一夫多妻制带来的婚姻压力确实存在，但只是暂时的

《Proceedings of the National Academy of Sciences》：Polygyny’s marriage squeeze is real but temporary

多妻制婚姻市场未产生永久未婚男性，但延迟年轻男性结婚，且单身男性存在社会影响。原研究测量多妻制时仅用婚姻广度，忽略婚姻密集度，导致估计偏弱。重测时采用妻子-丈夫比率（综合广度与密度），并控制教育水平、人口密度和性别比，结果显示多妻制显著提高15-29岁未婚男性比例，且影响随年龄递减。分地区回归因样本量小削弱统计效力，采用固定效应 pooled OLS 后系数增强，证实多妻制通过挤压密集边界加剧婚姻挤压，机制与年轻未婚男性相关。

　　

Gaddy等人（1）通过建模多配偶婚姻市场如何在不产生永久性单身男性的情况下达到平衡，做出了宝贵的理论贡献。然而，他们关于多配偶制不会将年轻男性排除在婚姻市场之外的实证主张，其依据的测量和模型设定选择可能会使估计结果趋于零值（即无显著差异）。

从“密集边际”角度衡量多配偶制

作者们将多配偶制定义为已婚男性中实行多配偶制的比例——这仅反映了“扩展边际”。然而，每位多配偶男性拥有两位妻子与拥有五位妻子所带来的婚姻压力是根本不同的。目前已婚女性与已婚男性的比例（即妻子-丈夫比例）同时反映了“扩展边际”和“密集边际”，这一方法由van de Walle（2）提出，并被Jacoby（3采用）。

这种测量方法还避免了系统性的测量问题。IPUMS通过将同一普查家庭中嫁给同一男性的女性联系起来来识别多配偶关系。然而，在撒哈拉以南非洲地区，妾室通常在同一个家庭院落内居住（4, 5）。如果将每个居住单元视为独立家庭进行普查统计，就会系统性地遗漏这些多配偶关系。而妻子-丈夫比例则完全规避了这一问题。

统计功效

针对每个普查数据进行单独的OLS回归分析（通常涉及的次国家级地区少于50个），会限制统计功效，并使结果趋于零值（即无显著差异）。当各组之间的斜率参数在概念上相同但截距不同时，采用具有组固定效应的汇总估计方法在统计上更为有效（6）。

重新分析

利用IPUMS国际数据（涵盖30个国家的58次普查，尼日利亚的数据无法获取），我复现了Gaddy等人（1）的图2——即对20至29岁从未结婚的男性在不同次国家级地区的多配偶制强度进行OLS回归分析，同时用妻子-丈夫比例替代了他们原来的“扩展边际”测量方法。图1展示了未加控制组和加入控制组（平均教育年限、对数人口密度和成年性别比例）后的每项普查系数。大多数系数为正，且控制变量增强了这种关联，这与教育水平可能反映影响双变量比较的婚姻规范这一观点一致。

图1.

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27个国家64次普查中，妻子-丈夫比例与20至29岁从未结婚男性比例的OLS系数。每个观测值代表一个次国家级地区。左图：未加控制；右图：加入控制变量。右侧图表中缺失系数是因为控制变量数据不可用。有关复制数据和代码，请参见Deng（7）https://zenodo.org/records/18732876。

图2展示了在15至19岁、20至24岁、25至29岁和30至39岁四个年龄段的汇总OLS估计结果。妻子-丈夫比例是预测15至29岁男性从未结婚状态的强有力指标，其系数在20至24岁时达到峰值，随后逐渐减弱至接近零。控制变量进一步凸显了这一年龄差异。

图2.

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在考虑普查（国家×年份）固定效应的情况下，妻子-丈夫比例与不同年龄组从未结婚男性比例的汇总OLS系数。每个观测值代表一个次国家级地区。左图：未加控制；右图：加入控制变量。在图1中因控制变量数据不可用而被排除的普查数据也在此分析中被排除。有关复制数据和代码，请参见Deng（7）https://zenodo.org/records/18732876。

启示

证据表明，实际情况介于作者的结论和传统观点之间。多配偶制并不会产生永久性单身男性——正如他们的模型所预测的那样——但它确实会推迟年轻男性的结婚时间。此外，男性单身状态具有“密集边际”效应：结婚时间的延迟本身就会带来社会后果，而即使这些男性最终结婚，如果没有多配偶制，他们的实际结婚年龄可能会更早。由于将多配偶制与冲突、冒险行为和不稳定性联系起来的文献主要关注的是未婚年轻男性，这些机制在实证研究中得到了充分支持。