晚婚現(xiàn)象的影響因素及推遲效應(yīng)分析

聶 霞，王春枝，張 威

（內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特010070）

一、引言

（一）研究背景

“男大當(dāng)婚，女大當(dāng)嫁”是中國(guó)一句俗語(yǔ)。隨著社會(huì)的發(fā)展，對(duì)結(jié)婚年齡的“大”和“小”有著不同的定義，但終究還是要進(jìn)入婚姻的殿堂。然而，在當(dāng)前社會(huì)，越來(lái)越多的年輕人“晚婚”“不婚”或“恐婚”，這其中的原因到底是什么呢？Blossfeld強(qiáng)調(diào)由于女性受教育程度提高，在校就讀時(shí)間的延長(zhǎng)從客觀上推遲了初婚年齡。我國(guó)平均初婚年齡從1980年的23.78歲增加到2010年的24.85歲。與此同時(shí)，1999年開始大專以上學(xué)歷人口顯著增加，伴隨而來(lái)就是適婚人口的初婚年齡推遲。在我國(guó)，初婚年齡推遲是否由接受了高等教育而產(chǎn)生，其中是否還存在其他原因，例如受適婚人口所處地區(qū)、戶口類型、個(gè)體BMI指數(shù)（體重身高指數(shù)）、住房狀況等因素的影響，這正是本文要探討的內(nèi)容。

（二）文獻(xiàn)綜述

結(jié)合國(guó)內(nèi)外對(duì)晚婚現(xiàn)象的研究，發(fā)現(xiàn)不同年代，晚婚人群的特點(diǎn)和原因不同。在美國(guó)，20世紀(jì)初，高學(xué)歷人群容易晚婚，具有結(jié)婚年齡與婚姻不穩(wěn)定負(fù)相關(guān)的特點(diǎn)，而且這一特點(diǎn)一直持續(xù)到20世紀(jì)晚期，此后趨于平坦。同時(shí)，晚婚的生存條件很好，但生活質(zhì)量較差，有調(diào)查表明22~25歲結(jié)婚的人最有可能保持高質(zhì)量的完整婚姻。然而，故意將婚姻推遲到二十幾歲以后的大多數(shù)人在尋求婚姻成功的道路上幾乎沒(méi)有獲得任何好處（L.Lehrer，2006）[8]。1907 年至1953年出生的美國(guó)本土白人男性晚婚的主要原因是接受高等教育，當(dāng)然也包含服兵役、就業(yè)機(jī)會(huì)、性別等因素（M.Cooney，1991）[4]。對(duì) 20 世紀(jì) 50 年代和60年代出生的同齡人的預(yù)測(cè)表明過(guò)去受過(guò)更多教育的女性結(jié)婚的可能性較?。≧.Goldstein，2001）[5]。在1979年至1986年美國(guó)青年縱向調(diào)查中，對(duì)婦女的婚史進(jìn)行了市場(chǎng)調(diào)查。結(jié)果顯示，適婚男性數(shù)量和質(zhì)量的不足降低了女性的結(jié)婚率，而婦女經(jīng)濟(jì)獨(dú)立與結(jié)婚有積極聯(lián)系（T.Lichter，1992）[6]。在20世紀(jì)90年代，美國(guó)的婚姻種族差異中，配偶數(shù)量上的種族差異所占的比例相對(duì)較小，而與家庭背景、福利狀況和生活安排等因素相比，配偶的可獲得性指標(biāo)在初婚中所占比例更大；婦女是否在婚姻市場(chǎng)上“尋找”伴侶影響著婚姻市場(chǎng)的特點(diǎn)；缺少“經(jīng)濟(jì)上吸引力”的男性不是造成適婚男性缺少的唯一因素（T.Lichter，1992）[6]。21 世紀(jì)晚期，大學(xué)畢業(yè)生結(jié)婚的概率更高（R.Goldstein，2001）[5]，且受教育程度最高的領(lǐng)域結(jié)婚率最高，這可能是后代不公平的來(lái)源。通過(guò)分析1995年人口調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受教育程度越高的領(lǐng)域結(jié)婚率越高，且學(xué)歷最高的群體結(jié)婚率最高。同時(shí)也發(fā)現(xiàn)，在日本，大學(xué)教育和晚婚的聯(lián)系越來(lái)越緊密，教育與婚姻有負(fù)面關(guān)聯(lián)（M.Raymo，2003）[7]。在我國(guó)，各時(shí)期的婚配模式主要表現(xiàn)為不同社會(huì)特征群體的同類婚，此外，各時(shí)期的異質(zhì)性婚配現(xiàn)象呈現(xiàn)明顯的對(duì)稱性。對(duì)同類婚和異質(zhì)婚具體形式的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，不同社會(huì)階層的邊界可滲透性在各時(shí)期存在明顯差異，相應(yīng)的同類婚和異質(zhì)婚現(xiàn)象也呈現(xiàn)不同特點(diǎn)。影響初婚年齡的因素包含很多，如教育、職業(yè)、家庭、農(nóng)村婦女外出打工等因素（齊亞強(qiáng)和牛建林，2012）[9]。2000年在安徽和四川的四個(gè)縣，農(nóng)村婦女的外出經(jīng)歷及外出時(shí)間對(duì)他們的初婚年齡有顯著影響（鄭真真，2002）[13]。第四次人口普查構(gòu)建初婚表以探討30年來(lái)中國(guó)初婚模式的變動(dòng)，認(rèn)為中國(guó)初婚模式正處于轉(zhuǎn)型中，初婚年齡延遲的原因有很多，既包含政策因素也包含社會(huì)因素，且受教育程度會(huì)影響初婚年齡。在中國(guó)初婚模式轉(zhuǎn)型中，人口的初婚年齡具有延遲效應(yīng)，且女性的延遲效應(yīng)大于男性（韋艷等，2013）[10]。2003年至2008年之間，隨著我國(guó)消費(fèi)模式的變化，男性經(jīng)濟(jì)條件對(duì)初婚的影響作用逐漸增加。此外，國(guó)企改革使得體制內(nèi)男性與女性職工在婚姻市場(chǎng)的優(yōu)勢(shì)逐漸下降（於嘉和謝宇，2013）[11]。從定性角度來(lái)看，女性的平均初婚年齡變動(dòng)與各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、女性受教育的程度以及本地區(qū)婚姻觀念的變化有著較大的關(guān)系，其中，經(jīng)濟(jì)水平與早婚率呈負(fù)相關(guān)，女性受教育的程度與早婚率也呈負(fù)相關(guān)（趙志偉，2008）[14]。教育、職業(yè)和家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)初婚年齡有著顯著的影響，并表現(xiàn)出性別和戶籍差異。教育程度對(duì)女性初婚年齡的推遲效應(yīng)大于男性，高等教育對(duì)農(nóng)村戶籍女性初婚年齡的推遲效應(yīng)大于城市戶籍女性（王鵬和吳愈曉，2013）[15]。

從研究方法上看，國(guó)內(nèi)外用于初婚年齡研究的方法有很多，可分為定性和定量分析兩類。定性分析法包括利用婚姻周期條件和群體特征的統(tǒng)計(jì)來(lái)進(jìn)行分析的方法（M.Coone，1991）[4]；在 1979 年至 1986年美國(guó)青年縱向調(diào)查中，對(duì)婦女的婚史進(jìn)行市場(chǎng)調(diào)查的方法（T.Lichter，1992）[6]；還包括應(yīng)用事件史分析方法，討論農(nóng)村婦女初次外出時(shí)間與初婚年齡的關(guān)系（鄭真真，2002）[13]。定量分析包括建立赫尼斯模型和麥尼爾模型估計(jì)值，使用1995年人口調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行比較（R.Goldstein，2001）[5]；還包括建立 Cox 比例風(fēng)險(xiǎn)模型，分析自新中國(guó)成立以來(lái)我國(guó)生育政策變遷對(duì)人口初婚模式的影響（李建新和王小龍，2014）[12]；此外，還有研究采用離散時(shí)間logit模型估計(jì)中國(guó)18~30歲青年各種身體類型與第一次婚姻時(shí)間的關(guān)系（Hongwei Xu，2016）[16]。

雖然，國(guó)內(nèi)外對(duì)初婚年齡的研究有很多，但在內(nèi)容上，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村對(duì)象、不同年代出生的對(duì)象的初婚年齡進(jìn)行對(duì)比的研究還較少；在方法上，采用傾向匹配得分法研究教育對(duì)初婚年齡推遲的影響更少，本文擬采用傾向匹配得分法比較不同戶口類型、不同出生年代的對(duì)象分析各個(gè)因素對(duì)其初婚年齡的推遲效應(yīng)的影響。

本文以CGSS（2015）數(shù)據(jù)為依據(jù)，利用多分類虛擬變量回歸和傾向匹配得分法對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村初婚年齡的影響因素進(jìn)行比較分析，并且討論高等教育對(duì)城鄉(xiāng)初婚年齡的推遲效應(yīng)。同時(shí)，對(duì)影響不同年代人的初婚年齡的因素進(jìn)行比較并分析原因。目的是對(duì)不同人群晚婚的影響因素和初婚年齡推遲效應(yīng)作對(duì)比，以引起社會(huì)對(duì)晚婚問(wèn)題的關(guān)注。

表1 控制變量的頻數(shù)

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所選用的數(shù)據(jù)是2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)。它是中國(guó)第一個(gè)全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目。目的是通過(guò)定期地、系統(tǒng)地收集中國(guó)人與中國(guó)社會(huì)各個(gè)方面的數(shù)據(jù)，總結(jié)社會(huì)變遷的長(zhǎng)期趨勢(shì)，探討具有重大理論和現(xiàn)實(shí)意義的社會(huì)議題，推動(dòng)國(guó)內(nèi)社會(huì)科學(xué)研究的開放性與共享性，為政府決策與國(guó)際比較研究提供數(shù)據(jù)資料。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查由中國(guó)人民大學(xué)聯(lián)合全國(guó)各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行。從2003年開始，每年對(duì)全國(guó)各地一萬(wàn)多戶家庭進(jìn)行抽樣調(diào)查并形成報(bào)告。

（二）變量選取

1.被解釋變量。定義初婚年齡等級(jí)為被解釋變量。

2.解釋變量（協(xié)變量）。解釋變量包括性別、地區(qū)、學(xué)歷、BMI、BMID、戶口類型、民族、早晚婚等級(jí)、有無(wú)子女等。其中，Hongwei Xu（2016）[16]根據(jù)1991-2009年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查的縱向數(shù)據(jù)，采用離散時(shí)間logit模型估計(jì)中國(guó)18～30歲青年各種身體類型與第一次婚姻時(shí)間有關(guān)系，故本文選擇BMID作為影響初婚年齡的影響因素。各變量的取值設(shè)定如下：性別中男=1、女=0；地區(qū)中西部地區(qū)=1（包括：四川、內(nèi)蒙古、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西）、中部地區(qū)=2（包括：陜西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、遼寧）、東部地區(qū)=3（包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南）；學(xué)歷中小學(xué)及以下=1、初中=2、高中=3、大學(xué)=4、研究生及以上=5；BMID 中 BMI＜18.5 為瘦=1、18.5≤BMI≤23.9為合適=2、24≤BMI≤28 為超重=3、BMI＞28 為肥胖=4（BMI為體重公斤數(shù)除以身高米數(shù)的平方）；戶口類型中農(nóng)業(yè)戶口=1、非農(nóng)業(yè)戶口=2、其他戶口=3；民族中漢族=1、蒙古族=2、滿族=3、回族=4、藏族=5、壯族=6、維吾爾族=7、其他民族=8；早晚婚等級(jí)中 18～25 歲結(jié)婚=1、26～30 歲結(jié)婚=2、31～35歲結(jié)婚=3、36歲以上結(jié)婚=4；有無(wú)子女中有子女=1、沒(méi)有子女=0。

3.處理變量。定義個(gè)體是否上大學(xué)為處理變量：個(gè)體是大學(xué)及大學(xué)以上學(xué)歷=1；否則=0。

4.結(jié)果變量。定義初婚年齡等級(jí)為結(jié)果變量：18～25 歲結(jié)婚=1；26～30 歲結(jié)婚=2；31～35 歲結(jié)婚=3；36歲以上結(jié)婚=4。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）研究模型

本文采用多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配的方法來(lái)構(gòu)建模型。對(duì)于抽取的樣本個(gè)體i，令（y1i，y0i）表示個(gè)體初婚年齡等級(jí)在高等學(xué)歷和非高等學(xué)歷兩種狀態(tài)下的值，其中，y1i表示大學(xué)及以上學(xué)歷個(gè)體的初婚年齡等級(jí)，y0i表示大學(xué)以下學(xué)歷個(gè)體的初婚年齡等級(jí)。若y1i和y0i均能被觀測(cè)到，則y1i-y0i就能表示個(gè)體參加高等教育對(duì)初婚年齡推遲或提早效應(yīng)，而現(xiàn)實(shí)中只能觀測(cè)到每個(gè)個(gè)體是否是大學(xué)及以上學(xué)歷的初婚年齡等級(jí)的一種情況，不能同時(shí)觀測(cè)到兩種情況下的初婚年齡，為此本文設(shè)定Di∈（0，1）為個(gè)體是否參加高等教育的處理變量，那么yi為能觀測(cè)到的個(gè)體的初婚年齡等級(jí)，則有如下關(guān)系：

通過(guò)（1）式可得初婚年齡的平均處理效應(yīng)（ATE）、可處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）及控制組的平均處理效應(yīng)（ATU）。其中，平均處理效應(yīng)（ATE）指?jìng)€(gè)體參加過(guò)高等教育和沒(méi)參加過(guò)高等教育的所有個(gè)體的初婚年齡等級(jí)的效應(yīng)大小，可表示為：

式中，p是樣本中觀察到個(gè)體i進(jìn)入處理組（Di=1）的概率，方程（2）表示整個(gè)樣本的效用處理組個(gè)體和控制組個(gè)體效用的加權(quán)平均。然而，反事實(shí)的E（y1i│D=0）和 E（y0i│D=1）是不能觀測(cè)到的。

在不考慮控制組個(gè)體的情況下，考察處理組個(gè)體的平均處理效應(yīng)（ATT），是指對(duì)參加了高等教育的個(gè)體，需要構(gòu)造一個(gè)反事實(shí)的結(jié)果E（y0i│Di=1），處理組個(gè)體i的平均處理效應(yīng)（ATT）值是參加過(guò)高等教育的個(gè)體，如果沒(méi)有參加過(guò)高等教育，其初婚年齡與參加過(guò)高等教育的初婚年齡的效應(yīng)值，可表示為：

控制組的平均處理效應(yīng)（ATU）指未參加過(guò)高等教育的個(gè)體，如果參加過(guò)高等教育，其初婚年齡與其未參加過(guò)高等教育的初婚年齡的效應(yīng)值，表示為：

然而，對(duì)于處理組個(gè)體來(lái)說(shuō)，不可能同時(shí)觀測(cè)到處理和未處理組下的兩個(gè)結(jié)果，為了獲得反事實(shí)的E（y0i│Di=1）（即處理組內(nèi)的個(gè)體如果不進(jìn)行處理的效應(yīng)），可以利用匹配法來(lái)分析。匹配法的基本思想是：找到一組和處理組個(gè)體稟賦特征相似的控制組個(gè)體進(jìn)行對(duì)被解釋變量影響的比較，由于兩組個(gè)體稟賦特征相似，可以將兩者的差異歸功于處理的貢獻(xiàn)。

三、實(shí)證分析

（一）城、鄉(xiāng)初婚年齡影響因素比較

對(duì)總的樣本數(shù)據(jù)按照戶口類型分為農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本，分別進(jìn)行多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配，并比較分析結(jié)果。

1.多分類虛擬回歸結(jié)果。由表3可得，（1）對(duì)于全體樣本來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)樣本的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大1.4歲；上過(guò)大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒(méi)上過(guò)大學(xué)樣本的大2歲；偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的大0.6歲；男性的平均初婚年齡比女性的大1.16歲；樣本房產(chǎn)每增加一套，初婚年齡平均增加0.04歲。（2）對(duì)農(nóng)村樣本來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大0.73歲，這要低于總樣本回歸對(duì)應(yīng)的增幅；上過(guò)大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒(méi)上過(guò)大學(xué)樣本的大2.05歲，這要高于總樣本回歸對(duì)應(yīng)的增幅；偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的大0.5歲，這個(gè)幅度要低于總樣本回歸對(duì)應(yīng)的幅度；男性比女性的平均初婚年齡大1.15歲，要高于總樣本回歸對(duì)應(yīng)的幅度；房產(chǎn)每增加一套，農(nóng)村樣本平均初婚年齡增加0.05歲，這要高于總樣本回歸對(duì)應(yīng)的增幅。（3）對(duì)城鎮(zhèn)樣本來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)樣本的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大1.44歲，這要比農(nóng)村樣本對(duì)應(yīng)的幅度大；城鎮(zhèn)上過(guò)大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的城鎮(zhèn)樣本的大1.29歲，這比農(nóng)村樣本對(duì)應(yīng)的幅度?。怀擎?zhèn)偏瘦樣本的平均初婚年齡比超重樣本的大0.57歲，比肥胖樣本的大0.73歲，而農(nóng)村超重樣本和偏瘦樣本的平均初婚年齡沒(méi)有顯著的差異；在城鎮(zhèn)，男性的平均初婚年齡比女性的大1.83歲，這高于農(nóng)村樣本的對(duì)應(yīng)值；城鎮(zhèn)樣本的房產(chǎn)數(shù)每增加一套，平均來(lái)說(shuō)初婚年齡增加0.04歲，這低于農(nóng)村樣本對(duì)應(yīng)的值。

表6 以個(gè)體是否為大學(xué)及大學(xué)以上學(xué)歷為處理變量的核匹配結(jié)果

表5 傾向得分匹配所選用樣本變量數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)

對(duì)比上述農(nóng)村和城鎮(zhèn)模型的參數(shù)值，可見(jiàn)，生于東部區(qū)會(huì)推遲個(gè)體初婚年齡，且對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體的影響大于對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響；上大學(xué)會(huì)推遲個(gè)體的初婚年齡，且對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響大于對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體的影響；體型會(huì)影響個(gè)體的初婚年齡，偏瘦體型的初婚年齡容易推遲；男性比女性的初婚年齡要大，且在城鎮(zhèn)男性初婚年齡推遲得更多；房產(chǎn)的增加也會(huì)推遲個(gè)體初婚年齡，這對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響更大。

2.多重共線性檢驗(yàn)。如表4所示，每一個(gè)變量的VIF值均小于5，可見(jiàn)農(nóng)村、城鎮(zhèn)、總體樣本不存在多重共線性，故上述經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)是合理的。

3.高等教育對(duì)城鄉(xiāng)初婚年齡推遲效應(yīng)的分析。首先，進(jìn)行樣本數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)。對(duì)傾向匹配得分進(jìn)行樣本匹配的過(guò)程中，必須對(duì)樣本匹配能否平衡協(xié)變量給的分布進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，即需要保證控制組和處理組所有的協(xié)變量無(wú)顯著性差異后，所得到的傾向匹配得分才是合理的，才能證實(shí)研究的可靠性，平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。對(duì)全部樣本進(jìn)行傾向得分匹配方法選擇協(xié)變量地區(qū)、戶口、BMI和住房狀況，可見(jiàn)表5（1），變量數(shù)據(jù)都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)；對(duì)農(nóng)村樣本進(jìn)行傾向得分匹配方法選擇協(xié)變量地區(qū)、住房狀況，可見(jiàn)表5（2），各協(xié)變量通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)；對(duì)城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行傾向得分匹配，選擇協(xié)變量地區(qū)、BMI，可見(jiàn)表5（3），各協(xié)變量也通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。上述結(jié)果說(shuō)明在本部分進(jìn)行的效應(yīng)分析是有效的。

其次，進(jìn)行傾向得分匹配。在以個(gè)體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口、住房狀況為協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，具體結(jié)果見(jiàn)表6。由表6（1）可見(jiàn)，在大學(xué)教育的影響下，所有樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=1.83。在處理組樣本中，個(gè)體初婚年齡的變化為ATT=1.45，且ATT的t值等于10.94，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會(huì)推遲1.45歲；在控制組樣本中，個(gè)體初婚年齡的平均變化為ATU=1.90，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果上過(guò)大學(xué)的話，其初婚年齡會(huì)推遲1.90歲，因此，可以認(rèn)為個(gè)體初婚年齡依賴于接受高等教育這一因素。

表4 多重共線性檢驗(yàn)的VIF值

表3 分城、鄉(xiāng)樣本的多分類虛擬變量回歸結(jié)果

對(duì)于農(nóng)村樣本，由表6（2）可見(jiàn)，在大學(xué)教育的影響下，農(nóng)村樣本的初婚年齡平均變化是ATE=1.91。在處理組樣本中，個(gè)體初婚年齡的變化為ATT=2.11，且ATT的t值等于9.62，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，樣本的平均初婚年齡會(huì)推遲2.11歲；在控制組樣本中，樣本初婚年齡的平均變化為ATU=1.89，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果上過(guò)大學(xué)的話，樣本的平均初婚年齡會(huì)推遲1.89歲，因此，可以認(rèn)為農(nóng)村戶口樣本平均初婚年齡與樣本是否上大學(xué)有顯著關(guān)系。

由表6（3）可見(jiàn)，在大學(xué)教育的影響下，城鎮(zhèn)樣本初婚年齡的平均變化是ATE=1.32年。在處理組樣本中，樣本平均初婚年齡的變化為ATT=1.21，且ATT的t值等于6.93，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，樣本的平均初婚年齡會(huì)推遲1.21歲；在控制組樣本中，樣本初婚年齡的平均變化為ATU=1.37，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的樣本，如果上過(guò)大學(xué)的話，樣本平均初婚年齡會(huì)推遲1.37歲，顯然這個(gè)值大于1.21，因此，可以認(rèn)為城鎮(zhèn)戶口個(gè)體初婚年齡對(duì)個(gè)體是否上過(guò)大學(xué)的依賴不強(qiáng)。

最后，進(jìn)行匹配質(zhì)量檢驗(yàn)。圖1為農(nóng)村個(gè)體匹配前后處理組和控制組傾向得分密度圖像，匹配后，控制組的概率密度曲線向處理組密度曲線靠近，匹配結(jié)果可以比較。圖2為城鎮(zhèn)個(gè)體匹配前后處理組和控制組傾向得分密度圖像，匹配后，控制組的概率密度曲線向處理組密度曲線靠近，匹配結(jié)果可以比較。

圖1 農(nóng)村樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對(duì)比

圖2 城鎮(zhèn)樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對(duì)比

表9 傾向得分匹配所選用變量數(shù)據(jù)的平衡性檢驗(yàn)

表7 分不同年代出生樣本的回歸結(jié)果

（二）60后、70后和80后初婚年齡比較

按照出生年份將總的樣本分為60后（1960—1969年出生）個(gè)體、70后（1970—1979年出生）個(gè)體和80后（1980—1989年出生）個(gè)體三個(gè)子樣本，分別作多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配后進(jìn)行比較。

1.多分類虛擬變量回歸結(jié)果。各年齡段多分類虛擬變量回歸的結(jié)果見(jiàn)表7。對(duì)于60后個(gè)體來(lái)說(shuō)，中部地區(qū)比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚0.38歲，東部地區(qū)60后比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚1.29歲；上過(guò)大學(xué)的60后樣本比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的60后樣本平均初婚年齡晚1.95歲；男性60后比女性60后的平均初婚年齡晚1.4歲；60后房產(chǎn)每增加一套，平均來(lái)說(shuō)，其初婚年齡增加0.08歲。對(duì)于70后個(gè)體來(lái)說(shuō)，中部地區(qū)70后和西部地區(qū)70后的平均初婚年齡沒(méi)有顯著性差異，但東部地區(qū)的70后平均初婚年齡比西部地區(qū)的晚1歲，這要低于60后對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后上過(guò)大學(xué)的樣本比沒(méi)上過(guò)大學(xué)樣本的平均初婚年齡大2.26歲，這要高于60后對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后偏瘦樣本比70后肥胖樣本的平均初婚年齡大0.93歲；70后男性比70后女性的初婚年齡平均大0.18歲，這要高于60后對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后房產(chǎn)每增加一套，平均來(lái)說(shuō)，其初婚年齡要大0.18歲，這要高于60后對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)。對(duì)于80后個(gè)體來(lái)說(shuō)，地區(qū)對(duì)80后的平均初婚年齡沒(méi)有影響；80后上過(guò)大學(xué)的樣本比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的樣本平均初婚年齡大2.8歲，該項(xiàng)增加幅度是三代人中最高的；男性80后比女性80后的平均初婚年齡大1.12歲，這個(gè)差距是三代人中最小的；80后房產(chǎn)每增加一套，平均來(lái)說(shuō)，其初婚年齡增加0.1歲，這在三代人對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)中屬于中等水平。

對(duì)比上面對(duì)60后、70后和80后模型參數(shù)的解釋，可得，地區(qū)因素對(duì)60后的平均初婚年齡影響最大，越靠近東部地區(qū)，平均初婚年齡越容易被推遲，而該因素對(duì)70后的影響較弱，對(duì)80后沒(méi)有顯著影響；上大學(xué)會(huì)推遲三代人的平均初婚年齡，其對(duì)60后影響最弱，對(duì)80后影響最大；BMI體型對(duì)60后和80后的平均初婚年齡沒(méi)有影響，但對(duì)70后有影響，該樣本中偏瘦者的初婚年齡更容易推遲；男性比女性的平均初婚年齡要大，其中70后的差距最大，80后的差距最?。环慨a(chǎn)數(shù)增加會(huì)推遲樣本的平均初婚年齡，且其對(duì)70后的影響最大。

2.多重共線性檢驗(yàn)。對(duì)上面的三個(gè)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表8所示，分析結(jié)果基本都小于5（只在60后模型中體型為合適的虛擬變量的值為5.15），因此可以認(rèn)為三個(gè)模型均不存在多重共線性，故可認(rèn)為對(duì)上述模型的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)是合理的。

3.60 后、70后和80后高等教育對(duì)初婚年齡推遲效應(yīng)的分析。首先，進(jìn)行變量的平衡性檢驗(yàn)。對(duì)上述傾向得分匹配方法所選用的協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，如表9所示，三個(gè)子樣本所選變量都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)，可以進(jìn)行處理效應(yīng)的比較。

表8 60后、70后和80后模型多重共線性檢驗(yàn)的值

（續(xù)表9）

其次，進(jìn)行傾向匹配。60后樣本以個(gè)體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，結(jié)果見(jiàn)表10（1），可見(jiàn)在大學(xué)教育的影響下，所有60后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=1.03。在處理組樣本中，個(gè)體初婚年齡的變化為ATT=1.5，且ATT的t值等于4.95，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會(huì)推遲1.5歲；在控制組樣本中，個(gè)體初婚年齡的平均變化為ATU=0.97，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果上過(guò)大學(xué)的話，其初婚年齡會(huì)推遲0.97歲，可以認(rèn)為，60后個(gè)體初婚年齡依賴于接受高等教育這一因素。70后樣本以個(gè)體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，結(jié)果見(jiàn)表10（2），可見(jiàn)在大學(xué)教育的影響下，所有70后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=2.48。在處理組樣本中，個(gè)體初婚年齡的變化為ATT=1.71，且ATT的t值等于5.61，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會(huì)推遲1.71歲；在控制組樣本中，個(gè)體初婚年齡的平均變化為ATU=2.48，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果上過(guò)大學(xué)的話，其初婚年齡會(huì)推遲2.68歲，可以認(rèn)為，70后個(gè)體初婚年齡也主要依賴于接受高等教育這一因素。80后樣本以個(gè)體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，結(jié)果見(jiàn)表10（3），可見(jiàn)在大學(xué)教育的影響下，所有80后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=2.38。在處理組樣本中，個(gè)體初婚年齡的變化為ATT=2.26，且ATT的t值等于7.81，傾向匹配是顯著的，表明上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會(huì)推遲2.26歲；在控制組樣本中，個(gè)體初婚年齡的平均變化為ATU=2.46，表明沒(méi)有上過(guò)大學(xué)的個(gè)體，如果上過(guò)大學(xué)的話，其初婚年齡會(huì)推遲2.46歲，可以認(rèn)為，80后個(gè)體初婚年齡對(duì)接受高等教育這一因素的依賴較弱。

最后，進(jìn)行傾向得分匹配質(zhì)量檢驗(yàn)。對(duì)比圖3、圖4和圖5中60后、70后和80后匹配前和匹配后的圖像，發(fā)現(xiàn)匹配后的處理組密度圖像向控制組密度圖像靠近，說(shuō)明匹配結(jié)果較好。

四、結(jié)論

（一）影響初婚年齡的因素

1.晚婚因素對(duì)城鄉(xiāng)個(gè)體的影響存在差異。生在東部區(qū)會(huì)推遲個(gè)體初婚年齡，且對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體的影響大于對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響，城鎮(zhèn)東部地區(qū)的平均初婚年齡比城鎮(zhèn)西部地區(qū)平均初婚年齡大1.44歲；上大學(xué)會(huì)推遲個(gè)體的初婚年齡，且對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響大于對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體的影響，農(nóng)村上過(guò)大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的樣本的平均初婚年齡大2.05歲；體型會(huì)影響個(gè)體的初婚年齡，偏瘦體型樣本的初婚年齡容易推遲，體型特征對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體初婚年齡的影響較大，城鎮(zhèn)偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的平均初婚年齡大0.73歲；男性比女性的初婚年齡要大，且城鎮(zhèn)男性初婚年齡推遲得更多，城鎮(zhèn)男性比城鎮(zhèn)女性平均初婚年齡大1.83歲；房產(chǎn)的增加也會(huì)推遲個(gè)體初婚年齡，其對(duì)農(nóng)村個(gè)體的影響更大，房產(chǎn)每增加一套，農(nóng)村樣本平均初婚年齡增加0.05歲。

表10 不同年代人初婚年齡效用分析

圖3 60后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對(duì)比

圖4 70后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對(duì)比

圖5 80后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對(duì)比

2.晚婚因素對(duì)不同出生年代個(gè)體的影響也存在差異。地區(qū)因素對(duì)60后的初婚年齡影響最大，越靠近東部地區(qū)，60后的初婚年齡越容易被推遲（東部地區(qū)60后比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚1.29歲），而對(duì)70后的影響減弱（東部地區(qū)的70后初婚年齡比西部地區(qū)的晚1歲），但其對(duì)80后沒(méi)有影響；上大學(xué)會(huì)推遲三代人的初婚年齡，對(duì)60后影響最弱（上過(guò)大學(xué)的60后樣本比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的60后樣本平均初婚年齡晚1.95歲），而對(duì)80后影響最大（80后上過(guò)大學(xué)的樣本比沒(méi)上過(guò)大學(xué)的樣本初婚年齡平均大2.8歲）；BMI體型對(duì)60后和80后的平均初婚年齡沒(méi)有影響，但對(duì)70后有影響，偏瘦者的初婚年齡容易推遲（70后偏瘦的樣本比70后肥胖的樣本初婚年齡平均大0.93歲）；男性比女性的初婚年齡要大，其中，70后差距最大（70后男性比70后女性的初婚年齡平均大1.74歲），80后差距最?。行?0后比女性80后的初婚年齡平均來(lái)說(shuō)大1.12歲）；房產(chǎn)數(shù)增加會(huì)推遲初婚年齡，且對(duì)70后的影響最大（70后房產(chǎn)每增加一套，平均來(lái)說(shuō)其初婚年齡要大0.18歲）。

（二）高等教育對(duì)初婚年齡有推遲效應(yīng)

大學(xué)以上學(xué)歷個(gè)體的平均初婚年齡要大于大學(xué)以下學(xué)歷個(gè)體的平均初婚年齡，上大學(xué)對(duì)70后初婚年齡的推遲時(shí)間（ATE70后=2.48）要高于對(duì)80后推遲的時(shí)間（ATE80后=2.38），60后推遲的時(shí)間（ATE60后=1.03）最短。此外，上大學(xué)對(duì)推遲農(nóng)村個(gè)體初婚年齡的效應(yīng)（ATE農(nóng)村=1.91）大于對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)體的推遲效應(yīng)（ATE城鎮(zhèn)=1.32）。