利用小普查數(shù)據(jù)對“隨機(jī)婚配”假定的再檢驗(yàn)

1、利用小普查數(shù)據(jù)對“隨機(jī)婚配”假定的再檢驗(yàn)摘要：使用 2005 年人口小普查數(shù)據(jù)研究了獨(dú)生子女之 間的婚配選擇問題，發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚， 且非獨(dú)生子女也更可能與非獨(dú)生子女結(jié)婚，所以認(rèn)為獨(dú)生子 女與非獨(dú)生子女之間“隨機(jī)婚配”的假定并不符合實(shí)際。然 而，以往有關(guān)生育政策調(diào)整的人口預(yù)測大都基于這一假定之 上，這導(dǎo)致預(yù)測結(jié)果一方面低估了“雙獨(dú)”和“雙非”夫婦 的數(shù)量，另一方面高估了“單獨(dú)”夫婦的數(shù)量。同時，本文 還以獨(dú)生子女的婚配選擇問題為例討論了嵌套模型中 Logistic 回歸系數(shù)的可比性問題。直接比較 Logistic 回歸系數(shù) 可能導(dǎo)致錯誤的結(jié)論，借助“y*標(biāo)準(zhǔn)化”法和“ KHB分

2、解法”可以在一定程度上解決 Logistic 回歸系數(shù)不可比的問題。關(guān)鍵詞： 2005 年小普查數(shù)據(jù)；獨(dú)生子女； “隨機(jī)婚配” 假定； Logistic 回歸系數(shù)中圖分類號： C92-05 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號： 1000-4149（2016）03-0043-09Abstract ：Based on the 2005 minicensus data， this paperstudies the mating selection problem of only child under the age of 30 and finds that only child is more likel

3、y to marry only child and that people with siblings are more likely to marry” arepeople with siblings. Therefore ， the “ Random Mating ” hypothesis is far beyond the truth. However ， the previous studies concerning fertility policy adjustment were all based on this hypothesis ， which probably undere

4、stimated the quantity of couples that both/neither are only child and overestimated the quantity of couples that either is only child. Taking the mating selection problem of only child for example ， this paper also discusses the comparability of coefficients of nested Logistic regression and points

5、out that direct comparison of the coefficients of nested Logistic models will result in incorrect conclusion. “y* standardization” and “KHB decompositiontwo methods that can resolve the incomparability problem of the coefficients of nested Logistic regressions.Keywords：2005 minicensus data ； only ch

6、ild ；“ RandomMating ” hypothesis ； coefficient of Logistic regression一、導(dǎo)論 中國的計劃生育政策，特別是 30 多年來獨(dú)生子女政策 的全面推行不僅產(chǎn)生了數(shù)以億計的獨(dú)生子女1 ，而且創(chuàng)造了“雙獨(dú)”、“單獨(dú)”和“雙非”“雙獨(dú)”夫婦指夫婦雙方均為獨(dú)生子女； “單獨(dú)”夫婦 指夫婦中只有一方是獨(dú)生子女； “雙非”夫婦指夫婦雙方都 不是獨(dú)生子女。等獨(dú)具中國特色的夫婦類型 2 。研究這些夫 婦類型一方面有助于我們辨識一些特殊的家庭結(jié)構(gòu)（如“四 二一”家庭結(jié)構(gòu)） ，另一方面也有助于當(dāng)前和未來生育政策 的制定（如“雙獨(dú)二孩”政策和“單獨(dú)二孩”

7、政策都以夫婦 雙方是否是獨(dú)生子女為條件） 。所以， 研究“雙獨(dú)”、“單獨(dú)” 和“雙非”夫婦的數(shù)量、結(jié)構(gòu)及其在未來的發(fā)展趨勢是關(guān)系 到家庭養(yǎng)老和生育政策調(diào)整等一系列重大決策的重要問題。郭志剛等學(xué)者曾對這些問題進(jìn)行過研究，但在研究時面 臨的一個技術(shù)難題是如何確定獨(dú)生子女之間的婚配概率 3 由于缺乏相關(guān)的數(shù)據(jù)資料，他們假定年輕人在擇偶時不會刻 意選擇配偶的獨(dú)生屬性，即：假定獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女之 間的婚配是完全隨機(jī)的（以下簡稱“隨機(jī)婚配”假定） 。雖 然后來有學(xué)者對這個假定提出過質(zhì)疑，但是由于缺乏充分的 數(shù)據(jù)資料，“隨機(jī)婚配”假定一直沿用至今，并成為后續(xù)研 究者預(yù)測“四二一”家庭結(jié)構(gòu)、 “單獨(dú)”和“

8、雙獨(dú)”夫婦數(shù) 量的前提和基礎(chǔ) 4-7 。但正如該假定的提出者郭志剛等人所 指出的，“隨機(jī)婚配”假定實(shí)則是在沒有其他更好替代方案 情況下的一個無奈之舉，而一旦這個假定條件不能得到滿足， 則很有可能低估“雙獨(dú)”夫婦、 “雙非”夫婦和“四二一” 家庭的數(shù)量，并高估“單獨(dú)”夫婦的數(shù)量，從而影響相關(guān)政 策的制定 3 。為了檢驗(yàn)該假定是否合理，郭志剛和許琪曾使用 2010 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究了獨(dú)生子女的婚配選擇問題。他們發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚，且非獨(dú)生子女也 更可能與非獨(dú)生子女結(jié)婚，所以“隨機(jī)婚配”假定并不成立 8 。此后，宋健使用 2009 年中國城市青年調(diào)查數(shù)據(jù)又對該 假定進(jìn)行了檢驗(yàn)

9、，并得到了相同的結(jié)論 2 。但由于這兩項研 究的樣本量都較小，其可靠性仍然存在爭議。 本研究的 主要目的是使用 2005 年小普查這一樣本量更大、權(quán)威性更 強(qiáng)的數(shù)據(jù)對“隨機(jī)婚配”假定進(jìn)行再檢驗(yàn)。在研究時，我們 還以獨(dú)生子女的婚配選擇問題為例討論了嵌套模型中 Logistic 回歸系數(shù)的可比性問題。雖然 Logistic 回歸模型已經(jīng) 在社會科學(xué)領(lǐng)域得到了非常廣泛的應(yīng)用，但它的系數(shù)比較問 題并未引起國內(nèi)學(xué)者的足夠重視。本文以一個實(shí)例說明直接 比較 Logistic 回歸系數(shù)時可能導(dǎo)致的錯誤，并提出了兩種可 行的解決方案。這對其他基于 Logistic 回歸的學(xué)術(shù)研究同樣 具有指導(dǎo)意義。二、數(shù)據(jù)和

10、變量本研究使用的是 2005 年全國 1%人口抽樣調(diào)查（也稱人 口小普查）數(shù)據(jù)實(shí)際使用的數(shù)據(jù)的抽樣比約為 1/500 。與歷次人口普查 和抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)不同的是， 2005 年調(diào)查登記了 30 歲及以下 人口是否有兄弟姐妹，據(jù)此可以判斷其是否為獨(dú)生子女。分析時，我們首先將樣本限定為居住在家庭戶中的在婚 人口，然后根據(jù)同一戶中的家庭成員關(guān)系對夫妻進(jìn)行匹配。如果夫妻雙方都為初婚，我們還根據(jù)雙方填報的初婚年是否 一致對數(shù)據(jù)進(jìn)行校驗(yàn)，并刪除初婚年不一致的樣本。最后， 我們保留雙方年齡都在 30 歲及以下的夫婦（ 56118 對）；在 刪除缺失值以后，進(jìn)入分析的夫婦對數(shù)為 55981 對。分析的核心變量是

11、夫婦雙方的獨(dú)生屬性，據(jù)此可以判斷 夫婦所屬的類型。 如果夫婦雙方都為獨(dú)生子女， 即為“雙獨(dú)” 夫婦；如果僅有一方為獨(dú)生子女，即為“單獨(dú)”夫婦；如果 雙方都不是獨(dú)生子女，即為“雙非”夫婦。樣本中， “雙獨(dú)”、 “單獨(dú)”和“雙非”夫婦的數(shù)量分別為3410 對、 8484 對和44087 對，所占比例分別為 6.1%、 15.2%和 78.7%。除了夫婦雙方的獨(dú)生屬性之外，分析時還考慮了雙方的 年齡、教育程度、戶口性質(zhì)和戶籍地。因?yàn)樵谥袊?，城鄉(xiāng)戶 籍、籍貫、年齡和教育程度是人們非常看重的四個擇偶標(biāo)準(zhǔn)， 而且這四重標(biāo)準(zhǔn)都與是否為獨(dú)生子女密切相關(guān)8 。所以，從這四個維度出發(fā)有助于我們探索夫婦在獨(dú)生子女屬

12、性上的 關(guān)聯(lián)性。表 1 分“雙獨(dú)”、“單獨(dú)”和“雙非”三種類型對夫婦雙 方的上述特征進(jìn)行了描述。結(jié)果顯示， “雙獨(dú)”夫婦中戶口 為非農(nóng)的比例明顯大于 “單獨(dú)” 和“雙非”夫婦；且“雙獨(dú)” 夫婦的戶籍地落在北京、天津、上海等生育政策較嚴(yán)格省份 的比例也比其他兩類夫婦高；除此之外， “雙獨(dú)”夫婦的教 育程度也是三類夫婦中最高的，這都與我們的預(yù)期相一致 不過，表 1 顯示“雙獨(dú)”夫婦的平均年齡是三類夫婦中 最高的，這與我們的預(yù)期不太相符。因?yàn)橐话銇碚f，年輕隊 列中獨(dú)生子女的比例較高，相應(yīng)的年輕夫婦中“雙獨(dú)”出現(xiàn) 的可能性也較大，所以“雙獨(dú)”夫婦的平均年齡應(yīng)該比“單 獨(dú)”和“雙非”夫婦小。我們認(rèn)為，出

13、現(xiàn)這種不一致的原因 可能在于獨(dú)生子女結(jié)婚普遍比非獨(dú)生子女晚這可能是因?yàn)?獨(dú)生子女大多出生于城市或相對發(fā)達(dá)的地區(qū)，且教育程度比 較高。所以，雖然年輕隊列中獨(dú)生子女的比例較高，但由于 結(jié)婚晚，“單獨(dú)”和“雙非”夫婦反而比“雙獨(dú)”夫婦顯得 更加年輕。分析結(jié)果顯示， 15-30 歲男性和女性人口中獨(dú)生 子女的比例分別占該年齡段人口的 20.2%和 17.0%；但在 15-30 歲在婚人口中，男女獨(dú)生子女的比例卻僅為占該年齡 段人口的 13.6%和 13.7%，而且在越年輕的隊列中，二者的 差異越大， 這就在很大程度上佐證了我們的猜測。 與此同時， 這一結(jié)果也提醒我們在分析時可能需要為不同人群賦予不 同

14、的權(quán)重，以反映他們在總?cè)丝谥械臉?gòu)成比例，而加權(quán)對數(shù) 據(jù)分析結(jié)果的影響我們在下面還將繼續(xù)討論。三、分析結(jié)果1. 雙變量列聯(lián)表分析 為了檢驗(yàn)“隨機(jī)婚配”假定是否成立，我們首先使用雙 變量的列聯(lián)表分析了夫婦雙方在獨(dú)生子女屬性上的關(guān)聯(lián)性。 從表 2 可以發(fā)現(xiàn)，根據(jù)夫妻是否獨(dú)生子女交互分類以后，主 對角線上的兩個單元格的觀測頻數(shù)都明顯大于期望頻數(shù)期 望頻數(shù)反映在“隨機(jī)婚配”條件下應(yīng)有的結(jié)果。而非主對角 線上兩個單元格的觀測頻數(shù)都小于期望頻數(shù)。這說明，獨(dú)生 子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚，且非獨(dú)生子女也更可能與非獨(dú) 生子女結(jié)婚，而獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女結(jié)婚的可能性則相對 較小。經(jīng)計算，獨(dú)生子中與獨(dú)生女結(jié)婚的比例為

15、44.7%，而非獨(dú)生子中與獨(dú)生女結(jié)婚的比例僅為 8.8%，二者相差 35.9 個 百分點(diǎn)。對該比例差的 t 檢驗(yàn)結(jié)果非常顯著( p0.000 )，所以二 者的差異是真實(shí)存在的。此外，我們還對該列聯(lián)表的獨(dú)立性 進(jìn)行了卡方檢驗(yàn)，結(jié)果也是非常顯著的( p0時， y=1;當(dāng)y* 0時，y=0。將y*表示為自變量xk和誤差項&的一個線性函數(shù)，同時假定&服從標(biāo)準(zhǔn)Logistic回歸分布，可以證明公式（1）對y*所做的線性回歸 與公式（2）對取值為0和1的二分因變量y所做的Logistic回歸是完全等價的。 由于未被解釋的殘差方差被設(shè)定成了固定值，只要被解 釋的方差有所增長，那么因變量y* 的總方差也會有所

16、增長。這意味著 y* 的總方差會隨自變量數(shù)目的增多而增加 （增加自 變量通常會增加被解釋的方差）。換言之，y*的測量尺度會隨 自變量的增多而增加。這導(dǎo)致在嵌套模型中，不同 Logistic 模型的回歸系數(shù)是不可以直接比較的，因?yàn)槿Ｐ偷幕貧w系 數(shù)總是要比簡化模型來得大。為了解決不同模型中 Logistic 回歸系數(shù)的比較問題，溫 什普（Winship）和邁耶（Mare）建議，可以把不同模型的 系數(shù)估計值都根據(jù)y*的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行重新調(diào)整12。具體而言， 就是用系數(shù)除以各自模型潛在因變量的估計標(biāo)準(zhǔn)差 SD（y*）， 然后再進(jìn)行比較9。SD（ y*）的計算公式見公式（3）。這種 方法也被稱為“ y*標(biāo)

17、準(zhǔn)化”法。在此之后，卡爾森（Karlson）等人又提出了一種被他們 稱為“ KHB分解”的方法以解決嵌套模型中Logistic回歸系數(shù)的比較問題 13 。該方法的核心是將納入控制變量后 Logistic 回歸系數(shù)的變化量分解為兩個獨(dú)立的部分，第一個部分叫做“混雜效應(yīng)” ，即增加控制變量對自變量系數(shù)的真實(shí)影響， 這類似于一般線性回歸模型中納入控制變量后回歸系數(shù)的 變化；第二個部分叫做“標(biāo)尺改變效應(yīng)” ，即增加控制變量 后導(dǎo)致模型潛在因變量的測量尺度發(fā)生變化所造成的自變 量系數(shù)的變化，這個部分是 Logistic 回歸所特有的。由于篇 幅限制，本文無法詳細(xì)論述 KHB 方法的相關(guān)細(xì)節(jié)，有興趣的 讀

18、者可以參考卡爾森等人的論文 13 。表6使用“ y*標(biāo)準(zhǔn)化”法和“ KHB分解”法重復(fù)了表 5 的分析過程。 結(jié)果顯示，在不納入控制變量的情況下， SD（y*） 的估計值為 1.955；而在納入控制變量后，由于被解釋方差 的增加， SD（ y* ）增加到了 2.107。根據(jù)前面的分析，這會 導(dǎo)致完全模型的回歸系數(shù)出現(xiàn)一定程度的膨脹，進(jìn)而導(dǎo)致低 估回歸系數(shù)從簡化模型到完全模型的真實(shí)變化。計算結(jié)果顯 示，經(jīng)過y*標(biāo)準(zhǔn)化以后，簡化模型的回歸系數(shù)為1.086，完全模型的回歸系數(shù)為 0.871，從簡化模型到完全模型，系數(shù) 真實(shí)下降的百分比為 19.8%，高于直接比較時的 13.6%。 如果換用“ KHB

19、分解”法我們也能得到類似的結(jié)論。從表6可以發(fā)現(xiàn)，使用“ KHB分解”得到的簡化模型的回歸系數(shù)為 2.309，完全模型的回歸系數(shù)為1.835，從簡化模型到完全模型，回歸系數(shù)下降了 20.5%，同樣高于直接比較時的結(jié)果。綜上所述，由于 Logistic 回歸系數(shù)在嵌套模型之間不直 接可比，表 5 低估了夫婦雙方的戶口性質(zhì)、戶籍地、年齡和 教育程度對獨(dú)生子女同質(zhì)性婚配現(xiàn)象的解釋力。從表6看，夫婦獨(dú)生屬性之間的關(guān)聯(lián)性中約有20%的部分是由人們在擇偶時對潛在配偶的城鄉(xiāng)屬性、戶籍地、年齡和教育程度的選 擇過程引起的。這也通過一個實(shí)例說明，直接比較 Logistic 回歸系數(shù)會導(dǎo)致錯誤的結(jié)論。特別地，它會低

20、估從簡化模型 到完全模型回歸系數(shù)的變化，這一點(diǎn)需要引起所有學(xué)者的高 度重視。4. 權(quán)重的影響 最后還需討論的一個問題是加權(quán)，這個問題與本文所使 用數(shù)據(jù)的特點(diǎn)有關(guān)。前面曾經(jīng)指出，本文使用的是在婚人口 經(jīng)匹配以后得到的夫婦數(shù)據(jù)， 這個數(shù)據(jù)并不包含那些在 2005 年尚未結(jié)婚的人口。由于結(jié)婚與否與戶口性質(zhì)、戶籍地、年 齡、教育程度和是否為獨(dú)生子女都密切相關(guān)，這導(dǎo)致在我們 分析所用的樣本中，夫婦雙方在上述特征上的分布與 15-30 歲總?cè)丝谥械姆植季嬖陲@著差異。具體來說，夫婦樣本中 戶口為農(nóng)村、戶籍地在中西部省份、高年齡組、低教育程度 和非獨(dú)生子女的比例都明顯偏高，而這些系統(tǒng)性差異的存在 很有可能會

21、影響到前面分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。舉例來說，在 15-30 歲男性人口中，城市獨(dú)生子女的比 例比農(nóng)村高 34.2 個百分點(diǎn)； 但在匹配樣本中， 城鄉(xiāng)之間的差 距僅為 16.4 個百分點(diǎn)。 換言之， 匹配樣本中城鄉(xiāng)戶籍對是否 為獨(dú)生子女的解釋力下降了。這主要是因?yàn)檗r(nóng)村獨(dú)生子女結(jié) 婚比城市早，所以在已婚人口中獨(dú)生子女在城鄉(xiāng)分布上的差 異不如在總?cè)丝谥写?。同理，戶籍地、年齡和教育程度這三 個變量在總?cè)丝谥信c獨(dú)生子女的關(guān)聯(lián)性也比在已婚人口中 強(qiáng)。所以，如果不對數(shù)據(jù)加權(quán)，我們就很有可能低估這些變量對夫婦雙方是否同為獨(dú)生子女的解釋力沿著這一思路，本文從城鄉(xiāng)、戶籍地（東、中、西部） 、 教育程度（是否受過高中及以

22、上教育） 、年齡組（ 25 歲以下 組和 25 歲及以上組）和是否為獨(dú)生子女五個維度對原始數(shù) 據(jù)進(jìn)行加權(quán)。加權(quán)后，匹配數(shù)據(jù)在上述五個關(guān)鍵變量上的邊 緣分布將與 15-30 歲總?cè)丝谥械倪吘壏植纪耆嗤?。然后?我們使用“ y*標(biāo)準(zhǔn)化”法和“ KHB分解”法再次重復(fù)了表 5 的分析過程。從表 6可以發(fā)現(xiàn)，使用“ y*標(biāo)準(zhǔn)化”法得到的簡化模型的回歸系數(shù)為1.101 ，完全模型的回歸系數(shù)為 0.746 ，回歸系數(shù)的下降幅度為32.2%;使用“ KHB分解”法得到的簡化模型的回歸系數(shù)為2.973 ，完全模型的回歸系數(shù)為 1.946，回歸系數(shù)的下降幅度為34.5%。綜合來看， 在加權(quán)以后， 夫婦雙方的戶

23、口性質(zhì)、 戶籍地、 年齡和教育程度能夠解釋夫婦獨(dú)生屬性之間關(guān)聯(lián)性中的1/3剩下的 2/3 有可能是因?yàn)楠?dú)生子女對獨(dú)生子女本身的偏好所 引起，也有可能還存在其他重要的因果機(jī)制沒有被發(fā)掘出來。 但無論如何，前面的分析結(jié)果已充分說明，人們在擇偶時對 配偶城鄉(xiāng)屬性、戶籍地、年齡和教育程度的嚴(yán)格篩選是導(dǎo)致 獨(dú)生子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚的重要原因。四、小結(jié)和討論 以往有關(guān)生育政策調(diào)整的人口預(yù)測大都基于獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女之間“隨機(jī)婚配”的假定之上，雖然已有學(xué)者 通過小規(guī)模的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)對該假定提出過質(zhì)疑，但由于研 究的樣本量較小，其可靠性依然存在爭議。本文使用 2005 年人口小普查這一樣本量更大且權(quán)威性

24、更強(qiáng)的數(shù)據(jù)對“隨機(jī) 婚配”假定進(jìn)行了更為嚴(yán)格的檢驗(yàn)， 與前人的研究結(jié)論相同， 我們同樣發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚，且非獨(dú)生子 女也更可能與非獨(dú)生子女結(jié)婚，所以“隨機(jī)婚配”假定并不 符合實(shí)際。這一方面可能是因?yàn)楠?dú)生子女本身已經(jīng)構(gòu)成了一 條重要的擇偶標(biāo)準(zhǔn)；另一方面，人們在擇偶時對城鄉(xiāng)戶口、 戶籍地、年齡和教育程度的嚴(yán)格篩選也是導(dǎo)致獨(dú)生子女更可 能與獨(dú)生子女結(jié)婚的重要原因。由于“隨機(jī)婚配”假定在現(xiàn)實(shí)中并不成立，以往基于該 假定所做的人口預(yù)測不僅會低估“四二一”家庭、 “雙獨(dú)” 和“雙非”夫婦的數(shù)量，而且會高估“單獨(dú)”夫婦的數(shù)量 雖然一些人口學(xué)家使用的微觀仿真模型在設(shè)定模型時 考慮了婚配人群按城

25、鄉(xiāng)、居住地和年齡的匹配，這在一定程 度上會提高獨(dú)生子女之間的婚配概率；但本文的研究結(jié)果顯 示，人們在城鄉(xiāng)、居住地、年齡和教育程度四個維度上的匹 配并不能完全解釋獨(dú)生子女更可能與獨(dú)生子女結(jié)婚的現(xiàn)象。 所以，后續(xù)的預(yù)測研究還需將獨(dú)生子女之間的同質(zhì)性婚配現(xiàn) 象充分考慮進(jìn)來。 8 ?！半p獨(dú)”和“單獨(dú)”夫婦的數(shù)量一直 是我們進(jìn)行生育政策調(diào)整的重要基礎(chǔ)，這意味著以往在制定 相關(guān)政策時也很有可能存在數(shù)據(jù)不準(zhǔn)的問題。以前幾年實(shí)施 的“單獨(dú)二孩”政策為例，這一政策實(shí)施以來不僅沒有出現(xiàn) 一些學(xué)者擔(dān)憂的生育率大幅反彈，反而是申報二孩生育的夫 婦數(shù)量始終低于預(yù)期 14 。很多學(xué)者將這一現(xiàn)象歸結(jié)為“單 獨(dú)”夫婦較低的生

26、育意愿或者認(rèn)為仍有大量“單獨(dú)”夫婦處 于觀望之中，而很少有學(xué)者去懷疑預(yù)測得到的“單獨(dú)”夫婦 的數(shù)量是否失真這一根本性問題。雖然“單獨(dú)”夫婦生育意 愿不高可能是導(dǎo)致“單獨(dú)二孩”政策“遇冷”的一個重要原 因，但本文的分析結(jié)果說明還存在另外一種可能性，即現(xiàn)實(shí) 中“單獨(dú)” 夫婦的數(shù)量可能遠(yuǎn)低于預(yù)期， 所以對“單獨(dú)二孩” 政策“遇冷”原因的分析不能過于武斷，而需綜合考慮各方 面的可能性。由此可見，研究獨(dú)生子女的婚姻匹配結(jié)果不僅能夠幫助 我們理解現(xiàn)實(shí)中的擇偶過程，而且具有非常重要的政策含義。 而任何政策的制定和評估都必須建立在數(shù)據(jù)準(zhǔn)確的基礎(chǔ)上， 所以我們認(rèn)為， 很有必要在放松 “隨機(jī)婚配” 假定以后對 “

27、雙 獨(dú)”和“單獨(dú)”夫婦的規(guī)模和比例進(jìn)行重新測算。與一般的 人口預(yù)測不同，對“雙獨(dú)”和“單獨(dú)”夫婦進(jìn)行預(yù)測涉及婚 姻的匹配，所以研究者應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識到婚姻匹配過程的復(fù)雜 性，并在預(yù)測模型中將這種復(fù)雜性考慮進(jìn)來，而不能繼續(xù)想 當(dāng)然地應(yīng)用不符合實(shí)際情況的假定。 最后，本文在分析 時還討論了 Logistic 回歸系數(shù)的可比性問題。雖然 Logistic 回 歸模型已經(jīng)在社會科學(xué)領(lǐng)域得到了非常廣泛的應(yīng)用，但迄今 為止，它的系數(shù)比較問題并未引起國內(nèi)學(xué)者的足夠重視。目 前絕大多數(shù)學(xué)者仍在沿用線性回歸的思路來比較不同模型 中的 Logistic 回歸系數(shù)，而這很有可能會導(dǎo)致錯誤的結(jié)論。 本文不僅從理論上分析了

28、 Logistic 回歸系數(shù)不可比的原因， 而且以獨(dú)生子女的婚配問題為例說明了直接比較 Logistic 回 歸系數(shù)時可能出現(xiàn)的錯誤，即：低估回歸系數(shù)從簡化模型到 完全模型的真實(shí)變化。本文介紹的“ y* 標(biāo)準(zhǔn)化”法和“ KHB 分解”法是解決上述問題的兩個常用方法，而且從分析結(jié)果 看，這兩種方法確實(shí)能在一定程度上緩解 Logistic 回歸系數(shù) 不可比所引起的問題。我們希望借此文呼吁更多的學(xué)者開始 關(guān)注這一問題，從而提高中國定量社會科學(xué)研究的嚴(yán)謹(jǐn)性。參考文獻(xiàn)：1 楊書章，王廣州 . 一種獨(dú)生子女?dāng)?shù)量間接估計方法 J. 中國人口科學(xué)， 2007( 4)： 58-64.2 宋健 . 婚配期望與選擇中的獨(dú)生子女屬性 J. 青年研 究， 2015( 1)： 11-19.3 郭志剛，劉金塘