòng)性的？回答好這一系列問(wèn)題，對(duì)豐富婚姻遷移內(nèi)在理論邏輯，理解和把握家庭化遷移大趨勢(shì)，推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，增進(jìn)遷移者在流入地的生活福利，使其過(guò)上更有體面和尊嚴(yán)的生活，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 改革開放以來(lái)我國(guó)婚姻遷移人口比例變化

二、文獻(xiàn)評(píng)述

長(zhǎng)期以來(lái)，婚姻遷移被視為一種非生產(chǎn)性遷移，由于對(duì)遷移者技能發(fā)展和資產(chǎn)累積的作用有限，因此婚姻遷移往往被排除在移民與發(fā)展的關(guān)系辯論之外。一些學(xué)者認(rèn)為婚姻遷移，尤其是女性的婚姻遷移，實(shí)際上是一種資源交換，例如：娶東南亞媳婦的臺(tái)灣男性多為年事已高、身體條件差、找不到本地年輕媳婦的男性（Jones&Ramdas，2004）[6]。但一些研究者依然將其納入勞動(dòng)力遷移的范疇，他們認(rèn)為，跨國(guó)婚姻遷移是受教育程度較低的婦女合法移民、獲得海外就業(yè)并有可能獲得永久居留權(quán)的鮮有機(jī)會(huì)之一（Piper&Roces，2003）[7]。但婚姻遷移者通常也會(huì)面臨著法律、社會(huì)以及體制上極大的不穩(wěn)定，一方面表現(xiàn)在就業(yè)的不穩(wěn)定，婚姻遷移者多為臨時(shí)工，沒(méi)有穩(wěn)定的雇主，工資低，工作環(huán)境不安全（Standing，2011）[8]；另一方面，由于種族、語(yǔ)言和社會(huì)差異，他們可能缺乏公民身份，簽證也不穩(wěn)定（Vosco et al.，2009）[9]。最近的研究表明，來(lái)自較貧窮國(guó)家的婚姻移民通常在跨國(guó)背景下也從事一些家務(wù)、護(hù)理、服務(wù)等一些非正規(guī)勞動(dòng)，并以匯款的形式支持原籍國(guó)的家庭（Piper&Lee，2016）[10]。對(duì)中國(guó)婚姻遷移的研究主要集中于婚姻遷移模式的變化、婚姻遷移者社會(huì)融合與生活福利等方面。王豐龍、何深靜（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)目前的婚姻遷移主要發(fā)生在相同的類型、地區(qū)、行政級(jí)別的戶籍居民之間，來(lái)自西部、農(nóng)村、行政級(jí)別較低的地區(qū)的女性向上婚依然較為常見(jiàn)[11]。胡瑩、李樹茁（2015）對(duì)女性跨省婚姻遷移的研究亦認(rèn)為西部仍然是婚姻遷移凈輸出地區(qū)，婚姻遷移目的地從東部沿海地區(qū)加速向長(zhǎng)三角、珠三角和環(huán)渤海等都市圈集中[12]26。除了遷移模式的變化，婚姻遷移在促進(jìn)遷移者婚姻市場(chǎng)的擴(kuò)展、地區(qū)文化交流、人口婚配動(dòng)態(tài)的平衡以及社會(huì)融合等方面的積極作用不應(yīng)被忽視（Bossen，2007）[13]。Hu等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人受教育水平高、遷移時(shí)間長(zhǎng)、母親受教育水平高、良好的家庭經(jīng)濟(jì)狀況等因素均會(huì)提高女性婚姻遷移的概率，而擁有更好的家庭條件與個(gè)人條件的女性婚姻遷移者也更容易融入當(dāng)?shù)厣鐣?huì)[14]。韋艷、段婷婷（2016）發(fā)現(xiàn)個(gè)人層面如受教育程度高、無(wú)務(wù)工經(jīng)歷、婚齡時(shí)間長(zhǎng)的女性心理和行為融合度高，社區(qū)層面的因素也會(huì)影響融合，如人均收入高的村莊婚姻遷移女性的社會(huì)融入度高[15]。

代際流動(dòng)是衡量社會(huì)開放性與公平的重要指標(biāo)（Glass，1954）[16]，它反映了子輩與父輩在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等因素的關(guān)聯(lián)程度，代際間流動(dòng)性越高，越可能緩解社會(huì)的不公平（Mare，2016）[17]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于代際流動(dòng)的微觀成因，主要從先賦性因素和自致性因素兩方面解釋（Blau&Duncan，1967）[18]，前者主要包括良好的家庭背景（王甫勤、時(shí)怡雯，2014）[19]、父代教育和職業(yè)流動(dòng)（解雨巷、解晉，2019）[20]、祖代職業(yè)階層（Mare，2014；張桂金等，2016）[21][22]等方面；后者主要包括自身能力的增長(zhǎng)、受教育程度和職業(yè)的提高、收入的改善等（吳俞曉，2013；Xie&Killewald，2013）[23][24]。除了收入、教育與職業(yè)，婚姻和配偶的選擇也是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位再生產(chǎn)和社會(huì)流動(dòng)的重要途徑（Deribe&Lundh，2010）[25]。近期的研究也越來(lái)越重視婚姻在代際流動(dòng)中的作用，劉怡等[26]（2017）采用Lam與Schioeni（1994）婚姻匹配模型發(fā)現(xiàn)婚姻匹配是中國(guó)代際傳遞的重要機(jī)制，特別是對(duì)于女性而言，父代收入通過(guò)婚配市場(chǎng)作用于子代配偶的個(gè)人收入，形成代際傳遞，其中婚姻市場(chǎng)的教育匹配機(jī)制，尤其是高等教育匹配是形成代際傳遞的重要渠道[27]。Choi與Breen（2020）將婚姻狀態(tài)和婚姻匹配類型納入研究，比較家庭收入的代際彈性與孩子個(gè)人收入的代際彈性，發(fā)現(xiàn)婚姻在家庭代際流動(dòng)中重要作用主要在女兒身上體現(xiàn)，并且是長(zhǎng)期的而非短期，其中教育匹配是關(guān)鍵的中介機(jī)制[28]。此外，眾多研究也發(fā)現(xiàn)了遷移可以增加流動(dòng)者就業(yè)機(jī)會(huì)，強(qiáng)化教育等基本公共服務(wù)質(zhì)量對(duì)代際收入流動(dòng)的改善作用（程艷、沈利東，2020）[29]，進(jìn)而幫助其擺脫“代際低收入傳承陷阱”（孫三百等，2012）[30]，是提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，增強(qiáng)代際流動(dòng)性的重要方式。滕祥和等（2020）[31]、宋旭光、何佳佳（2019）[32]等學(xué)者也分別研究了非自愿搬遷、家庭化遷移等不同的遷移類型對(duì)代際流動(dòng)的影響。

那么婚姻遷移如何影響代際流動(dòng)性的？婚姻關(guān)系的建立被認(rèn)為是階層代際傳遞與再生產(chǎn)的主要機(jī)制之一（Haller，1981）[33]，而對(duì)教育、職業(yè)、收入、種族、宗教等各方面的婚姻匹配的過(guò)程，則是社會(huì)不平等結(jié)構(gòu)的自我建構(gòu)、復(fù)制和再生產(chǎn)的過(guò)程，婚姻雙方地位匹配與否，對(duì)社會(huì)階層結(jié)構(gòu)的強(qiáng)化、延續(xù)與重構(gòu)均會(huì)產(chǎn)生影響（李煜，2011）[34]，因此婚姻匹配是考察社會(huì)分層、社會(huì)開放性的不可忽視的重要指標(biāo)。根據(jù)擇偶梯度理論，人們?cè)诨橐鲋袃A向于選擇受教育程度、職業(yè)、社會(huì)地位、薪資收入等方面優(yōu)于自己的配偶，其中女性傾向于選擇社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的男性，而男性傾向于選擇社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位比自己稍低的女性（Greitemeyer，2007）[35]，婚姻關(guān)系往往呈現(xiàn)出“梯形”，梯度效應(yīng)也多見(jiàn)于“男高女低”的婚姻。在中國(guó)傳統(tǒng)父權(quán)制文化下，社會(huì)底層的農(nóng)村人口，尤其是農(nóng)村女性，資源匱乏，社會(huì)地位低下，社會(huì)流動(dòng)的渠道狹小且封閉，“上遷的婚姻”往往被認(rèn)為是提高其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的有限途徑（Watson&Ebrey，1991）[36]，因此一些農(nóng)村女性通過(guò)婚姻獲取“農(nóng)轉(zhuǎn)非”而進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會(huì)流動(dòng)（Wu&Treiman，2007）[37]。韋艷等（2014）研究顯示中國(guó)農(nóng)村女性向上社會(huì)流動(dòng)的渠道依然狹窄，“后致性因素”較“先賦性因素”對(duì)上遷的婚姻更具顯著效應(yīng)[38]。有鑒于此，婚姻遷移可能通過(guò)婚姻的向上匹配進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會(huì)階層的向上流動(dòng)。

既有的研究成果為婚姻遷移的模式、目的、生活福利以及代際流動(dòng)的影響因素提供了諸多有益借鑒與參考，但依然存在以下不足之處：一是，現(xiàn)有文獻(xiàn)均顯示出婚姻與遷移均是影響代際流動(dòng)的重要因素，婚姻遷移亦可以增進(jìn)遷移者的生活福利，但目前從婚姻遷移角度對(duì)代際流動(dòng)影響的研究并不充分；第二，從婚姻遷移角度來(lái)說(shuō)，既有文獻(xiàn)對(duì)婚姻遷移者生活福利進(jìn)行了研究，但依然缺乏對(duì)遷移者代際流動(dòng)影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第三，對(duì)二者影響機(jī)制的分析也相對(duì)欠缺，尚待探索。鑒于此，本文將研究中國(guó)背景下的婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)的影響，并嘗試從婚姻匹配角度解釋其影響機(jī)理，進(jìn)一步深化對(duì)婚姻、遷移與代際流動(dòng)的理解與認(rèn)識(shí)。

圖2 婚姻遷移影響代際流動(dòng)的邏輯關(guān)系圖

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量說(shuō)明及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究主要使用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2010年、2011年、2012年、2013年、2015年五輪數(shù)據(jù)，該調(diào)查由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行，是中國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的學(xué)術(shù)調(diào)查。自2003年起，該項(xiàng)目采用多階段、多層次的隨機(jī)概率抽樣方法，每年對(duì)中國(guó)大陸各省市自治區(qū)直轄市10000多戶家庭進(jìn)行連續(xù)性的橫截面調(diào)查。CGSS是目前為止包含婚姻信息最豐富的調(diào)研數(shù)據(jù)庫(kù)之一，覆蓋了夫妻雙方的年齡、教育、收入、工作、職業(yè)、父母、家庭等多方面的信息，豐富了對(duì)婚姻研究的視角。本研究主要考察婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)的影響，鑒于每年調(diào)查中婚姻遷移的樣本較少，故本研究將五年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行縱向合并為混合截面數(shù)據(jù)，以擴(kuò)大樣本容量，增強(qiáng)樣本的代表性，以求獲得更精確的估計(jì)量和更有效的統(tǒng)計(jì)量。在剔除重要變量缺失樣本后，最終獲得樣本37307個(gè)，有過(guò)婚姻遷移經(jīng)歷的樣本1299個(gè)，非婚姻遷移者36008個(gè)。

（二）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

學(xué)界對(duì)社會(huì)地位的測(cè)量，主要包括客觀法、主觀法與綜合法（Duru-Bellat&Kieffer，2008）[39]，客觀法主要采用職業(yè)或收入等單一指標(biāo)測(cè)量。但由于社會(huì)地位是除了職業(yè)收入之外，還包括權(quán)力、聲望、資產(chǎn)等多個(gè)維度的綜合指標(biāo)，而這些指標(biāo)操作化較為困難，因此本文借鑒陽(yáng)義南、連玉君（2015）的做法[40]，采用主觀法測(cè)量社會(huì)階層地位，也即將受訪者本人對(duì)自身階層的主觀認(rèn)同與評(píng)價(jià)作為被解釋變量。因?yàn)橄啾仁杖?，受訪者個(gè)體主觀社會(huì)階層地位是對(duì)社會(huì)分層更準(zhǔn)確的評(píng)價(jià)，并且主觀階層地位的調(diào)查數(shù)據(jù)可靠性更高（Krueger&Schkade，2008）[41]。CGSS調(diào)查問(wèn)卷中采用十級(jí)階梯式量表測(cè)量受訪者主觀階層認(rèn)同，也即“您認(rèn)為自己目前在哪個(gè)等級(jí)上？”受訪者在1～10分的刻度上進(jìn)行打分，1代表社會(huì)最底層，10代表社會(huì)最頂層，受訪者得分越高表示主觀階層認(rèn)同越高，該變量主要用于表示“子代”的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為受訪者14歲時(shí)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、婚姻遷移以及二者的交互項(xiàng)。首先，受訪者14歲時(shí)的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，也是從1～10進(jìn)行打分，該變量主要用于反映“父輩”社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，而父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)受訪者本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的代際回歸系數(shù)可用于測(cè)量家庭層面的代際流動(dòng)性，該系數(shù)值介于0～1之間，系數(shù)越大，說(shuō)明父代與子代之間代際關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，流動(dòng)性越低；反之，代際流動(dòng)性越好（陳琳、袁志剛，2012）[42]。其次，對(duì)于婚姻遷移的測(cè)量，主要來(lái)自CGSS問(wèn)卷中“您獲得非農(nóng)戶口的途徑是什么”，選項(xiàng)包括：升學(xué)、參軍、工作、購(gòu)房、轉(zhuǎn)干、征地、家屬隨轉(zhuǎn)（包括婚姻）、戶口改革等。根據(jù)CGSS官方公布的問(wèn)卷內(nèi)容詳解，受訪者回答通過(guò)結(jié)婚或投親靠友（比如：投靠兄弟姐妹）而獲得非農(nóng)戶口的，選擇“家屬隨轉(zhuǎn)（包括婚姻）”，但由于在實(shí)際生活中，通過(guò)投親靠友而實(shí)現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非的情況非常之少，大部分人是通過(guò)婚姻實(shí)現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非，因此本研究中將選擇家屬隨轉(zhuǎn)的受訪者視為婚姻遷移，賦值為1，否則為0。該變量實(shí)際上是作為父代與子代代際流動(dòng)性的一個(gè)調(diào)節(jié)變量，反映婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響，具體來(lái)說(shuō)，就是構(gòu)建婚姻遷移與父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)，因此兩者交互項(xiàng)的回歸系數(shù)的大小及顯著性是本研究關(guān)心的重點(diǎn)。

3.其他控制變量

本文還控制了個(gè)體和家庭層面其他影響階層代際流動(dòng)的變量，子代的相關(guān)控制變量包括性別、年齡、健康、民族、受教育程度、工作、收入、黨派等變量，其中為減少極端值對(duì)結(jié)果的干擾，本研究將受訪者個(gè)人總收入進(jìn)行取對(duì)數(shù)和縮尾處理。此外，在中國(guó)，黨員身份不僅是獲得某些職業(yè)（如國(guó)企、公務(wù)員）或職位晉升的參考條件，且招募過(guò)程會(huì)綜合考慮申請(qǐng)者社會(huì)地位高低，因此我們以黨員身份反映受訪者及其家庭社會(huì)地位（Walder et al.，2000；許琪，2018）[43][44]。由于父輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況也會(huì)同時(shí)影響婚姻遷移與階層代際流動(dòng)性，因此本文還控制了父輩的受教育程度與父親的黨派。主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型設(shè)定

為考察婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響，本文將模型設(shè)定如下：

上述式（1）中，strai表示第i個(gè)受訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，α0為常數(shù)，stra14i表示受訪者14歲時(shí)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，α1反映家庭層面代際流動(dòng)性的強(qiáng)度，該值越大，代際相關(guān)性越強(qiáng)，代際流動(dòng)性越弱；marriagemigi表示婚姻遷移，本研究還在模型中設(shè)置了婚姻遷移與父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交乘項(xiàng)（stra14i*marriagemigi），這兩個(gè)交乘項(xiàng)回歸系數(shù)α3用于衡量婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響，我們預(yù)期α3的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明婚姻遷移能削弱父代與子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的相關(guān)性，進(jìn)而增強(qiáng)代際流動(dòng)性。為減少遺漏變量誤差，本文還在模型中加入更多的有關(guān)子代與父代特征的控制變量，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于本研究因變量為0～10的有序多分類變量，故采用Ordered Logit模型婚姻遷移與階層代際流動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行分析。

四、婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1與表2均報(bào)告了研究對(duì)象的描述性統(tǒng)計(jì)特征，總體上來(lái)看，本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（均值為4.249）高于14歲時(shí)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（均值為3.067），說(shuō)明子代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較父輩的有所提高。發(fā)生婚姻遷移的樣本有1299人，占了總體樣本的3.48%，其中以女性為主，占了總體樣本的72.75%，大部分婚姻遷移者的身體較為健康（59.43%）。同時(shí)在該樣本中，93.92%的婚姻遷移者是漢族，受教育程度在初高中的居多，只有不到一半（48.81%）的人有工作，28.25%的人是共產(chǎn)黨員，父親受教育程度總體上偏低，父親為共產(chǎn)黨員的樣本占了37.49%。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

本文基于CGSS2010～2015年五輪數(shù)據(jù)，對(duì)婚姻遷移與代際流動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行研究，由于被解釋變量本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是1～10的離散變量，故本研究采用Ordered Logit為基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。

模型（1）僅加入了14歲時(shí)家庭社會(huì)地位，回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，可以看出父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與子輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有較強(qiáng)的相關(guān)性，說(shuō)明代際流動(dòng)性較差。模型（2）中進(jìn)一步加入了婚姻遷移和二者交互項(xiàng)，可以看出父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與子輩社會(huì)地位依然是顯著正相關(guān)的，但是婚姻遷移與父輩家庭社會(huì)地位的交乘項(xiàng)卻是顯著為負(fù)，說(shuō)明了婚姻遷移削弱了父輩與子輩的代際關(guān)系，增強(qiáng)了代際流動(dòng)性。模型（3）中，加入了子輩與父輩特征的控制變量，同時(shí)除了個(gè)體和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)婚姻遷移與代際流動(dòng)的關(guān)系會(huì)產(chǎn)生影響，Chetty（2018）的研究也發(fā)現(xiàn)社區(qū)環(huán)境會(huì)通過(guò)接觸效應(yīng)（Exposure Effects）影響個(gè)體社會(huì)流動(dòng)和婚姻狀況，因此為消除社區(qū)層面的影響因素對(duì)二者關(guān)系的干擾，本研究進(jìn)一步控制了社區(qū)固定效應(yīng)[45]?；貧w結(jié)果顯示，父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與子代的社會(huì)地位依然是顯著正相關(guān)的。此時(shí)，婚姻遷移對(duì)受訪者社會(huì)地位也具有顯著的正向影響，說(shuō)明了在父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)較低的情況下，婚姻遷移是可以顯著提高遷移者的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的?；橐鲞w移與父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)在1%水平上顯著為負(fù)，并且較模型（2）進(jìn)一步增強(qiáng)了顯著性，說(shuō)明了婚姻遷移能夠顯著削弱父輩與子輩的代際強(qiáng)相關(guān)性，進(jìn)而增強(qiáng)代際之間的流動(dòng)性，是子輩實(shí)現(xiàn)階層躍升的另一途徑。

從控制變量的回歸結(jié)果來(lái)看，除民族變量外，其他控制變量均顯著。具體看來(lái)：性別變量的回歸系數(shù)是1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明男性自評(píng)社會(huì)階層地位更低；年齡變量的回歸系數(shù)是在1%水平上顯著為正，說(shuō)明年齡越大，社會(huì)階層地位越高；工作變量的回歸系數(shù)是顯著為正的，說(shuō)明有工作的人，自評(píng)社會(huì)階層地位越高；此外，健康水平、收入水平、受教育程度、黨員身份、父輩受教育程度等變量均在1%水平上顯著為正，說(shuō)明具有健康狀況越好、收入水平越高、受教育程度越高，共產(chǎn)黨員、父輩受教育程度越高等特征的受訪者自評(píng)社會(huì)階層地位更高。

表2 研究對(duì)象分布及婚姻遷移比例

除了以上父代與子代特征的控制變量會(huì)影響婚姻遷移與代際流動(dòng)的關(guān)系外，由生物基因遺傳的能力、家庭文化與成長(zhǎng)環(huán)境帶來(lái)的聲望以及父代社會(huì)資本、裙帶關(guān)系等難以直接觀測(cè)的遺漏變量也會(huì)影響二者關(guān)系。此外，婚姻遷移的決策并非隨機(jī)生成，是個(gè)體綜合考慮自身與家庭稟賦等多方面因素做出的決定，是遷移者自我選擇的結(jié)果，并且進(jìn)行婚姻遷移的這類群體可能本身代際流動(dòng)性就較高，此時(shí)，簡(jiǎn)單的回歸模型已難以準(zhǔn)確估計(jì)婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響。為解決遺漏變量與選擇性所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文借鑒陸銘、張爽（2008）的做法[46]，采用社區(qū)層面婚姻遷移比例，也即除本人外，同一社區(qū)中其他人的婚姻遷移比例作為工具變量。在選擇工具變量時(shí)，應(yīng)符合相關(guān)性與外生性兩個(gè)條件，也即工具變量既要與自變量相關(guān)，又要與誤差項(xiàng)不相關(guān)（Wooldrige，2006）[47]，且工具變量只能通過(guò)影響自變量，對(duì)因變量產(chǎn)生影響。已有文獻(xiàn)表明，在遷移決策中存在廣泛的“同伴效應(yīng)（peer effects）”（Rozelle et al.，1999）[48]，也即社區(qū)其他人婚姻遷移的決策可能會(huì)影響到本人的婚姻遷移決策，滿足工具變量相關(guān)性的假定；而社區(qū)層面婚姻遷移比例不會(huì)直接對(duì)代際流動(dòng)性產(chǎn)生影響。因此，在理論上可以使用社區(qū)層面婚姻遷移比例作為本人婚姻遷移的工具變量。此外，本研究還同時(shí)生成了一個(gè)社區(qū)層面婚姻遷移比例與14歲時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交乘項(xiàng)作為原有婚姻遷移與14歲時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)交互項(xiàng)的新工具變量。

表3 婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響

本文采用兩階段最小二乘法（Two-stage least squares，2SLS）來(lái)緩解兩者之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題，回歸結(jié)果中同時(shí)報(bào)告了工具變量有效性檢驗(yàn)結(jié)果，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為252.35，遠(yuǎn)高于Stock等人（2002）[49]所建議的經(jīng)驗(yàn)值，也即在10%水平上拒絕弱工具變量的假設(shè)的臨界值（7.03），故本文以地區(qū)層面婚姻遷移比例作為工具變量是合適的，不存在弱工具變量選擇問(wèn)題。模型（4）展示了工具變量第二階段的回歸結(jié)果，14歲時(shí)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與婚姻遷移的交互項(xiàng)依然是顯著為負(fù)的，支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的結(jié)論，說(shuō)明了婚姻遷移可以提高代際流動(dòng)性，是個(gè)人實(shí)現(xiàn)階層跨越的一個(gè)途徑。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的地區(qū)差異

社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡在跨省婚姻遷移中尤為明顯，其主要表現(xiàn)為從欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)，往發(fā)達(dá)的東部地區(qū)遷移。根據(jù)1990年的人口普查數(shù)據(jù)顯示，西部地區(qū)云南、貴州、四川、廣西等四個(gè)省女性婚姻向外遷移的占比分別為72.7%、71.2%、48.6%、42%，而中東部地區(qū)河北（63%）、安徽（59.1%）、江蘇（54.5%）、福建（50.6%）、浙江（47.2%）等是婚姻遷移遷入占比最高的五個(gè)省（Davin，2007）[50]。郭永昌、丁金宏（2015）以全國(guó)第六次人口普查數(shù)據(jù)為依據(jù)，采用人口遷移指數(shù)測(cè)定了中國(guó)婚姻遷移的流量與強(qiáng)度，發(fā)現(xiàn)我國(guó)省際婚姻遷移梯度明顯，京津滬直轄市以及經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的沿海省份是高遷入?yún)^(qū)，而中西部省份反磁力效應(yīng)顯著，遷出意愿強(qiáng)烈[51]。

鑒于此，為考察婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的地區(qū)差異，本研究根據(jù)樣本省份及地理位置，生成東部地區(qū)①本研究中，“東部地區(qū)”主要包括：北京市、天津市、上海市、河北省、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省、遼寧省。虛擬變量，回歸結(jié)果如表4模型（1）所示，在控制了個(gè)體自身、家庭特征以及社區(qū)固定效應(yīng)之后，父輩的社會(huì)地位對(duì)子輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位主效應(yīng)依然在1%水平上顯著為正，同時(shí)在父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)較低的情況下，婚姻遷移也會(huì)顯著提高個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和家庭的代際流動(dòng)性，這與前文結(jié)論一致。在模型中加入東部地區(qū)虛擬變量之后，14歲時(shí)家庭地位與東部地區(qū)的交互項(xiàng)是在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明了較中西部人口來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)的人口的代際流動(dòng)性會(huì)更強(qiáng)。此時(shí)，重點(diǎn)應(yīng)關(guān)注14歲時(shí)家庭社會(huì)地位、婚姻遷移與東部地區(qū)的三次交互項(xiàng)，結(jié)果顯示，三者交互項(xiàng)是顯著為正，說(shuō)明了相較于東部地區(qū)人口，中西部地區(qū)的人口更易通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)自身階層的躍升。

2.婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的城鄉(xiāng)差異

除了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異，戶籍制度是阻礙遷移和社會(huì)流動(dòng)的巨大障礙。過(guò)去，沒(méi)有城市戶口的農(nóng)民幾乎無(wú)法享受到城市人口的福利和補(bǔ)貼，在城市的勞動(dòng)力市場(chǎng)中處于劣勢(shì)，無(wú)法找到體面的工作，且他們孩子在城市的生存和教育也非常困難，因此缺少城市戶口的農(nóng)村婦女在城市的婚姻市場(chǎng)上并不受歡迎（Christiansen＆Zhang，1998）[52]，1990年的人口普查也顯示大部分的長(zhǎng)距離婚姻遷移也僅是“鄉(xiāng)鄉(xiāng)遷移”（Fan＆Huang，1998）[53]。但是隨著戶籍制度的放松以及暫住證、居住證等新規(guī)定的出臺(tái)，使鄉(xiāng)城流動(dòng)速度加快，農(nóng)村人口也有更多的機(jī)會(huì)進(jìn)入城市，其婚姻市場(chǎng)也相應(yīng)擴(kuò)大?；橐鲞w移促使農(nóng)村人口突破戶籍的禁錮，通過(guò)“戶籍溢價(jià)”擺脫貧困，獲得社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和生活福利的提高。盡管傳統(tǒng)短距離的鄉(xiāng)鄉(xiāng)之間的平行或向下的婚姻遷移依然盛行，但是改革開放后，尤其是近十年來(lái)，長(zhǎng)距離的農(nóng)村向更富裕的城市地區(qū)的遷移成為婚姻遷移的主要特征（Fan，2002；Watson＆Ebrey，1991）[54][55]。

考慮到長(zhǎng)期以來(lái)中國(guó)特殊的戶籍制度所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)二元化差異，城市與農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化等各方面存在顯著差別。因此，為考察婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的城鄉(xiāng)差異，本研究進(jìn)一步加入了城鎮(zhèn)變量作為調(diào)節(jié)變量，城鎮(zhèn)賦值為1，農(nóng)村賦值為0。表4模型（2）的回歸結(jié)果顯示，14歲時(shí)家庭地位與婚姻遷移的交互項(xiàng)依然保持顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明婚姻遷移依然增強(qiáng)了代際流動(dòng)性。加入城鎮(zhèn)變量后，14歲時(shí)家庭社會(huì)地位與城鎮(zhèn)變量的交互項(xiàng)是在1%水平上顯著為負(fù)的，說(shuō)明了城鎮(zhèn)居民的代際流動(dòng)性較農(nóng)村居民的更強(qiáng)；婚姻遷移與城鎮(zhèn)的交互項(xiàng)是顯著為負(fù)的，說(shuō)明農(nóng)村人口較城鎮(zhèn)人口更容易通過(guò)婚姻遷移來(lái)提升自身社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。此外，在考察城鄉(xiāng)差異時(shí)，本研究重點(diǎn)關(guān)注14歲時(shí)家庭社會(huì)地位、婚姻遷移與城鎮(zhèn)三個(gè)變量的交互項(xiàng)，從結(jié)果來(lái)看，三者交互項(xiàng)顯著為正，說(shuō)明了相較于農(nóng)村人口，城鎮(zhèn)人口更不容易通過(guò)婚姻遷移來(lái)增強(qiáng)其代際流動(dòng)性，反之也說(shuō)明了對(duì)于農(nóng)村人口來(lái)說(shuō)，婚姻遷移是實(shí)現(xiàn)其代際階層跨越，打破階層固化的一條途徑。

3.性別分樣本回歸

婚姻遷移是一個(gè)高度性別化的行為，尤其是在傳統(tǒng)文化是“隨夫居”的中國(guó)，婚姻遷移一直被認(rèn)為是女性實(shí)現(xiàn)遷移和向上流動(dòng)的方式。此外，性別比失衡催生了一個(gè)全國(guó)性的婚姻市場(chǎng)，來(lái)自農(nóng)村的欠發(fā)達(dá)地區(qū)的女性，利用其稀缺價(jià)值，在婚姻市場(chǎng)中向更為繁華的城市流動(dòng)，成為外地媳婦；而來(lái)自城市的更富裕地區(qū)的男性也可通過(guò)從貧困或農(nóng)村地區(qū)迎娶新娘，以補(bǔ)償其在當(dāng)?shù)鼗橐鍪袌?chǎng)的劣勢(shì)。據(jù)1990年人口普查顯示男性婚姻遷移人數(shù)是女性婚姻移民的十分之一（Davin，2007）[51]84，在2000年，婚姻遷移依然是女性遷移的主要原因，女性婚姻遷移的占比約為20.4%，而男性婚姻遷移的占比僅為2.8%（見(jiàn)表5），可見(jiàn)，大部分文獻(xiàn)中均僅分析了女性的婚姻遷移，而忽視了男性婚姻遷移現(xiàn)象，那么婚姻遷移對(duì)女性代際流動(dòng)的影響會(huì)比男性代際流動(dòng)的影響更為明顯嗎？

表5 普查數(shù)據(jù)婚姻遷移人口數(shù)與占比

本研究將男性與女性分樣本回歸后發(fā)現(xiàn)，父輩經(jīng)濟(jì)地位與婚姻遷移的交乘項(xiàng)在男性樣本中顯著，而在女性樣本中卻并不顯著，說(shuō)明了相對(duì)于女性，男性更容易通過(guò)婚姻遷移而實(shí)現(xiàn)其代際流動(dòng)，我們嘗試給出了解釋：盡管婚姻遷移在女性中更為普遍，并且在父權(quán)制傳統(tǒng)下的中國(guó)，男性也并不傾向于成為“上門女婿”，因?yàn)檫@有悖于中國(guó)儒家“隨夫居”“夫?yàn)槠蘧V”“男性娶妻”的傳統(tǒng)，并且該婚姻模式對(duì)男性家庭地位與聲譽(yù)會(huì)存在較大挑戰(zhàn)和較高的社會(huì)成本，甚至?xí)庥鰜?lái)自社會(huì)的歧視（李偉峰，2013）[56]。但是社會(huì)中卻不乏遭遇成婚困難的男性，采取入贅的婚姻策略，以達(dá)到成婚的目的。由于招贅婚姻多是出身貧困、多兄弟的農(nóng)村家庭單身男性采取的婚姻策略，而招贅女性方家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通常也會(huì)高于男性家庭。反觀女性跨省婚姻遷移模式往往表現(xiàn)為農(nóng)村遷移到農(nóng)村的平行遷移或向下遷移（胡瑩、李樹茁，2015）[12]，因此，總的看來(lái)，男性婚姻遷移實(shí)現(xiàn)階層躍升的可能性較女性的更大。

4.出生隊(duì)列分樣本回歸

生命歷程理論認(rèn)為，人生軌跡是由一系列角色與生命事件形塑，不同歷史、社會(huì)事件會(huì)對(duì)個(gè)體命運(yùn)產(chǎn)生影響（Elder et al.，2003）[57]。因此，為更好地理解婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)的影響，要將個(gè)體遷移行為納入歷史時(shí)空來(lái)認(rèn)識(shí)。在中國(guó)宏觀環(huán)境下，社會(huì)制度和政策的變遷對(duì)微觀個(gè)體行為會(huì)產(chǎn)生較大的影響。本研究根據(jù)受訪者的出生年份，將其分為四組，從表7回歸結(jié)果可以看出，婚姻遷移提高代際流動(dòng)性只在“70后”的子樣本中顯著，在其他三列中均不顯著。

表6 婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的性別差異

我們結(jié)合社會(huì)變遷，也嘗試給出解釋：在改革開放前，一方面戶籍制度將農(nóng)民牢牢的束縛在土地上，降低了其遇見(jiàn)出生地以外地域的伴侶機(jī)會(huì)，同時(shí)為阻止婚姻資源外流，采取鼓勵(lì)區(qū)域內(nèi)通婚，限制與區(qū)域外的人通婚的政策，形成相對(duì)隔離的“內(nèi)婚制”；另一方面，改革開放前，男女雙方的婚姻多是通過(guò)婚姻中介（“媒婆”）介紹而成，而中介人的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和婚配資源也多分布在當(dāng)?shù)?，因此中介人的局限也自然影響了婚配，因此總的?lái)說(shuō)，改革開放之前通過(guò)婚姻遷移的人較少，通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)社會(huì)流動(dòng)的可能性較低。改革開放初期，一方面，解決溫飽后的大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力被釋放出來(lái)，鄉(xiāng)城流動(dòng)成為遷移的主流，人口流動(dòng)擴(kuò)大了部分人口的通婚圈，也極大地促進(jìn)婚姻遷移，根據(jù)普查數(shù)據(jù)可見(jiàn)，1985～1990年省內(nèi)與省際的遷移14%可歸因于婚姻，2000年跨省流動(dòng)人口中12%是婚姻遷移（Davin，2007）[51]84，而“70后”到了結(jié)婚年齡也正好是1990～2000年期間，因此這代人通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)的概率較大。但隨著市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型加劇與教育的擴(kuò)張，階層壁壘逐漸強(qiáng)化，為應(yīng)對(duì)市場(chǎng)化風(fēng)險(xiǎn)和高度不確定的社會(huì)環(huán)境，婚姻雙方會(huì)更慎重考慮配偶的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與未來(lái)發(fā)展?jié)摿?，因此擇偶的同質(zhì)性隨著改革的推進(jìn)不斷上升（李煜，2011）[58]，“同質(zhì)婚”成為婚姻匹配的主要模式，而通過(guò)婚姻實(shí)現(xiàn)向上匹配和向上流動(dòng)的“異質(zhì)婚”逐漸減少。Smits（2003）的研究也證實(shí)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與教育同質(zhì)性之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，個(gè)體通過(guò)擇偶來(lái)提高社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)在變?nèi)鮗59]。此外，隨著時(shí)代的變遷，戶籍制度進(jìn)一步縮緊了對(duì)包括外來(lái)媳婦、外來(lái)兒童等在內(nèi)的家庭遷移的規(guī)定，因此導(dǎo)致近年來(lái)婚姻遷移比例一直呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，2010年的人口普查顯示，婚姻遷移的比例已經(jīng)下降至4.83%。出生隊(duì)列靠后的人口相較于“70后”，通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)“上嫁”的概率在逐漸下降，這與韋艷、蔡文幀（2014）的研究一致，隨著時(shí)代的發(fā)展，當(dāng)前通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)社會(huì)流動(dòng)的趨勢(shì)在減緩。

五、基于婚姻匹配的機(jī)制檢驗(yàn)

上述研究發(fā)現(xiàn)婚姻遷移增強(qiáng)了代際流動(dòng)性，接下來(lái)我們將進(jìn)一步檢驗(yàn)婚姻遷移是如何影響代際流動(dòng)的？

表7 婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性影響的世代差異

（一）收入向上匹配

收入作為最重要的代表受訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)，是影響個(gè)人擇偶偏好的重要因素。因此，本研究首先檢驗(yàn)婚姻遷移者是否通過(guò)收入向上匹配機(jī)制進(jìn)而提高自身代際流動(dòng)性。若配偶收入比受訪者自身收入高，則視為收入向上匹配，賦值為1，否則為0。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表8模型（1）顯示，在控制了個(gè)體、家庭特征和社區(qū)固定效應(yīng)之后，婚姻遷移對(duì)收入向上匹配依然在1%水平上顯著為正，說(shuō)明了婚姻遷移通過(guò)促進(jìn)個(gè)體收入向上匹配，形成“異質(zhì)婚”，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)自身社會(huì)階層的躍遷。

表8 婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)的影響機(jī)制檢驗(yàn)

（二）教育向上匹配

由于流動(dòng)性和不確定性的存在，愈來(lái)愈多的研究?jī)A向于選擇較為穩(wěn)定的且能代表個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征的變量（如：受教育程度）來(lái)探究婚姻匹配關(guān)系。因此，若配偶的受教育程度比受訪者自身受教育程度高，則視為教育向上匹配，賦值為1，否則為0，以進(jìn)一步檢驗(yàn)婚姻遷移者是否通過(guò)教育向上匹配進(jìn)而實(shí)現(xiàn)自身階層的跨越。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表8模型（2）顯示，在控制了個(gè)體和家庭特征以及社區(qū)固定效應(yīng)之后，婚姻遷移對(duì)教育向上匹配在1%水平上顯著為正，說(shuō)明了婚姻遷移的確會(huì)促進(jìn)夫妻之間的教育向上匹配，進(jìn)而提高配偶的社會(huì)地位和代際流動(dòng)性。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于CGSS2010～2015年五年數(shù)據(jù)，構(gòu)建了“婚姻遷移—婚姻向上匹配—代際流動(dòng)”的邏輯框架，對(duì)婚姻遷移如何影響代際流動(dòng)性進(jìn)行了驗(yàn)證，得到以下研究結(jié)論：（1）父輩與子輩之間具有較強(qiáng)的階層繼承性，而婚姻遷移能夠提高遷移者社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，削弱階層繼承性，促進(jìn)代際流動(dòng)性的提高，從而改善階層固化，是遷移者實(shí)現(xiàn)階層躍遷的途徑。（2）婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)性的影響呈現(xiàn)出地區(qū)與城鄉(xiāng)的差異，相較于東部地區(qū)和城市的人口來(lái)說(shuō)，西部地區(qū)與農(nóng)村的人口更容易通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)自身階層的跨越。（3）我們的研究也說(shuō)明了相較于“外來(lái)媳婦”，“上門女婿”更容易通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)代際流動(dòng)；此外，70后的群體最容易通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)代際向上流動(dòng)，但隨著時(shí)代和政策的變遷，出生隊(duì)列靠后的群體通過(guò)婚姻遷移實(shí)現(xiàn)代際流動(dòng)的概率在降低。（4）根據(jù)擇偶梯度理論，婚姻遷移者主要是通過(guò)婚姻向上匹配來(lái)實(shí)現(xiàn)自身階層的流動(dòng)，具體說(shuō)來(lái)主要是通過(guò)教育向上匹配和收入向上匹配，實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的躍升。

鑒于婚姻遷移對(duì)代際流動(dòng)的正向作用，本文主要的政策含義是：第一，加快落實(shí)取消大中小城市落戶限制政策，為在本地長(zhǎng)期居住并具有穩(wěn)定工作的外來(lái)人口、外來(lái)媳婦等落戶、享受社會(huì)福利保障等創(chuàng)造更加便捷的條件，確保他們能夠體面有尊嚴(yán)地生活。第二，西部地區(qū)各級(jí)黨委和政府要盡早出臺(tái)貫徹落實(shí)《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于新時(shí)代推進(jìn)西部大開發(fā)形成新格局的指導(dǎo)意見(jiàn)》的具體措施，加快推進(jìn)“西部地區(qū)基本實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化，基本公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施通達(dá)程度、人民生活水平與東部地區(qū)大體相當(dāng)，努力實(shí)現(xiàn)不同類型地區(qū)互補(bǔ)發(fā)展、東西雙向開放協(xié)同并進(jìn)、民族邊疆地區(qū)繁榮安全穩(wěn)固、人與自然和諧共生”的步伐，增強(qiáng)區(qū)域活力和磁力，提高獲得感、幸福感、安全感指數(shù)，形成婚姻人口“倒流”或“回流”的新局面。第三，加快推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，彌合城鄉(xiāng)“二元”差距，以事業(yè)追求和生活品質(zhì)為導(dǎo)向，用先進(jìn)的文化理念引領(lǐng)城鄉(xiāng)婚姻潮流，促進(jìn)城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間婚姻人口根據(jù)個(gè)人意愿雙向流動(dòng)。第四，構(gòu)建更加家庭友好的遷移政策，重視從個(gè)體為中心的遷移，轉(zhuǎn)向重視家庭為中心的遷移趨勢(shì)，著力增強(qiáng)對(duì)遷移者居住地福利供給，實(shí)施促進(jìn)家庭團(tuán)聚的家庭遷移政策，增強(qiáng)遷移者家庭的發(fā)展能力，強(qiáng)化對(duì)流動(dòng)人口家庭的社會(huì)支持和福利保障。