Page 241 - 《社会》2020年第1期

社会 · ２０２０ · １

以选取这些数据 ， 一方面 ， 在 １９７８ 年改革开放前后 ， 中国的制度环境发
生了巨大变化 ， 本文用 １９５５ 年的离婚率体现新中国成立初期的地区离
婚文化 ， 用 １９８２ 年的离婚率体现改革开放初期的地区离婚文化 。 另一
方面 ， 地区文化具有较强的稳定性和传承性 ， 历史上的地区离婚率对当
前的离婚率有较强的解释力 。
在第一阶段回归中 ， 流入地离婚率回归模型的 犉 值为 １１１８７．６４ ，
调整后 犚 为 ０．８８６ ； 流出地离婚率回归模型的 犉 值为 ２８４２．６６ ， 犚 为
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０．６６４ ， 远高于弱工具变量的临界值 ， 且均在＜ ０．００１ 的统计水平上显
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著 。 过渡识别检验结果显示 犛犪狉 犵 犪狀 卡方为 ０．７２６ （ ＝０．６３９ ）。 因此 ，
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本文所选择的工具变量不存在弱工具变量问题 ， 且都是外生的 。 使用
该工具变量进行 犇犠狌犎犪狌狊犿犪狀 检验 ， 犇狌狉犫犻狀 卡方值为 ３．５２０ （ ＝
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０．１７２ ）。 也就是说 ， 本文所使用的流出地和流入地离婚率变量不存在内
生性问题 ， 表 ３ 中的回归模型可得到一致估计 。 １４
２． 稳健性检验
为了获得更加稳健的结论 ， 本研究对一些可能的替代性假说进行
了检验 ， 结果如表 ５ 所示 。 首先 ， 由于扰动项的分布未知 ， 在第 １ 个和
第 ２ 个模型中分别使用 犔狅 犵 犻狋 和 犔犘犕 模型进行重新估计 ， 结果显示 ，
无论是系数大小还是显著性 ， 都与前文使用的 犘狉狅犫犻狋 模型十分一致 。
其次 ， 考虑到概率模型中的异方差问题 ， 在第 ３ 个模型中我们使用 犚狅犫狌狊狋
对标准误进行调整 。 可以看到 ， 调整后的标准误有小幅上升 ， 但是核心
变量依然在＜ ０．００３ 的统计水平上显著 。 其三 ， 我们进一步以 １９９０
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年地区离婚率和 ２０１０ — ２０１５ 年地区离婚率均值作为地区离婚文化的
代理指标 ， 估计结果依然是正向显著的 ， 估计系数有所减小 。
其四 ， 考虑到前文使用的是 “ 样本在流出后才结婚 ” 的严格假设 ， 会
导致较多样本的损失 ， 本研究在模型 ６ 中使用所有跨省流动样本进行
估计 ， 结果显示流出地和流入地离婚率对跨省流动人口的离婚经历和
离婚状态的影响都是非常显著的 ， 回归系数也没有明显变化 。 可见本
研究对样本的严格限定并没有改变样本的分布 。

（ 接上页 ） 除封建包办婚姻 。 另外 ， 建国初期 ， 一批进城干部与农村的妻子离婚也较为常见 。
１９５５ 年之后各地区离婚率开始相对稳定 。
１４． 另外 ， 我们也尝试只引入 “ 基于民政部统计的当年登记离婚数和第一次人口普查数据计算
的各地区 １９５５ 年的一般离婚率 ” 作为工具变量进行回归 ， 同样发现流出地和流入地离婚率变
量不存在严重的内生性问题 。
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