中國終身不婚率的變動、影響與對策

■ 王磊 陳銀虎

一、問題的提出

盡管我國是“普婚制”社會，但是終身不婚現(xiàn)象并不罕見。除了極小比例的特殊情形，終身不婚群體沒有配偶和婚生子女，也就沒有由配偶和子女等家庭成員提供的生活支持，他們年老時獨居概率很大，對社會養(yǎng)老保障的依賴更為剛性。人口老齡化是貫穿21世紀(jì)中國的最基本國情，終身不婚群體研究具有重要現(xiàn)實意義。

改革開放以來，社會變遷和市場轉(zhuǎn)型重新型塑了人們婚姻觀念，婚姻狀況呈現(xiàn)多元化與個性化的趨勢［1］。除了初婚年齡推遲、晚婚明顯增加、離婚發(fā)生頻率顯著提高之外，終身不婚現(xiàn)象也在明顯增加。單身可以分為傳統(tǒng)模式（想結(jié)婚而沒有結(jié)成婚）和先鋒模式（自愿選擇不結(jié)婚）［2］，作為一種典型的單身情形，終身不婚也可以分為傳統(tǒng)模式和先鋒模式。傳統(tǒng)模式是終身不婚的主流，先鋒模式的終身不婚占比很小。

終身不婚群體研究和不婚現(xiàn)象研究之間存在差別。年齡是影響結(jié)婚概率的重要因素，諸多研究關(guān)注青年人的不婚態(tài)度和不婚現(xiàn)象［3］。終身不婚研究關(guān)注年齡更大的人口群體，終身不婚的年齡界定不盡一致的情況與其所處時代有密切聯(lián)系。不同時空社會中的終身不婚的年齡界定存在差別［4-7］，即，達(dá)到某一特定年齡的未婚現(xiàn)象被視為終身不婚。終身不婚率是終身不婚人口占相同年齡人口的比例，通常以百分比為單位。那么，改革開放以來，我國終身不婚率的現(xiàn)狀和歷史變化趨勢如何？不同人口（性別和年齡）與社會（城鄉(xiāng)、受教育水平和省級行政區(qū)域）特征的終身不婚率存在什么樣的差別？這是本研究的兩個主要目標(biāo)。

二、研究設(shè)計

（一）研究回顧

國內(nèi)有關(guān)終身不婚行為和終身不婚率的研究并不多見。1982年第三次全國人口普查是我國歷史上首次對全國15歲及以上人口的婚姻狀況進(jìn)行的全面調(diào)查?；诘谌稳珖丝谄詹閿?shù)據(jù)，李詠華對終身不婚問題做了簡要分析后發(fā)現(xiàn)：1982年我國終身不婚人口約有103.4萬人。研究認(rèn)為，當(dāng)時的終身不婚人口在其青壯年時期大都是在舊社會渡過的，貧困、戰(zhàn)亂和人口性別比失調(diào)是造成他們未能成婚的客觀因素。同時，該研究考察了不同省級行政區(qū)域的終身不婚率，發(fā)現(xiàn)：廣西壯族自治區(qū)和青海省的終身不婚率最高、分別達(dá)到了4.58 %和4.37 %；在大多數(shù)省區(qū)，終身不婚人口性別構(gòu)成都是男多女少［4］。使用《中國1982年第三次人口普查電子計算機(jī)匯總資料》和《中國1987年1%人口抽樣調(diào)查資料（全國分冊）》等數(shù)據(jù)資料，王志剛對中國女性終身不婚率進(jìn)行了初步分析［5］，該研究指出，中國女性終身不婚和終身不育幾乎可以劃等號，女性終身不婚率的高低在某種程度上會影響到一代人的生育水平。該研究還強(qiáng)調(diào)：終身不婚人口存在著老年供養(yǎng)和孤獨等社會問題。

上述兩項研究都將終身不婚率界定為60歲及以上未婚人口占60歲及以上總?cè)丝诘谋壤?。與之不同，王躍生對18世紀(jì)后期中國男性晚婚及不婚群體的歷史考察將當(dāng)時男性終身不婚的年齡界定為45歲及以上①該文指出，盡管有一些學(xué)者將40歲以上未婚者作為考察傳統(tǒng)社會不婚人口群體的低線，還有學(xué)者以40歲和50歲兩個標(biāo)準(zhǔn)來分析未婚人口比例，若從檔案資料來看，40歲以上才獲得婚配機(jī)會的男性雖然少，也有一些，間或也有50歲左右才進(jìn)人婚姻之列者。不過總體上看，45歲以上再去尋求配偶的男性，其在婚姻市場上的機(jī)會已經(jīng)很小了。所以這里不妨將他們視為不婚群體，看看其在個案中所占份額如何。，他發(fā)現(xiàn)，當(dāng)時中國男性終身不婚比例在一個相對低的水平［6］。王磊在清代遼東旗人社會中的男性失婚問題研究中指出：50歲以上未婚則基本上成為終身不婚，被研究男性的終身不婚率達(dá)到了3%［7］。除了終身不婚年齡的界定不一致以外，前兩項研究主要是基于1980年代全國普查數(shù)據(jù)，后兩項研究主要以歷史檔案資料與歷史戶口冊的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。這幾項研究也有一致之處，即，都發(fā)現(xiàn)被研究群體的終身不婚率均處于較低水平。彭大松認(rèn)為，終身不婚風(fēng)險的城鄉(xiāng)差異是隱性的不平等，婚姻市場競爭是一種不平等的游戲，城市和鄉(xiāng)村社會資源的不平等分配，構(gòu)筑了農(nóng)村人在起點上的不公平，注定了農(nóng)村大齡未婚青年在未來婚姻市場上同城市同齡群體的婚姻角逐中成為失敗者［8］?？梢园l(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)術(shù)界雖已經(jīng)關(guān)注到終身不婚現(xiàn)象和終身不婚率，但研究成果的系統(tǒng)性和連續(xù)性仍然有待加強(qiáng)。

日本將到50歲未結(jié)婚現(xiàn)象視為終身未婚。20世紀(jì)90年代以后，日本終身不婚率快速上升，少子化問題加劇，無依無靠的獨居老人增多。根據(jù)日本厚生勞動省下屬“國立社會保障與人口問題研究所”的調(diào)查數(shù)據(jù)，2015年日本男性“生涯未婚率”①“生涯未婚率”是日本人口統(tǒng)計的專門術(shù)語，指到50歲還沒有結(jié)婚的人口比例。為23.4%，女性“生涯未婚率”為14.1%［9］。終身不婚群體數(shù)量增加促進(jìn)日本反思其社會保障制度?，F(xiàn)行日本社會保障制度是以假定每個老年人都有家庭為基礎(chǔ)，它以“絕大多數(shù)老人是喪偶之后被其成年子女照顧”為前提的，并沒有考慮到終身不婚老年人。日本是高度同質(zhì)性社會，移民不可能完全解決日本國民婚姻機(jī)會問題。未來持續(xù)增加的終身不婚群體、尤其是終身不婚男性群體將迫使日本老年人社會福利制度做出改變［10］。

（二）終身不婚率的概念界定

人口學(xué)計算總和生育率時，將女性生育年齡上限定為49周歲。終身不婚與生育水平問題和老年人供養(yǎng)問題有密切關(guān)系［5］。中國傳統(tǒng)社會環(huán)境下，終身不婚與終身未育、老年獨居之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。同時，無論男女，50歲及以上年齡結(jié)婚的概率都很小。鑒于此，本研究對終身不婚率的計算公式界定如下：

另外，分年齡組終身不婚率是50歲及以上的某一年齡組未婚人口占對應(yīng)年齡組總?cè)丝诘陌俜直?。本研究分別計算了50～54歲、55～59歲、60～64歲和65歲及以上四個年齡組的終身不婚率。

（三）數(shù)據(jù)與方法

1982年第三次全國人口普查，在我國歷史上首次對全國15歲及以上人口進(jìn)行了婚姻狀況的全面調(diào)查。本研究以第三、四、五次人口普查原始抽樣數(shù)據(jù)庫和《中國2010年人口普查資料》中與婚姻有關(guān)的數(shù)據(jù)表格為基礎(chǔ)，計算并描述分析了1982～2010年中國終身不婚率的變動狀況和不同人口（性別和年齡）與社會（城鄉(xiāng)、受教育水平和省級行政區(qū)域）特征的終身不婚率。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合國內(nèi)外研究文獻(xiàn)，探索分析終身不婚率變化的誘導(dǎo)因素和社會影響。

三、研究發(fā)現(xiàn)

（一）終身不婚率的概況

整體上看，中國人口終身不婚率在2%以下，其中，男性終身不婚率大約在3%，女性終身不婚率大約在0.3%，男性終身不婚率是女性的10倍左右。因男性和女性終身不婚率的階段性變化存在不一致性，中國人口終身不婚率呈現(xiàn)先增后減的態(tài)勢。具體而言，1982～2000年男性終身不婚率在增加、2000～2010年減少，1982～2000年女性終身不婚率在降低、2000～2010年在增加。由于不婚人口中男性占絕大多數(shù)，1982～2010年男性終身不婚率是女性的9.9～16.9倍，由此導(dǎo)致，1982～2000年中國人口終身不婚率升高、2000～2010年降低（表1）。

表1 1982～2010年終身不婚率概況 單位：%

終身不婚率階段性特征與歷史變化的背后原因比較復(fù)雜，受學(xué)識能力所限，筆者在此提出如下一些簡單和粗略的猜測。一方面，從終身不婚率性別差異這一橫向維度看，男性終身不婚率遠(yuǎn)高于女性是人口發(fā)展與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙重作用的結(jié)果。傳統(tǒng)中國屬于農(nóng)業(yè)社會，基于傳宗接代、養(yǎng)兒防老和農(nóng)業(yè)勞動力需求等諸多現(xiàn)實因素作用下，兒子偏好和重男輕女觀念根深蒂固，出生性別比長期偏高，從而導(dǎo)致婚姻市場上男性人口過剩、終身不婚情形比女性嚴(yán)重許多。婚姻梯度是擇偶行為的規(guī)律，男高女低、男強(qiáng)女弱的婚姻匹配模式占據(jù)社會主流。處于經(jīng)濟(jì)社會底層的男性群體同時也處于婚姻梯度的底部，他們主要集中在邊遠(yuǎn)、貧困的農(nóng)村地區(qū)，終身不婚風(fēng)險很大、終身不婚率很高。另一方面，終身不婚率時間變化這一縱向維度看，終身不婚群體的出生年代和適婚年齡所處年代的人口與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r是主要的宏觀層面影響因素。1990年、2000年終身不婚群體出生于1940年、1950年及以前，按照當(dāng)時婚姻法規(guī)定的結(jié)婚年齡，在1960至1970年代這個群體處于結(jié)婚高峰時期，那個時期是中國社會比較動蕩的時期，文化大革命、上山下鄉(xiāng)運(yùn)動等不可避免地影響到人們的婚姻行為，部分錯過最佳結(jié)婚期的青年人群不得不面臨晚婚、甚至終身不婚，終身不婚率明顯提高。2010年終身不婚群體出生于1960年及以前，1980年代進(jìn)入結(jié)婚高峰期，那時是改革開放的年代，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展日新月異，人民生活水平顯著提高，社會相對穩(wěn)定，適婚群體受到干擾而晚婚的情形減少，終身不婚風(fēng)險降低，終身不婚率有了減小的可能。

（二）不同人口特征的終身不婚率及變化

不同人口特征的終身不婚率主要從性別和年齡兩個維度進(jìn)行考察。年齡既是影響結(jié)婚概率的重要因素，也是終身不婚的重要影響因素。婚姻作為一項社會制度，歷史上就有排斥底層男性的特點。我國“男高女低”“男強(qiáng)女弱”擇偶梯度的傳統(tǒng)強(qiáng)大，“丁男”和“甲女”客觀上受到最嚴(yán)重的婚姻市場擠壓，他們的終身不婚風(fēng)險較大。

各個普查年份和各個年齡組，男性終身不婚率都遠(yuǎn)高于女性終身不婚率，前者幾乎全部是后者的10倍以上。分普查年份看，隨著年齡的增加，男性終身不婚率都在降低，而女性終身不婚率都在升高。分年齡組看，1982～2010年，男性終身不婚率總體上呈升高趨勢，女性終身不婚率除了60～64歲組以外總體上也呈升高趨勢（表2）。當(dāng)然，終身不婚率的變化趨勢并不全是直線變動，也有波動情形發(fā)生。具體看來，50～54歲、55～59歲和60～64歲男性終身不婚率分別由2000年的4.05%、4.25%和4.03%減少至2010年的3.21%、3.43%和3.54%。2010年50～64歲男性大部分出生于1949年以后，其結(jié)婚高峰期與我國改革開放發(fā)端期大致重合，穩(wěn)定的社會環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢在總體上提高了他們的結(jié)婚概率、降低了終身不婚率。

表2 分性別和年齡的終身不婚率 單位：%

（三）不同社會特征的終身不婚率及變化

1.不同戶籍與居住地的終身不婚率及變化

我國城鄉(xiāng)二元社會特征仍然突出。目前，農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍明顯落后于城市。農(nóng)村人口承受著更嚴(yán)重的婚姻擠壓。農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)戶籍人口的終身不婚率存在明顯差異。具體來看，農(nóng)業(yè)戶籍人口的終身不婚率明顯高出非農(nóng)業(yè)戶籍，1990年、2000年農(nóng)業(yè)戶籍終身不婚率分別是非農(nóng)業(yè)戶籍的3.4倍和4.8倍（表3）。

表3 分戶籍類型的終身不婚率 單位：%

（續(xù)上表）

全國人口普查的居住地分為城市、城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村三類。分居住地類型的終身不婚率呈現(xiàn)梯級分布：城市人口終身不婚率最低、鄉(xiāng)村人口終身不婚率最高、城鎮(zhèn)人口終身不婚率居中。與1982～1990年相比，1990～2010年，相對于城市，城鎮(zhèn)的終身不婚率在降低。時間變化趨勢看，1982～1990年城市人口的終身不婚率在減小、1990～2010年在增加，1982～1990年城鎮(zhèn)人口的終身不婚率在增加、1990～2010年在減小，1982～2000年鄉(xiāng)村人口的終身不婚率在增加、2000～2010年在減小。盡管鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)人口的終身不婚率絕對水平仍顯著高于城市，但鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)人口的終身不婚率分別于2000～2010年和1990～2000年開始下降，而城市人口的終身不婚率仍在增加（表4）。

表4 分居住地類型的終身不婚率 單位：%

分性別看，2000～2010年，城市、鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村男性終身不婚率都在下降，其中，與城市和鄉(xiāng)村男性不同，鎮(zhèn)男性終身不婚率降低發(fā)生得更早，1990～2000年鎮(zhèn)男性終身不婚率由2.80%降低到2.47%。1982～2000年，鄉(xiāng)村男性終身不婚率在持續(xù)增加，城市和鎮(zhèn)男性終身不婚率分別在1990～2000年和1982～1990年增加、在2000～2010年和1990～2010年下降。與男性終身不婚率變化情形顯著不同，城市、鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村女性終身不婚率總體表現(xiàn)出1982～1990年降低、2000～2010年增加的趨勢特征（表5）。

表5 分性別和居住地類型的終身不婚率 單位：%

改革開放以后，勞動力由農(nóng)村向城市流動的規(guī)模逐漸加大。在此過程中，農(nóng)業(yè)戶籍人口流動存在性別差異。農(nóng)村女性與務(wù)工流入地男性結(jié)婚概率提高。與農(nóng)村女性擴(kuò)大了通婚圈相比，農(nóng)村男性通婚圈相對窄小，同時，由于農(nóng)村婚姻市場上適婚女性流失，農(nóng)村男性婚姻擠壓更加嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)戶籍男性終身不婚率升高。

2.不同受教育程度的終身不婚率及變化

受教育程度與終身不婚率之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系?？傮w而言，受教育程度越低，終身不婚率越高（表6）。具體時間變化趨勢看：1982～2010年，不識字或識字很少的終身不婚率在升高；除1990～2000年以外，小學(xué)的終身不婚率在升高；高中、初中的終身不婚率在持續(xù)降低；大學(xué)畢業(yè)終身不婚率呈現(xiàn)波動變化，1982～1990年減少、1990～2000年增加、2000～2010年減少。

總體看來，受教育程度越低的男性其終身不婚率越高，相反，受教育程度越高的女性其終身不婚率越高（表7、表8）。1982～2010年，小學(xué)及以下人口的終身不婚率在增加，高中及以上人口的終身不婚率在減少（表6）。1982～2010年，受教育程度越低的男性，終身不婚率增加越顯著（表7）。2000～2010年，大專及以上受教育程度的女性終身不婚率在顯著增加，不識字或識字很少、小學(xué)、初中和高中受教育程度女性的終身不婚率總體呈降低趨勢（表8）。

表6 分受教育程度的終身不婚率 單位：%

表7 分受教育程度的男性終身不婚率 單位：%

表8 分受教育程度的女性終身不婚率 單位：%

3.不同地區(qū)的終身不婚率及變化

1982～2000年，河南省一直屬于男性終身不婚率最高的前三位省級行政區(qū)域之一，男性終身不婚率由1982年的4.5%逐漸增加到2000年的6.11%。河南終身不婚率最高與其生育文化、地理位置和人口發(fā)展?fàn)顩r密切聯(lián)系。河南地處中原，是我國人口大省和農(nóng)業(yè)大省，中原文化中的兒子偏好很強(qiáng)，出生性別比和婚配性別比異常偏高程度比較嚴(yán)重。同時，2000年以前，中原經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，勞動力大量外流，河南省尤其是其貧困山區(qū)男性大齡未婚和終身不婚問題突出。西藏、青海和云南是女性終身不婚率最高的前三位省級行政區(qū)域，但這三個省級行政區(qū)域女性的終身不婚率在逐漸降低。西藏、青海和云南屬于少數(shù)民族人口集中區(qū)域，宗教文化也具有民族特色。宗教因素的影響有可能成為女性終身不婚的主要因素。比如，藏族女性終身不婚率高與藏族男子出家為僧的比例較高、可婚人口性別比失調(diào)有關(guān)［5］。男性終身不婚率最低的省級行政區(qū)域分布較為分散，上海、寧夏、甘肅、新疆和黑龍江等地男性的終身不婚率屬于當(dāng)年最低值的情形較多。女性終身不婚率最低的省級行政區(qū)域分布也比較分散，山西、內(nèi)蒙古、江西、山東、河南、海南和寧夏等地女性終身不婚率屬于當(dāng)年最低值的情形較多（表9）。

表9 各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的終身不婚率 單位：%

（續(xù)上表）

1982～2000年，男性終身不婚率偏高的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）由東北向西北和全國擴(kuò)散。西藏、內(nèi)蒙古、河南等省（自治區(qū)、直轄市）男性的終身不婚率偏高問題比較突出。2000年，西藏、河南、河北、安徽和廣西等?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的男性終身不婚率明顯更高。1982～2000年，男性終身不婚率增大趨勢由東中部逐步向中西部蔓延，內(nèi)蒙古、西藏、河南、河北、安徽和廣西男性終身不婚率明顯更高（圖1）。

1982～2000年，女性終身不婚率偏高的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）主要集中在西南、并呈現(xiàn)出向西北和中部擴(kuò)散的趨勢。西藏、青海和云南女性的終身不婚率偏高問題較為突出。與男性終身不婚率的地區(qū)模式相比，女性終身不婚率地區(qū)模式呈現(xiàn)大致相反的特征，1982、1990和2000年，中部和西南等?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的女性終身不婚率明顯更高，東中部?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的女性終身不婚率明顯更低。1982～1990年全國女性終身不婚率呈現(xiàn)出地理范圍上的擴(kuò)大趨勢，1990～2000年，全國女性終身不婚率基本保持穩(wěn)定（圖2）。

圖1 1982、1990和2000年各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）男性終身不婚率 ①圖1和圖2根據(jù)表9的數(shù)據(jù)繪制。

圖2 1982、1990和2000年各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）女性終身不婚率

四、結(jié)語

經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會轉(zhuǎn)型改變著中國人的婚姻觀念，婚姻狀況呈現(xiàn)多元化與個性化的趨勢，終身不婚是長期存在的社會現(xiàn)象。終身不婚可以分為先鋒模式和傳統(tǒng)模式，先鋒模式是自愿的終身不婚，傳統(tǒng)模式是被迫的終身不婚。歷史與現(xiàn)代中國社會底層男性的終身不婚基本上屬于傳統(tǒng)模式。終身不婚率是50歲及以上未婚人口占同年齡人口的比例，終身不婚率受到人口婚配性別比的影響，它是婚姻擠壓后果的一項表現(xiàn)。

基于1982～2010年全國人口普查數(shù)據(jù)與資料，本文針對中國終身不婚率的特征與變化趨勢進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)我國終身不婚率處于2%以下的低水平。男女終身不婚率的變化呈現(xiàn)中期波折、但總體上增加的變化趨勢：1982～2000年，終身不婚率由1982年的1.51%增加到2000年的1.96%，再小幅降低至2010年的1.77%。男性終身不婚率遠(yuǎn)高于女性，它是女性終身不婚率的10倍以上。65歲及以上男女老年人的終身不婚率均持續(xù)升高。不同居住地的終身不婚率也存在明顯差別，鄉(xiāng)村人口終身不婚率最高、城鎮(zhèn)居中、城市最低。終身不婚率存在明顯的受教育程度差別：男性受教育程度越低、終身不婚率越高，相反，女性受教育程度越高、終身不婚率越高。不同省級行政區(qū)域的終身不婚率也存在明顯區(qū)別，中部和北方?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）男性終身不婚率更高，中部和西南部省（自治區(qū)、直轄市）女性終身不婚率更高。

那么，如何看待未來我國終身不婚率的變化？一方面，“普婚制”在中國仍有深厚的社會、文化和群眾基礎(chǔ)，隨著人口社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的進(jìn)一步提高和城鄉(xiāng)不平衡發(fā)展程度的降低，中國終身不婚率存在降低的可能性。另一方面，終身不婚老年人群體中城市女性占比增加的可能性較大。隨著高等教育的持續(xù)擴(kuò)張和城鄉(xiāng)及地區(qū)間人口社會經(jīng)濟(jì)等方面的差異化發(fā)展前景，東部城市地區(qū)尤其是大城市的高學(xué)歷、高收入和高職位“三高”女性的人口規(guī)模將繼續(xù)增加，城市大齡未婚女性增多將導(dǎo)致城市女性終身不婚率提高。與女性情況不同，由于出生性別比逐漸回歸正常，中西部農(nóng)村地區(qū)婚配性別比失衡狀況有望得到緩解，男性終身不婚率存在下降可能。當(dāng)然，終身不婚率的變化還需要進(jìn)一步的深入觀察分析，不久的將來，基于全國第七次人口普查數(shù)據(jù)的分析將會給出更明晰的答案。

終身不婚率的高低與變化反映了社會整體婚姻行為的特征，不僅影響著個體婚姻幸福和身心健康，也影響社會整體家庭數(shù)量與家庭結(jié)構(gòu)、子女?dāng)?shù)量與生育水平。終身不婚率提高將會增大老年人獨居概率，加劇獨居老人的安全、健康等多方面的養(yǎng)老風(fēng)險并降低其生活質(zhì)量。建議動員政府、社會和家庭及個體多方面力量，協(xié)力采取綜合措施應(yīng)對部分待婚群體結(jié)婚難問題，提高中青年群體的結(jié)婚率、降低終身不婚率，從而減少獨居老人規(guī)模、一定程度上緩解未來我國應(yīng)對人口老齡化過程中的社會養(yǎng)老壓力。

（中國社會科學(xué)院人口與勞動經(jīng)濟(jì)研究所王智勇研究員協(xié)助本文完成圖形制作，特此致謝?。?/p>