中國(guó)晚婚問(wèn)題研究①
——來(lái)自親友網(wǎng)絡(luò)視角的解釋

歐璟華 鄢宇

（重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044）

1 引言

隨著社會(huì)結(jié)構(gòu)的不斷轉(zhuǎn)型，我國(guó)適婚人群初婚年齡不斷提高。第六次人口普查公布的數(shù)據(jù)顯示，男女性公民平均初婚年齡在20年間（1990-2010）均明顯推遲，且與人口增長(zhǎng)率趨勢(shì)相反（如圖1所示）。1990年至2017年，我國(guó)育齡婦女平均初婚年齡從21.4歲提高到25.7歲，推遲超過(guò)4歲，并且有持續(xù)走高的趨勢(shì)②國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.《改革開(kāi)放40年經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展成就系列報(bào)告（2018）》。。晚婚現(xiàn)象帶來(lái)了許多社會(huì)問(wèn)題：結(jié)婚年齡過(guò)晚，夫妻的離婚風(fēng)險(xiǎn)會(huì)大幅上升[1]，帶來(lái)較低的生育率[2]，對(duì)社會(huì)犯罪、社會(huì)保障和國(guó)家長(zhǎng)期人口素質(zhì)都存在較大影響[3-5]；同時(shí)，有研究認(rèn)為，面對(duì)人口老齡化和低生育率雙重困境，即使生育政策“完全放開(kāi)”，對(duì)于中國(guó)人口中長(zhǎng)期效果也十分有限[6]，因此，過(guò)度晚婚帶來(lái)的人口結(jié)構(gòu)負(fù)面影響是未來(lái)我國(guó)人口政策和“十四五”規(guī)劃關(guān)注的焦點(diǎn)③《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議（2021）》。。

圖1 1990-2010中國(guó)平均初婚年齡及人口增長(zhǎng)趨勢(shì)變化

為什么年輕人結(jié)婚普遍晚于從前？親友網(wǎng)絡(luò)在其中發(fā)揮著重要的作用。在傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)社會(huì)，婚姻主要依靠地緣、親緣這樣的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)得以建立，“媒婆”和親朋好友作為寶貴的媒介資源，提高了適婚男女的匹配效率，逐漸形成“通婚圈”。G.Skinner認(rèn)為“通婚圈”是理解中國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)村婚姻的重要基礎(chǔ)，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)婚姻匹配的影響很大。從2010年北京大學(xué)公布的家庭追蹤調(diào)查（CFPS2010）數(shù)據(jù)來(lái)看，與初婚對(duì)象是通過(guò)“親朋好友介紹”方式認(rèn)識(shí)的比重高達(dá)78.5%，可見(jiàn)，親友網(wǎng)絡(luò)為婚姻匹配提供了良好的溝通渠道。

目前，關(guān)于親友網(wǎng)絡(luò)與初婚年齡之間關(guān)系的研究還比較少。相關(guān)研究能夠以新穎的視角來(lái)解釋目前社會(huì)普遍存在的晚婚現(xiàn)象，為低生育率，勞動(dòng)力供給不足，人口老齡化提供新的研究角度，加深關(guān)于社會(huì)文化和非正式制度對(duì)人口結(jié)構(gòu)調(diào)整的理解，對(duì)于相關(guān)制度的設(shè)立具有重要意義。本文基于CFPS2010的全國(guó)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究親友網(wǎng)絡(luò)與初婚年齡之間的關(guān)系，與已有文獻(xiàn)相比，主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)有以下方面：首先，國(guó)內(nèi)大多數(shù)晚婚問(wèn)題的研究，主要集中在教育水平，社會(huì)成本和收入等因素上，利用全國(guó)性樣本數(shù)據(jù)從親友網(wǎng)絡(luò)的視角對(duì)社會(huì)普遍存在的“晚婚”問(wèn)題進(jìn)行討論，這在國(guó)內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域的研究中比較少見(jiàn)；其次，在研究結(jié)論上，本文不僅驗(yàn)證了親友網(wǎng)絡(luò)的“縮短效應(yīng)”，也驗(yàn)證了其“延長(zhǎng)效應(yīng)”，從而證明了親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)于初婚年齡結(jié)構(gòu)具有的“聚攏”作用，這對(duì)于理解親友網(wǎng)絡(luò)，這種非正式制度對(duì)我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的有益調(diào)整提供了理論與實(shí)證上的支持。

2 文獻(xiàn)綜述和理論假設(shè)

2.1 文獻(xiàn)綜述

與本文有直接關(guān)聯(lián)的研究，一是關(guān)于婚姻匹配和晚婚問(wèn)題研究的相關(guān)文獻(xiàn)；二是關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)流動(dòng)對(duì)初婚年齡影響的相關(guān)研究。

G.Becker是將經(jīng)濟(jì)學(xué)分析引入婚姻與家庭行為的先驅(qū)，他的理論認(rèn)為當(dāng)人們通過(guò)婚姻所獲得的預(yù)期效用大于單身時(shí)的效用時(shí)，人們才會(huì)選擇結(jié)婚[1]，他的模型強(qiáng)調(diào)，無(wú)論在婚前還是婚后，尋找伴侶的搜索成本都是一個(gè)重要的參數(shù)，而這種搜尋成本與匹配效率具有密切聯(lián)系。Oppenheimer的婚姻搜尋理論對(duì)Becker的理論進(jìn)行了補(bǔ)充，著重論述了經(jīng)濟(jì)狀況確定性對(duì)初婚年齡的影響[7]，他認(rèn)為經(jīng)濟(jì)狀況的不確定性是低齡未婚青年婚姻推遲的重要原因：穩(wěn)定的就業(yè)和職業(yè)發(fā)展不僅決定了個(gè)體對(duì)于匹配對(duì)象的保留值，也決定了預(yù)期婚姻生活帶來(lái)的效用。他們的研究為本文提供了一個(gè)較為完整的研究框架。以這些理論為框架，大量研究探討了婚姻市場(chǎng)的匹配（包括年齡、教育、通婚范圍、戶籍等特征）對(duì)婚姻選擇和婚姻質(zhì)量的影響[8-9]；另外，初婚年齡和婚姻穩(wěn)定性之間的關(guān)系在國(guó)內(nèi)外也得到了深入討論，部分研究認(rèn)為，初婚年齡的適度提高有利于婚姻穩(wěn)定，早婚夫妻較晚婚夫妻會(huì)有更高的離婚風(fēng)險(xiǎn)[10]，相關(guān)學(xué)者把這種現(xiàn)象稱為“成熟效應(yīng)”，而也有研究表明當(dāng)結(jié)婚年齡超過(guò)一定界限時(shí)，夫妻的離婚風(fēng)險(xiǎn)又會(huì)上升，個(gè)體更可能與“不匹配對(duì)象”結(jié)婚，產(chǎn)生“不匹配效應(yīng)”[11]，這種關(guān)于初婚年齡與婚姻穩(wěn)定性的非線性關(guān)系在國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究中得到了證實(shí)[8][12]。因此，過(guò)早或者過(guò)晚進(jìn)入婚姻生活對(duì)婚姻穩(wěn)定都是不利的，本文研究發(fā)現(xiàn)，親友網(wǎng)絡(luò)在對(duì)初婚年齡的影響上，具有類似于“彈簧”的“拉伸”和“壓縮”作用，有利于把初婚年齡控制在一個(gè)相對(duì)合理的年齡區(qū)間，對(duì)初婚年齡結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要意義。

另一方面的文獻(xiàn)是關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)流動(dòng)對(duì)初婚年齡和婚姻匹配影響的相關(guān)研究；與本文有直接關(guān)聯(lián)的研究是劉利鴿和靳小怡《關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角下，農(nóng)村成年男性初婚風(fēng)險(xiǎn)的研究》[13]，該研究為本文提供了寶貴的研究思路，但該研究只運(yùn)用了個(gè)別縣的調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村成年男性對(duì)象進(jìn)行了分析，在方法上也只利用事件史分析方法，在內(nèi)生性考慮上可能存在不足。另外，部分研究討論了人口流動(dòng)對(duì)農(nóng)村人口初婚年齡的影響[14-15]，他們的研究考慮了婚姻匹配的搜尋屬性，但是忽視了親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)初婚年齡的影響。總的來(lái)說(shuō)，在晚婚現(xiàn)象的相關(guān)研究中，大多數(shù)研究把視角放在教育水平、教育深化和婚姻擠壓[16-17]、婚前同居和生育政策上[18-19]，各個(gè)研究對(duì)本文提供了寶貴的借鑒，但也忽視了親友網(wǎng)絡(luò)這種非正式制度在其中的重要作用。

另外，親友網(wǎng)絡(luò)作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)重要組成，得到社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)等學(xué)科研究的廣泛關(guān)注，它強(qiáng)調(diào)一種更加穩(wěn)定的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[20]，在經(jīng)濟(jì)學(xué)主流研究中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)常常被視為非正式制度的重要組成部分。家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠幫助家庭獲得更多的外部資源，從而有助于家庭共享信息、降低交易成本，促進(jìn)交易的達(dá)成[21-22]。作為一個(gè)重視“關(guān)系”傳統(tǒng)的國(guó)家[23]，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)滲透了國(guó)人生活各個(gè)方面，深刻的影響了我們的各種決策。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因素在個(gè)人擇偶決策中也具有重要作用，擇偶過(guò)程可以視為人們利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)尋找社會(huì)資源的過(guò)程[24]，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)往往決定著個(gè)人的初婚風(fēng)險(xiǎn)水平[13]。但是，對(duì)于新生代，親友網(wǎng)絡(luò)的影響可能正在減小，自由戀愛(ài)逐漸興起，新生代農(nóng)民工的婚戀途徑正在從傳統(tǒng)轉(zhuǎn)向現(xiàn)代，從“父母之命，媒妁之言”轉(zhuǎn)向“自由戀愛(ài)”，自由戀愛(ài)比例提高18.9個(gè)百分點(diǎn)[25]，高學(xué)歷群體的擇偶方式也更加推崇“自由戀愛(ài)”，自由戀愛(ài)已經(jīng)成為年輕人主流交往方式④《當(dāng)代青年群體婚戀觀調(diào)查報(bào)告（2018）》.團(tuán)中央網(wǎng)絡(luò)影視中心。。因此，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)新生代的影響可能變?nèi)?。親友網(wǎng)絡(luò)社會(huì)角色的變遷，信息匹配渠道的缺失導(dǎo)致了適婚青年相對(duì)推遲結(jié)婚。

2.2 理論假說(shuō)

根據(jù)Oppenheimer的理論，高低年齡組對(duì)婚姻的偏好其實(shí)是不同的：在早婚組，（1）低齡青年由于其社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況在一定時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)出極大的不確定性，即使把大量時(shí)間用在婚姻生活上，完成婚姻匹配的期望值也比較低，預(yù)期婚姻效用會(huì)很低，此時(shí)，他們對(duì)于婚姻的偏好一般較低；（2）隨著親友網(wǎng)絡(luò)的增強(qiáng)，低齡青年可能更傾向于利用親友網(wǎng)絡(luò)這種資源，穩(wěn)定自己的工作，創(chuàng)造更好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)為未來(lái)婚姻做準(zhǔn)備，提高婚姻匹配的保留值，有研究認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高了農(nóng)民工的工資水平[26]，因此，隨著親友網(wǎng)絡(luò)的增強(qiáng)，低齡青年往往會(huì)推遲擇偶。而對(duì)于晚婚組，（1）他們中大部分工作已經(jīng)穩(wěn)定，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)于他們?cè)谑聵I(yè)上提升的邊際效用開(kāi)始遞減，此時(shí)，選擇把親友網(wǎng)絡(luò)資源用在婚姻生活中，能產(chǎn)生更大的效用。（2）在“剩男、剩女”社會(huì)輿論和親友網(wǎng)絡(luò)“催婚”的壓力下，他們對(duì)于婚姻會(huì)更加偏好，更加追求穩(wěn)定的生活，從而縮短初婚年齡。

以上兩種情況主要出現(xiàn)在親友網(wǎng)絡(luò)作用明顯的年齡階層，但是對(duì)于新生代（如“80后”），親友網(wǎng)絡(luò)的影響可能并不顯著，這也間接導(dǎo)致了適婚青年相對(duì)推遲結(jié)婚。

最后，由于目前我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的老齡化特征較為明顯，故總體應(yīng)該呈現(xiàn)高年齡組特征，即總體上，親友網(wǎng)絡(luò)能夠顯著縮短人們的初婚年齡。對(duì)于把親友網(wǎng)絡(luò)這種資源，運(yùn)用在工作和婚姻生活的相對(duì)偏好的差異，是判斷“延長(zhǎng)效應(yīng)”和“縮短效應(yīng)”的關(guān)鍵所在。

綜上，本文核心假說(shuō)為：

H1：總體上，親友網(wǎng)絡(luò)負(fù)向影響初婚年齡。

H2：親友網(wǎng)絡(luò)負(fù)向影響中、高年齡群體初婚年齡。

H3：親友網(wǎng)絡(luò)負(fù)向影響早婚年齡組的初婚年齡。H4：親友網(wǎng)絡(luò)正向影響晚婚年齡組的初婚年齡。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文利用2010年由北京大學(xué)主持的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS2010）公開(kāi)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。CFPS2010樣本覆蓋25個(gè)省、市、自治區(qū)，代表了中國(guó)95%的人口，因此，CFPS的樣本可以視為一個(gè)具有全國(guó)代表性的樣本，該調(diào)查采用分層、多階段、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方法，具有科學(xué)性。本文主要利用CFPS2010中的成人問(wèn)卷和家庭問(wèn)卷數(shù)據(jù)庫(kù)，在剔除異常值和缺失值之后得到27333個(gè)個(gè)人樣本。CFPS2010相比于更新的CFPS調(diào)查問(wèn)卷優(yōu)勢(shì)在于，初婚相關(guān)問(wèn)題設(shè)計(jì)更加豐富，數(shù)據(jù)處理相對(duì)簡(jiǎn)單，缺失值較少，被相關(guān)研究大量使用[8][18][19]。

3.2 變量測(cè)量

3.2.1 被解釋變量

本文采用的核心被解釋變量為被訪者初婚年齡，即已婚個(gè)體初婚年份減去出生年份；對(duì)于該變量本文做了以下處理：(1)刪除初婚年齡小于16歲的個(gè)體；(2)刪除數(shù)據(jù)“不適用”個(gè)體；(3)在事件分析法Cox風(fēng)險(xiǎn)分析中將未婚個(gè)體放入變量，在多元線性回歸分析中去除未婚個(gè)體的影響⑤CFPS2010中已初婚個(gè)體比例為86.1%，雖然在多元線性回歸中，只對(duì)已初婚個(gè)體進(jìn)行研究，但是對(duì)總體樣本影響不大。，排除未婚個(gè)體單身原因不同帶來(lái)的對(duì)研究結(jié)果的干擾。

3.2.2 主要解釋變量

本文主要參考類似文獻(xiàn)[27-28],利用“去年所贈(zèng)送出去的禮金”數(shù)目對(duì)數(shù)及其虛擬變量、“春節(jié)，親戚拜訪數(shù)量”、“春節(jié)，朋友拜訪數(shù)量”四組代理變量，作為親友網(wǎng)絡(luò)的代理變量。一方面，家庭的禮金支出可以看作是家庭對(duì)親友網(wǎng)絡(luò)的投資和維持，是一種家庭較為穩(wěn)定親友網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的體現(xiàn)。另一方面，春節(jié)是中國(guó)最重要的傳統(tǒng)節(jié)日，親朋好友間的互相拜訪是維系家庭社會(huì)關(guān)系的重要途徑，因此，這四個(gè)代理變量可以較為客觀的描述親友網(wǎng)絡(luò)的強(qiáng)度。

3.2.3 控制變量

結(jié)合CFPS2010問(wèn)卷內(nèi)容和相關(guān)研究文獻(xiàn)[18][29]，本文最后選取的控制變量主要包括，家庭經(jīng)濟(jì)地位變量，個(gè)人特征變量和其他控制變量。其中，家庭經(jīng)濟(jì)地位變量包括：父母親最高受教育程度，12歲時(shí)的戶籍性質(zhì)；個(gè)人特征變量則包括：初婚前是否同居、身高、民族、受教育程度、性別和宗教信仰；其他變量則包括是否連續(xù)工作超過(guò)6個(gè)月，家庭人口規(guī)模和省份變量，具體賦值情況見(jiàn)表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2.4 實(shí)證設(shè)計(jì)

在實(shí)證設(shè)計(jì)上，本文主要選用兩種對(duì)于相關(guān)問(wèn)題研究常用分析方法：事件史分析和多元線性估計(jì)，從而得到較為穩(wěn)健的結(jié)論。

(1)事件史分析方法：本文采用學(xué)界常用的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型來(lái)分析家庭親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)個(gè)人初婚年齡的影響。由于其半?yún)?shù)模型和對(duì)參數(shù)模型設(shè)定較弱等良好統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，相比于其他生存模型也更具優(yōu)勢(shì)，被醫(yī)學(xué)、人口學(xué)研究廣泛使用；本文具體設(shè)置模型如下：

(2)最小二乘估計(jì)結(jié)合工具變量法的實(shí)證分析方法，也被廣泛運(yùn)用于該問(wèn)題的研究之中，因?yàn)镃ox比例風(fēng)險(xiǎn)模型可能無(wú)法解決模型的自選擇問(wèn)題[18][29]，因此，多元線性回歸可以作為Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型的補(bǔ)充。模型設(shè)置如下：

其中，chn為初婚年齡，α0為截距項(xiàng)，SN為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量，分別為去年禮金支出對(duì)數(shù)lnsclj，去年禮金支出虛擬變量sclj_dum，春節(jié)親戚拜訪數(shù)量cjqq，春節(jié)朋友拜訪數(shù)量cjpy，Xi為控制變量，b0和Ci分別為變量的系數(shù)，εi為誤差項(xiàng)，Cox風(fēng)險(xiǎn)模型系數(shù)含義與此類似，但它缺少常數(shù)項(xiàng)與誤差項(xiàng)。

本文利用這兩種不同原理的估計(jì)方法，使實(shí)證結(jié)果更加穩(wěn)健。

圖3 不同親友網(wǎng)絡(luò)個(gè)體初婚年齡

3.3 實(shí)證分析結(jié)果

3.3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在描述性統(tǒng)計(jì)表1中，可以看到2010年全國(guó)平均初婚年齡在23.1歲左右，這與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的全國(guó)第六次人口普查數(shù)據(jù)比較接近，去年有禮金支出的家庭占到總體樣本的81%。從總體樣本上看，家庭春節(jié)親戚拜訪人數(shù)要大于朋友拜訪人數(shù)，且兩個(gè)指標(biāo)平均水平都比較高，可以看出，中國(guó)確實(shí)是典型的“關(guān)系”社會(huì)，絕大部分家庭都有自己的親朋好友交際網(wǎng)絡(luò)。

從圖2可以看出，有親友網(wǎng)絡(luò)家庭的成員初婚年齡明顯要低于沒(méi)有的家庭；其中“去年禮金支出”變量中，有禮金支出的家庭要比沒(méi)有禮金支出的短將近半年；“春節(jié)親戚拜訪”變量中，有拜訪的家庭比沒(méi)有拜訪家庭成員短接近0.7年；“春節(jié)朋友拜訪”變量差距雖然相對(duì)較少，但是總體上來(lái)看，家庭親友網(wǎng)絡(luò)能夠明顯縮短成員初婚年齡。

圖2 本文的研究框架

3.3.2 K-M生存估計(jì)結(jié)果

從Kaplan-Meier生存函數(shù)結(jié)果上看，樣本的初婚事件主要發(fā)生在20-40歲，且大多數(shù)樣本在20-30歲年齡段完成初婚，從圖4可以看出在21歲之后，親友網(wǎng)絡(luò)明顯加大了初婚風(fēng)險(xiǎn)。

圖4 禮金支出變量的K-P曲線

3.3.3 Cox風(fēng)險(xiǎn)模型與多元線性回歸估計(jì)結(jié)果

表2前半部分為Cox函數(shù)模型，模型1-1、1-2、1-3、1-4分別是不同代理指標(biāo)衡量下的親友網(wǎng)絡(luò)的分析結(jié)果，其中，所有親友網(wǎng)絡(luò)代理變量均與初婚風(fēng)險(xiǎn)成正向關(guān)系，以“去年禮金支出對(duì)數(shù)”指標(biāo)為例，該系數(shù)為0.017且在1%水平下顯著，這表示隨著親友網(wǎng)絡(luò)增強(qiáng)，初婚的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)增加1.7%（e0.017-1），而以“去年禮金支出”虛擬變量為家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的家庭成員初婚風(fēng)險(xiǎn)增加9.6%（e0.092-1），其余兩個(gè)代理變量也支持親友網(wǎng)絡(luò)越強(qiáng)，核心假說(shuō)1得到證實(shí)。

表2后半部分為多元線性回歸估計(jì)結(jié)果，同理，模型2-1、2-2、2-3、2-4分別表示不同指標(biāo)衡量下的親友網(wǎng)絡(luò)的分析結(jié)果。結(jié)果顯示，所有親友網(wǎng)絡(luò)代理變量都與初婚年齡成負(fù)向關(guān)系，這個(gè)結(jié)論與Cox函數(shù)模型結(jié)果相互支持⑥本文主要采用圖示法對(duì)Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型PH假定進(jìn)行檢驗(yàn)，且檢驗(yàn)通過(guò)。。

表2 Cox模型與多元線性模型的主要估計(jì)結(jié)果

在控制變量部分，Cox模型與多元線性回歸模型基本都支持男性、婚前同居、教育程度、非農(nóng)身份、擁有長(zhǎng)時(shí)間工作經(jīng)歷、東部地區(qū)省份等因素會(huì)延長(zhǎng)初婚年齡（降低初婚風(fēng)險(xiǎn)），而身高和家庭規(guī)模等因素會(huì)縮短初婚年齡（增加初婚風(fēng)險(xiǎn)）。本文所討論的大部分控制變量不僅得到了相關(guān)文獻(xiàn)的支持[18][29]，也得到了不同計(jì)量模型結(jié)果的相互佐證。因此，本文認(rèn)為研究在模型設(shè)定、選擇和研究結(jié)論上，都較為穩(wěn)定。

3.3.4 不同出生隊(duì)列的估計(jì)結(jié)果

從線性模型的實(shí)證結(jié)果可以看出，對(duì)于不同出生隊(duì)列，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)個(gè)人初婚年齡的影響效果是不同的。從表3中我們可以看到對(duì)于“80后”組（16-30歲），親友網(wǎng)絡(luò)的縮短作用并不顯著，“70后”（30-40歲）和“60后”（40-50歲）影響相對(duì)顯著，且“60后”的影響最大，“50后”（大于50歲）影響作用稍小也比較顯著⑦本文也進(jìn)行了Cox模型分析，主要變量的結(jié)果與多元線性回歸方向一致，這里只對(duì)多元線性回歸結(jié)果進(jìn)行報(bào)告。，表3的結(jié)果比較直觀的印證了本文提出的假說(shuō)2。

表3 出生隊(duì)列異質(zhì)性影響結(jié)果

3.3.5 工具變量法

雖然Cox函數(shù)模型和多元線性回歸模型在實(shí)證結(jié)論上保持一致，但是兩種模型都可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，這也是初婚問(wèn)題研究普遍存在的問(wèn)題[30]。在此情況下，本文采用工具變量法來(lái)解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于親友網(wǎng)絡(luò)的工具變量的選取，相關(guān)研究提供了多種研究視角，部分研究利用改革開(kāi)放前的“家庭成分”[31]，對(duì)于普通話的重視程度[32]，是否為本地大姓等[33]作為親友的工具變量，為本文提供了重要思路，最后，綜合工具變量選擇條件和數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取個(gè)人問(wèn)卷中“文革時(shí)，家庭成份”虛擬變量作為親友網(wǎng)絡(luò)的工具變量⑧利用問(wèn)卷中“請(qǐng)問(wèn)，文革時(shí)期，您的家庭成份是？”對(duì)“地主階級(jí)以上”等賦值為1，其它為0?！凹彝コ煞帧碧摂M變量作為親友網(wǎng)絡(luò)的工具變量的思路，主要借鑒了章元和陸銘（2009）的研究，由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，對(duì)于“家庭成分”只做二值分類。。

表4是使用“家庭成分”工具變量后的結(jié)果；在此用了三種不同的代理變量作為親友網(wǎng)絡(luò)的代理變量，其中模型1、3、5沒(méi)有控制中東西部地區(qū)變量，模型2、4、6則為控制區(qū)域變量的結(jié)果，利用“家庭成分”虛擬變量作為工具變量后，社會(huì)親友變量系數(shù)依然為負(fù)且都在1%水平下顯著，系數(shù)絕對(duì)值也都有增大，因此，本文核心假設(shè)得到了有力支持。為檢驗(yàn)工具變量的有效性，本文也對(duì)樣本進(jìn)行工具變量的Cragg-Donald和DWH檢驗(yàn)，其中DWH檢驗(yàn)結(jié)果顯示社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的確存在內(nèi)生性問(wèn)題，且都至少在5%水平下顯著，C-D F統(tǒng)計(jì)量的值，也均大于Stock、Yogo[34]提供的期望最大值為15%的弱工具變量閥值8.96，說(shuō)明本文存在弱工具變量的可能性較弱，進(jìn)一步支持了本文的核心假設(shè)⑨不同出生隊(duì)列也作類似處理，絕大部分指標(biāo)符合預(yù)期，這里限于篇幅，暫不報(bào)告。。

表4 工具變量實(shí)證結(jié)果

3.3.6 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使結(jié)論更加可信，本文還做了其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)；一是對(duì)親友網(wǎng)絡(luò)代理變量進(jìn)行替換，本文利用“春節(jié)，親戚朋友拜訪”綜合虛擬變量，去年禮金支出占家庭收入的比重作為代理變量，在兩類基準(zhǔn)回歸中，親友網(wǎng)絡(luò)的影響方向并沒(méi)有發(fā)生改變；二是利用Tobit、計(jì)數(shù)模型和負(fù)二項(xiàng)回歸對(duì)文中核心變量進(jìn)行檢驗(yàn)，也得到類似的研究結(jié)論。

因此，總體來(lái)說(shuō)，本文認(rèn)為家庭親友網(wǎng)絡(luò)能夠顯著降低成員的初婚年齡。

3.4 對(duì)于晚婚現(xiàn)象的解釋

表3所呈現(xiàn)的結(jié)果，和現(xiàn)實(shí)認(rèn)識(shí)是比較相符的：“80后”組對(duì)于親朋好友的婚戀介紹可能比較反感，他們對(duì)婚戀自由更加推崇，所以婚戀選擇上可能更傾向于自由選擇；“70后”、“60后”對(duì)家庭親友網(wǎng)絡(luò)的影響都比較顯著，這與當(dāng)時(shí)的時(shí)代背景密不可分，“70后”、“60后”在他們達(dá)到婚姻的適齡時(shí)，國(guó)家市場(chǎng)化才剛剛起步，各種人員流動(dòng)、信息交通也不夠發(fā)達(dá)，因此，以“親朋好友”作為“媒介”為婚姻匹配提供了更加有效的途徑；最后“50后”由于時(shí)代背景，擁有更加閉塞的婚姻信息交流和匹配方式，如，家庭聯(lián)姻、村內(nèi)婚配等方式可能更加普遍[35]，因此，在影響強(qiáng)度上可能不及“70后”、“60后”。“80后”組對(duì)于親友網(wǎng)絡(luò)影響的不顯著，導(dǎo)致了他們比“70后”、“60后”總體上更晚結(jié)婚，從而呈現(xiàn)出普遍晚婚的社會(huì)現(xiàn)象。

同時(shí)，為了加強(qiáng)結(jié)論的可靠性，本文還對(duì)不同受教育年限的群體進(jìn)行了分析，結(jié)果如表5所示：

表5 教育年限異質(zhì)性影響結(jié)果

如表5所示，對(duì)于不同受教育年限的群體，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)初婚年齡的影響也呈現(xiàn)不同的狀態(tài)。不管是Cox模型還是多元線性回歸，家庭親友網(wǎng)絡(luò)都只對(duì)低受教育年限群體產(chǎn)生顯著的影響，對(duì)高受教育年限群體影響并不顯著，這比較符合新生代，受教育程度高和崇尚婚戀自由的群體標(biāo)簽。

不同出生隊(duì)列異質(zhì)性和教育異質(zhì)性實(shí)證的結(jié)果，折射出了親友資源在不同信息流通程度時(shí)代，對(duì)初婚影響的變化，也能讓我們深刻感受到信息交流方式、文化和親友網(wǎng)絡(luò)角色在不同時(shí)代中的變遷，這種“七大姑、八大姨”式的親友網(wǎng)絡(luò)，在不斷的社會(huì)變遷中，對(duì)于婚姻信息溝通匹配的角色功能弱化，是目前晚婚現(xiàn)象普遍存在的一個(gè)重要原因。新生代人群（如“80后”）往往受過(guò)更多的教育，更加追求自由戀愛(ài)，親友網(wǎng)絡(luò)在婚姻信息溝通匹配作用逐漸弱化，同時(shí)，更新的有效溝通渠道可能還并沒(méi)有形成，這導(dǎo)致了晚婚現(xiàn)象的存在。

4 親友網(wǎng)絡(luò)的“彈簧效應(yīng)”

綜合相關(guān)理論，本文認(rèn)為親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)早、晚婚組的影響是不同的。那么，親友網(wǎng)絡(luò)的“彈簧”作用是否存在？不同性別組是否都存在“彈簧”效應(yīng)？在本章，本文主要對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行分析討論。

4.1 早、晚婚組異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果

利用（1）和（2）中的模型，剔除了“80后”群體樣本，本文對(duì)初婚年齡組異質(zhì)性進(jìn)行計(jì)量分析，表6結(jié)果，對(duì)前文中的理論模型進(jìn)行了驗(yàn)證；在初婚年齡全樣本中，本文按初婚年齡大小把樣本等分為三組（和五組，僅報(bào)告三組結(jié)果），把較低初婚年齡組視作早婚年齡組，較高初婚年齡組視作晚婚年齡組，分別進(jìn)行驗(yàn)證；在Cox模型中，親友網(wǎng)絡(luò)顯著負(fù)向影響早婚組初婚年齡，同時(shí)顯著正向影響晚婚組初婚年齡，而在多元線性回歸模型中，親友網(wǎng)絡(luò)顯著正向影響早婚組初婚年齡，同時(shí)顯著負(fù)向影響晚婚組初婚年齡，這些結(jié)果都說(shuō)明家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能使早婚年齡組降低初婚風(fēng)險(xiǎn)（延長(zhǎng)初婚年齡），使晚婚年齡組增大初婚風(fēng)險(xiǎn)（縮短初婚年齡）。

表6 早婚組與晚婚組異質(zhì)性影響結(jié)果

表7 分性別的早婚組與晚婚組異質(zhì)性影響結(jié)果

對(duì)于不同性別組，與以上處理類似，分性別按初婚年齡大小把樣本等分為三組（和五組，僅報(bào)告三組結(jié)果），分性別把較低初婚年齡組視作早婚年齡組，較高初婚年齡組視作晚婚年齡組，進(jìn)行類似回歸和實(shí)證分析，也得到了類似的實(shí)證結(jié)果⑩同上，本文也采用了4種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量，2種主要計(jì)量方法，都得到了類似于“去年禮金支出對(duì)數(shù)”的結(jié)果，同上，本文只對(duì)“去年禮金支出對(duì)數(shù)”和多元線性模型結(jié)果進(jìn)行匯報(bào)。，假說(shuō)3、4得到證實(shí)。

4.2 對(duì)親友網(wǎng)絡(luò)“彈簧”效應(yīng)的解釋

在Oppenheimer的婚姻搜尋理論框架下，不同年齡階段個(gè)人對(duì)于婚姻生活的偏好是不同的，作為理性的個(gè)人更可能會(huì)在事業(yè)相對(duì)穩(wěn)定的年齡階段再認(rèn)真考慮婚姻大事，住房有無(wú)影響了青年的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位，進(jìn)而限制了婚姻決策[36]，中國(guó)俗語(yǔ)中也有“嫁漢嫁漢，穿衣吃飯”的說(shuō)法，親友網(wǎng)絡(luò)在一定程度上影響了早婚組的婚姻偏好，因此，親友網(wǎng)絡(luò)會(huì)相對(duì)延長(zhǎng)低齡青年進(jìn)入婚姻的時(shí)間。

對(duì)于晚婚組來(lái)說(shuō)，首先，親友網(wǎng)絡(luò)作為信息資源，增大了擇偶范圍，使婚戀市場(chǎng)的信息更加對(duì)稱，這極大地促進(jìn)了婚姻匹配效率和婚姻預(yù)期效用；其次，隨著結(jié)婚的成本增大，家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)也為結(jié)婚資本借貸提供了有效途徑[13]；最后，隨著年齡的增大，更多的人表現(xiàn)對(duì)安定生活的向往，加上家人和親朋好友網(wǎng)絡(luò)形成的“催婚壓力”，此時(shí)，個(gè)人對(duì)婚姻行為的偏好更加強(qiáng)烈。

親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)初婚年齡具有的“彈簧”效應(yīng)，表現(xiàn)出了親友網(wǎng)絡(luò)，這種非正式文化制度，對(duì)“80前”群體初婚年齡結(jié)構(gòu)的有益調(diào)整，這“聚攏”了群體的初婚年齡，有利于家庭穩(wěn)定、生育率的提高和國(guó)家人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

5 結(jié)論及政策含義

基于婚姻市場(chǎng)搜尋匹配的研究理論，結(jié)合中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2010年的微觀數(shù)據(jù)，本文采用了學(xué)界常用的Cox半?yún)?shù)模型對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行實(shí)證分析，并用多元線性回歸和工具變量法作為事件分析方法的補(bǔ)充，最后均得到了一致并且穩(wěn)健的結(jié)果?？傮w上，親友網(wǎng)絡(luò)可以顯著縮短初婚年齡，但親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)“80后”組的積極影響不顯著，對(duì)“70后”、“60后”和“50后”組縮短效應(yīng)均顯著，其中對(duì)“60后”組的積極影響最大，這可能與親友作為婚姻媒介角色的歷史變遷、中國(guó)區(qū)域開(kāi)放和信息交流程度、鄉(xiāng)村文化時(shí)代變遷有關(guān)。并且相比于高受教育年限的群體，低受教育年限的群體更易受親友網(wǎng)絡(luò)的積極影響，這可能與不同受教育年限群組的對(duì)婚姻、戀愛(ài)觀念和在校自由交友時(shí)間差別有關(guān)，這解釋了當(dāng)今普遍存在的晚婚問(wèn)題。在對(duì)于早、晚婚年齡組的異質(zhì)性分析中，本文驗(yàn)證了親友網(wǎng)絡(luò)在個(gè)人初婚年齡影響上的“彈簧”效應(yīng)，在早婚組，親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)工作和經(jīng)濟(jì)地位塑造上的積極作用對(duì)個(gè)人投入婚姻的時(shí)間進(jìn)行了擠占，這使他們更晚結(jié)婚；而在晚婚組，由于他們的工作和經(jīng)濟(jì)地位相對(duì)穩(wěn)定，對(duì)婚姻的偏好增加，把更多的時(shí)間用在婚姻匹配上可以使他們獲得更大的效用，同時(shí)在家庭和社會(huì)的“催婚”壓力下，這種偏好會(huì)更加凸顯，從而使他們更早結(jié)婚，親友網(wǎng)絡(luò)的“彈簧”效應(yīng)在男、女群組中均非常顯著，這有利于初婚年齡結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

本研究證明了親友網(wǎng)絡(luò)在人口結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)上所具有的重要意義：親友網(wǎng)絡(luò)不僅在總體上縮短適婚人群初婚等待時(shí)間，并且對(duì)初婚年齡結(jié)構(gòu)調(diào)整也存在有益作用。人口動(dòng)態(tài)是社會(huì)運(yùn)行的基礎(chǔ)，中國(guó)正在經(jīng)歷老齡化和低生育率的雙重困境，親友網(wǎng)絡(luò)有利于集中適婚公民的初婚時(shí)間，這對(duì)我國(guó)人口轉(zhuǎn)型意義重大。政府在相關(guān)人口生育政策的制定過(guò)程中，不能忽視親友網(wǎng)絡(luò)、文化在其中扮演的重要作用，否則可能會(huì)影響其實(shí)施效果。以往研究表明親友網(wǎng)絡(luò)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有重要作用，本文研究表明這種積極作用也可能存在于社會(huì)人口結(jié)構(gòu)調(diào)整上，這不僅為非正式制度相關(guān)研究進(jìn)行了有力補(bǔ)充，同時(shí)，為我國(guó)人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型思路提供了一個(gè)新穎的視角。

盡管本文盡可能的對(duì)相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行了深入的討論，但是還是存在一些不足之處。一是代理變量選擇，雖然本文所用的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量與眾多文獻(xiàn)保持一致，但是由于初婚時(shí)間與調(diào)查時(shí)間的跨度，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)測(cè)度上可能會(huì)存在偏差，本文在前文也有一定說(shuō)明，但是這個(gè)問(wèn)題可能依然存在；二是對(duì)于一些描述樣本初婚時(shí)狀態(tài)的變量，如初婚時(shí)的感情狀況、身體條件、財(cái)產(chǎn)狀況等，現(xiàn)有的大型調(diào)查問(wèn)卷無(wú)法提供，這也是初婚問(wèn)題研究中普遍存在的問(wèn)題，本文也沒(méi)有找到更加合理的彌補(bǔ)或代替方法。這些問(wèn)題的解決可能有待于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)的不斷完善，本文也會(huì)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)的更新作進(jìn)一步追蹤。