农村研究论文
年龄： 通过询问“您的出生年月”计算得到实际年龄，在分析中处理为分类变量，分成两类 0 = 27 ~ 39 岁； 1 = 40 岁及以上。
教育： 表示的是被访者的文化程度，分析时，赋值 0 = 小学及以下，1 = 初中及以上。
月收入： 通过询问“近半年来，您的平均月收入是： ”,选项包括“500 元以下，500 ~ 1000 元，1000 ~ 1500 元，1500 ~ 2000元，2000 ~2500 元，2500 元及以上”,分析时赋值 0 = 1000 元以下，1 =1000 元及以上。
婚姻： 通过询问“您现在的婚姻状况是： ”选项包括“从来没有结过婚，而且没有同居； 同居，但还没有领结婚证； 已婚且夫妻俩住在一起； 已婚但夫妻分居”.由于未婚同居类似于事实婚姻，因此我们把它合并到已婚中，分析中合并为两类，赋值 0= 未婚且未同居； 1 = 已婚或其他。
2. 5 研究策略
为了描述农村大龄未婚男性多性伴侣的发生率，本研究在分析中首先把总样本分成三个不同的总体，一类是接受调查的所有人，一类是有过性经历的人群，还有一类是有过多伴侣性行为的人群，然后采用列联表分析，通过查看在不同的总体中性伴侣数量的差异，得到不同总体的多性伴侣发生率； 接着通过与已婚人群对比，发现农村大龄未婚男性多伴侣性行为的现状。
然后，通过对比有过性经历和有过多性伴侣经历的未婚男性和已婚男性在发生第一次性行为和最后一次性行为时的对象的差异，来描述农村大龄未婚男性性伴侣类型。
为了了解农村大龄未婚男性多性伴侣的影响因素，本文采用了 Logistic 回归，分别以过去一年多性伴侣发生率和一生中多性伴侣发生率为因变量建立了四个模型。模型 1 和模型 2 分别是农村大龄未婚男性和农村大龄已婚男性过去一年多伴侣性行为的 Logistic 回归模型； 模型 3 和模型 4 分别是农村大龄未婚男性和农村大龄已婚男性一生中多伴侣性行为的 Logistic 回归模型。通过分析对比这四个模型，以期发现农村大龄未婚男性多性伴侣影响因素的独特特点。
3 结果和讨论
3. 1 发生率
表 1 提供了 JC 区接受调查的农村大龄男性一生中性伴侣数量。可以看出，截至调查前，一生中累计有过 2 个及以上性伴侣的人占总样本的 18. 5%.其中在农村大龄未婚男中，多伴侣累计发生率为 14. 0%; 而在农村已婚大龄男性中，多伴侣累计发生率为 24. 1%,远远高于未婚男性中的比例。这个结果与我们最初的预期存在很大差异。我们预期由于缺乏合理合法合规的婚姻内的伴侣，农村大龄未婚男性更有可能发生临时性和偶然性的性行为，性行为对象不会稳定和固定，因而多伴侣的情况应该比较普遍。于是，我们重新审视了原假设，发现原假设是建立在所有农村大龄未婚男性都会有性行为的前提之下，然而调查揭示的事实是有相当部分的农村大龄未婚男性处于性缺失状态，这个比例在未婚群体中占 60. 5%.于是我们把对多伴侣性行为的研究总体限定在曾经发生过性行为的人群中，这样，就出现了另一个完全不同的结果。
当只考虑曾经有过性行为的男性样本后，可以发现多性伴侣发生率在已婚男性和未婚男性中发生了巨大变化。未婚男性中多伴侣发生率显着增加，上升至 35. 3%,远远高于在已婚男性中的发生比例 25. 6%.潘绥铭等 2006 年全国性调查的结果显示，33. 2%的村镇男性发生过多伴侣性行为。我们的调查结果要低于潘绥铭等的，一种可能的原因是我们的样本选取的是 27 岁及以上的农村大龄男性，把更可能有过多伴侣的年轻男性排除在外，调查结果自然就变低了。
从表 1 中还能发现性伴侣数量的分布情况。首先，无论目前的婚姻状态如何，大部分发生过多伴侣行为的男性的性伴侣数量为 2 ~ 3 个，比例为 60%; 其次是有过 4 ~ 5 个性伴侣的男性，占 15%左右； 性伴侣数量在 10 个及以上的大龄男性比例仅在 10%左右。也就是说，虽然多伴侣比例较高，但真正有过很多数量的性伴侣的人在整个人群中的比例并没有我们想象中的高。
如果只是看接受调查前一年的情况，我们可以发现多伴侣发生率其实非常低。表2 显示上一年有过多性伴侣的人占到调查总体的 11. 0%.如果分婚姻状态来看，只有 9. 8% 的农村大龄未婚男性在过去一年里有两个及以上性伴侣，这在农村大龄已婚男性中的发生率也只为 12. 8%.然而，如果只看那些有过性经历的农村大龄男性的情况时，结果也发生了重大转变。农村大龄未婚男性的多性伴侣发生率显着上升至 24. 8%,而这在已婚男性中该比例只是13. 4% .换而言之，那些只要有过性经历的农村大龄未婚男性中，每四个人中就有一个在过去一年里有过两个及以上的性伴侣。这个数据远远高于潘绥铭等在 2006 年的调查结果 9. 8%.结合一生中多伴侣发生率来看，这说明农村大龄未婚男性的性行为具有临时性和偶然性，不具备长期性和稳定性。
表 1 和表 2 的数据也告诉我们另一个事实，农村大龄男性中超多性伴侣的情况很少见。在农村大龄未婚男性群体中，承认自己有 6 个及以上性伴侣的比例仅为 1. 8%,如果把总体缩小到有过性经历的人中，该比例也只为 4. 5%,即使是放大到所有有过多伴侣性行为的未婚男性群体中，该比例也仅为18. 3% .也就是说，虽然在有过性行为的农村大龄未婚男性中，多性伴侣的发生率较高，然而，绝大多数人的性伴侣人数并不多。
3. 2 性伴侣类型
农村大龄未婚男性通常会与谁发生性关系呢？ 表3 告诉我们，JC 区农村大龄未婚男性的性伴侣类型多种多样。大部分（ 61. 7%） 农村大龄未婚男性报告第一次性关系对象是女朋友或未婚妻，并且这也是大多数有过多伴侣性行为的未婚男性的选择。可见，大部分农村大龄未婚男性的首次性行为对象是与自己关系非常亲密的人，或者至少是自己认为能算得上是熟悉的人。当然绝大部分的已婚男性的首次性行为对象是自己的未婚妻或妻子。
从最近一次性行为对象来看，尽管略超过半数的农村大龄未婚男性选择的女朋友，然而，选择性对象是“别人的妻子”的比例在有过多伴侣的农村大龄未婚男性中为 17. 0%,是第一次性行为中性对象是“别人妻子”的两倍。这就会给其他的家庭埋下不稳定的种子，成为家庭分裂的潜在原因。
数据还显示，约 10% 的农村大龄未婚男性的首次性行为和最近一次性行为是与“性工作者”发生。由于农村大龄未婚男性的弱势地位和性知识的缺乏和各种性资源的贫乏，这会成为公共卫生安全中的一个潜在风险。
另外，还有超过 10%的人选择性对象为“其他”,可见，农村大龄未婚男性的性对象类型多样，超出了我们的预期。然而由于很多人不会使用电脑输入文字，对于他们的性对象究竟还有哪些，我们无法得知，不得不说也是一种遗憾。
3. 3 多伴侣的影响因素
通过对农村大龄未婚男性的过去一年多伴侣性行为和一生中多伴侣性行为做二元 Logistic 回归分析，可以发现态度和看黄行为是多伴侣性行为最重要的影响因素。但从短期和长期来看，有所不同。从短期来看，态度的影响最显着和最重要，但从长期来看，看黄行为是最显着也是最重要的影响因素。看黄行为属于主体建构行为，这说明，对农村大龄未婚男性而言，态度更能影响他们的短期行为，但主体的选择行为能影响他们的长期行为。也就是“选择做什么样的事”就会成为“什么样的人”（ 黄盈盈和潘绥铭，2011） .从收入的影响来看，它对短期多伴侣性行为的发生率没有影响，但对一生中多伴侣性行为的影响非常大和显着，收入越高，越倾向于发生多伴侣性行为。这可能是因为对他们而言，长期多伴侣性行为的发生需要建立在一定的经济基础之上，经济状况好则更有可能找到性伴侣。
从表4 中不显着的因素中还可以发现，无论年长还是年轻，无论教育程度高还是教育程度低，在性需要面前，人人都平等。
这也验证了我们原来的假设，性别失衡对受到婚姻挤压的农村大龄未婚男性的性行为产生着重大影响，性行为的发生不受文化教育等的影响，而更可能只是为了满足生理上的需要。4 结论随着步入婚龄期的过剩男性的数量逐渐增加，受到婚姻挤压的农村大龄未婚男性越来越受到关注。本研究探索了婚姻挤压背景下农村大龄未婚男性的多伴侣性行为，得到如下发现： 首先，农村大龄未婚男性总体中的多伴侣性行为发生率不高，然而，有过性经历的农村大龄未婚男性的多伴侣发生率显着高于农村大龄已婚男性，并且他们的性伴侣类型多样。但是，从另一方面来看，绝大多数有过多伴侣性行为的农村大龄未婚男性的伴侣数量少于 10 个，大部分在 5 个及以下。这验证了农村大龄未婚男性发生的性行为具有临时性、偶然性和不稳定性，其伴侣并不固定的特点。这也告诉我们，在农村大龄未婚男性群体内部差异性很大，未来如果要进行干预需要充分考虑到这一点。其次，除了性态度和过去看黄行为，对农村大龄男性而言，无论年长还是年轻，无论受教育程度是高还是低，在多伴侣性行为上，人人都平等； 只有经济状况发挥着非常重要作用。这说明男性婚姻挤压不仅导致一部分农村大龄未婚男性无法成婚，还对他们的性行为产生着重大影响，他们的性行为更可能只是为了满足生理上的需要。
参 考 文 献
[1] Tuljapurkar S,Li N,Feldman MW. High sex ratios inChina's future.Science . 1995,267（ 5199） : 874 - 876.
[2] Attané I. The demographic impact of a female deficit inChina,2000- 2050. Population and Development Review,2006,755 - 770.
[3] 李树茁，姜全保，费尔德曼。 性别歧视与人口发展。 北京： 社会科学文献出版社，2006.
[4] Edlund L. Son preference,sex ratios,and marriage patterns. Journalof Political Economy,1999,107（ 6） : 1275 - 1304.
[5] Poston DL,Glover KS. Too many males: marriage market implica-tions of gender imbalances in China. Genus,2005,61 （ 2 ） : 119 -140,115.
[6] 彭远春。 贫困地区大龄青年婚姻失配现象探析。 青年探索，2004（ 6） : 18 -20.
[7] 陈友华。 中国和欧盟婚姻市场透视。 南京： 南京大学出版社，2004.
[8] 张春汉，钟涨宝。 农村大龄未婚青年成因分析---来自湖北潜江市 Z 镇 Y 村的个案分析。 青年探索，2005 （ 1） : 17 -19.