中國居民婚前同居對初婚年齡的影響研究

戚珍珍， 邵文豪

(1.華東師范大學(xué) 社會發(fā)展學(xué)院，上海 200241；2.華東理工大學(xué) 社會與公共管理學(xué)院，上海 200237)

家庭是構(gòu)建社會的基本單元，婚姻是締結(jié)家庭的重要方式，作為反映社會婚姻與家庭變遷的重要指標(biāo)，初婚年齡一直倍受學(xué)界關(guān)注。數(shù)據(jù)顯示，我國男性的平均初婚年齡已由1990年的23.57歲上升至2017年的27.31歲，女性的平均初婚年齡則從22.02歲上升至25.60歲，初婚年齡的推遲態(tài)勢明顯①。目前，學(xué)者們對此問題的研究可概括為以下兩大面向：一是從宏觀社會結(jié)構(gòu)出發(fā)，論述初婚年齡受社會婚姻觀念和制度的約束，并關(guān)注人口生育政策[1]、性別結(jié)構(gòu)[2]、收入差距[3]、高校擴(kuò)招政策[4]以及房價變化[5-6]等的影響；二是從微觀層面的個體與家庭特征著手，試圖從性別[7]、受教育水平[8-9]、職業(yè)[10]、出生世代[11]、戶籍[12]、父母受教育程度[13]、父親職業(yè)類型[14]、家庭同胞結(jié)構(gòu)[15]以及勞動力遷移[16-18]等方面對初婚年齡的變化進(jìn)行解釋。

上述研究提供了初婚年齡影響因素的豐富內(nèi)容，但在第二次人口轉(zhuǎn)變理論視角下，初婚年齡推遲和婚前同居率上升成為該次人口轉(zhuǎn)變的共同特征[19]。西方諸多研究也致力于從婚前同居的角度理解并闡釋特定國家或地區(qū)平均初婚年齡的變化，然而這一點在對我國初婚年齡變動的解釋中卻少有涉及，僅有的兩篇相關(guān)研究得出了相反的結(jié)論[20-21]。2001年和2003年《關(guān)于適用〈中華人民共和國婚姻法〉若干問題的解釋(一)》和《婚姻登記條例》等法律變更中，“非法同居”的“非法”二字被刪除，中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，在2000年以后進(jìn)入初婚的世代中，約三分之一的夫妻有過婚前同居[22]，法治層面的不干涉和道德層面的群體認(rèn)同性均表明婚前同居已經(jīng)成為一種新的個體生活方式。鑒于此，本文擬將婚前同居引入到初婚年齡的討論中，一方面實時監(jiān)測我國居民初婚年齡和婚前同居的變化趨勢，另一方面或可增加解釋初婚年齡變化的新視角，并為生育率、婚姻質(zhì)量等相關(guān)問題的研究提供思考。具體而言，主要圍繞以下兩個問題展開，一是在控制婚前同居的自選擇性后，居民婚前同居對其初婚年齡的影響狀況，二是探究婚前同居對初婚年齡的影響是否存在出生世代差異。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

現(xiàn)有學(xué)者多基于經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)的經(jīng)典理論視角來解釋初婚年齡的變化。性別角色分工理論、婚姻市場理論、婚姻搜尋理論等經(jīng)濟(jì)學(xué)視角認(rèn)為何時進(jìn)入婚姻是對結(jié)婚成本和收益進(jìn)行比較后做出的理性判斷，現(xiàn)代社會女性經(jīng)濟(jì)能力的提升能夠幫助她們耐心等待合適的伴侶，進(jìn)而做出結(jié)婚收益最大化的決定。[23-24]社會學(xué)的婚姻擠壓論、婚姻梯度選擇、婚姻動機(jī)論則闡釋了人口結(jié)構(gòu)和數(shù)量變化、傳統(tǒng)擇偶觀念轉(zhuǎn)變等因素對初婚年齡的影響。[25-26]而在第二次人口轉(zhuǎn)變視角下，女性自我價值的實現(xiàn)、家庭觀念的改變、性解放和個體主義等因素共同推動了婚姻和家庭領(lǐng)域的變革，就婚前同居如何影響初婚年齡的變化有以下兩種不同的觀點。

第一種觀點是婚前同居會推遲初婚年齡，學(xué)界通常從“選擇論”“經(jīng)驗論”和“同居是婚姻的替代”三個維度來論證和闡釋。“選擇論”將婚前同居視為戀愛雙方彼此選擇的過程。在這一過程中，戀愛雙方會花費一定時間去深入了解對方，如對方的生活習(xí)慣、脾氣秉性等內(nèi)在特征與品質(zhì)，以此確認(rèn)對方是否攜有對婚姻質(zhì)量不利的因素，進(jìn)而做出是否結(jié)婚的決定。研究表明，具有低教育水平[27]、不穩(wěn)定的家庭背景[28-29]、婚姻家庭態(tài)度背離傳統(tǒng)[30]等特質(zhì)的個體更傾向于與戀愛對象保持同居關(guān)系。在選擇論視角下，無論同居的結(jié)果如何，婚前同居都會占用一定的時間，倘若這段同居關(guān)系最終走向破裂，這種推遲效應(yīng)則會更加明顯?！敖?jīng)歷論”重在強(qiáng)調(diào)婚前同居經(jīng)歷本身改變了同居者對待兩性關(guān)系、婚姻及家庭的態(tài)度，進(jìn)而降低了適婚青年進(jìn)入婚姻的主觀意愿。持該論點的學(xué)者認(rèn)為同居作為一種個體化的生活方式，改變了婚姻作為終身契約的價值和意義，替代了婚姻在保持日常親密生活中的地位，弱化了同居雙方的道德性承諾和結(jié)構(gòu)性承諾，即同居者在同居過程中的處事行為和方式較少地受到原生家庭父母的束縛，且同居者對待伴侶的道德責(zé)任感較低,能夠較為輕易地結(jié)束一段關(guān)系[31]，因此最終走向婚姻的可能性下降。此外，一些研究者直接跳出同居是青年步入婚姻的重要步驟的邏輯來探究同居與婚姻的關(guān)系。作為親密關(guān)系存續(xù)的新形式，他們強(qiáng)調(diào)同居關(guān)系有替代婚姻關(guān)系的趨勢與可能，如多位學(xué)者對博茲瓦納、德國和匈牙利等國家青年的婚前同居現(xiàn)象進(jìn)行研究后得出的一致結(jié)論是年青人更多地將同居視為婚姻的另外一種可替代性選擇[32-34]。更有甚者，席琳[35]等人發(fā)現(xiàn)在加拿大的年青人中，生育已不僅僅局限于傳統(tǒng)的婚姻之中，同居關(guān)系中的生育也是青年成為父母的一種方式，如此使得同居可取代婚姻進(jìn)而成為伴侶生活的新形式。

另一種觀點是婚前同居對初婚年齡具有提前效用。從經(jīng)濟(jì)財富的積累來看，婚前同居有助于城市中的未婚男女共同分擔(dān)租房等生活成本，加速用于支撐婚姻的經(jīng)濟(jì)資本的獲得，提前為結(jié)婚做好經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)備[36]；同時婚前同居增加了女性懷孕的風(fēng)險，但部分國家婚外生育政策的限制會促使同居者走向婚姻[37]；在婚前同居的過程中，同居者更易遭到父母的頻繁催婚，也有可能盡早地進(jìn)入婚姻生活[38]。

上述兩種觀點均得到了國外一定實證研究的檢驗，但考慮到在我國傳統(tǒng)儒家文化與現(xiàn)代自由思想并存的社會環(huán)境下，社會經(jīng)濟(jì)地位較高的個體更傾向于選擇婚前同居[39]，同時青年情侶對婚姻的物質(zhì)基礎(chǔ)要求越來越高[40]，尤其是在物價水平較高的特大和超大城市，直接進(jìn)入婚姻的幾率可能會越來越低；而有效的避孕手段和人工流產(chǎn)技術(shù)最大程度上避免了婚前生育，個體自主性的提升和父母傳統(tǒng)觀念的改觀使得結(jié)婚的自愿性不斷加強(qiáng)，因此婚前同居對初婚年齡的促進(jìn)機(jī)制在國內(nèi)并不一定有力，其婚姻推遲效應(yīng)更具有理論依據(jù)和信服力。一方面，具有自由主義和現(xiàn)代化思想的個體更少受傳統(tǒng)婚姻規(guī)范的約束，不僅會選擇在初婚前同居，而且傾向于推遲婚姻; 另一方面，初婚前同居發(fā)揮了婚姻的部分功能，減少了結(jié)婚的迫切性。因此，本文提出假設(shè)1: 初婚前同居會延遲中國居民的初婚年齡。

此外，有學(xué)者指出同居的內(nèi)涵可能會隨著社會情境的變遷而發(fā)生轉(zhuǎn)變，當(dāng)同居在特定的社會結(jié)構(gòu)、文化和歷史背景下的意義和流行程度不同時，同居對初婚年齡的影響也會發(fā)生變化[41-44]。在同居的發(fā)展早期，婚前同居僅僅作為青年步入婚姻的一個步驟，并未得到社會的廣泛認(rèn)同，婚前同居者受到既有傳統(tǒng)家庭觀念和兩性交往觀念的較大影響，更有可能盡早進(jìn)入婚姻，故此時婚前同居對初婚年齡具有提前作用。而隨著同居從經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平較高的地區(qū)向外蔓延，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的年青人也開始接受婚前同居，發(fā)達(dá)地區(qū)年青人中的同居越來越普遍，此時的婚前同居不僅包括了上述內(nèi)涵，而且逐漸成為檢驗雙方關(guān)系的一種策略，對初婚年齡的影響具有多重性，提前和推遲作用皆有可能發(fā)生。在婚前同居發(fā)展的第三階段，開放自由的家庭和兩性觀念充分傳播，同居已被絕大多數(shù)社會成員所接受，成為青年進(jìn)入聯(lián)合(union)的慣用方式[45]，越來越多的年輕人選擇晚婚甚至不婚，此時同居主要對初婚年齡起到推遲作用。與同居的內(nèi)涵相適應(yīng)，實證研究表明同居在年老的出生隊列中是一個極為罕見的行為，但在“80后”中，超過四分之一的男性和女性都有過初婚前同居的經(jīng)歷[46]，且這一比例已經(jīng)接近甚至超過了一些歐洲國家，比如西班牙和意大利[47]。考慮同居內(nèi)涵與世代的變化具有一致的方向，故本文提出假設(shè)2：在不同的出生世代中，婚前同居對初婚年齡的影響存在差異。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自2018年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。CFPS覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)，采用分層、多階段、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方法，旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。2018年CFPS成人問卷數(shù)據(jù)庫涉及居民初婚年齡、婚前同居、出生日期等相關(guān)問題，考慮到16歲是CFPS兒童卷與成人卷的劃分標(biāo)準(zhǔn)，且多數(shù)研究將16歲作為初婚風(fēng)險的起始時間[48-49]；同時人口學(xué)中通常以50歲作為終身不婚的年齡界限[50]，因此筆者將研究對象界定為有過婚姻經(jīng)歷且初婚年齡在16—50歲的個體，并匹配2016年數(shù)據(jù)庫中的結(jié)婚日期、出生日期等變量予以完善數(shù)據(jù)，共計有效樣本數(shù)為3611個。

(二)變量

本文的研究問題是婚前同居對初婚年齡的影響，因此因變量為初婚年齡，通過計算被調(diào)查對象結(jié)婚日期與出生日期之差得出。主要解釋變量婚前同居為二分變量，在問卷中的具體問題為“結(jié)婚前是否同居過一段時間”，“0”表示與初婚配偶“沒有發(fā)生婚前同居”，“1”表示“發(fā)生了婚前同居”。

除了以上關(guān)注的關(guān)鍵變量之外，結(jié)合既有與初婚年齡相關(guān)的研究，納入以下控制變量：受訪者的性別、年齡、年齡的平方項、受教育程度、戶口、出生世代、母親受教育程度、個人年收入的對數(shù)、擇偶方式和工作性質(zhì)，具體變量設(shè)置及賦值情況如表1所示。需要特殊說明的是，出生隊列按照被訪者的出生時間劃分為1960年前、1960—1979年、1980年及以后三個時期。1960年以前的出生隊列多數(shù)集中在1980年之前進(jìn)入婚姻，代表著受傳統(tǒng)婚姻觀念影響的一代人，1960—1979年出生的這群人一般在1980年以后完成婚姻，其婚姻觀念兼具傳統(tǒng)和現(xiàn)代的特征，而1980年及以后出生的人在較大程度上受到現(xiàn)代婚姻觀念的影響。

表1 變量定義與處理方法

(三)方法

樣本的自選擇性在回歸分析中引起的偏誤已被廣泛討論，本研究中婚前同居的自選擇性問題可通過Heckman二階段模型來解決。首先構(gòu)建修正因子逆米爾斯比率λ：

(1)

其次，將逆米爾斯比率λ作為一個控制變量即公式(1)帶入到回歸模型中，構(gòu)建以初婚年齡為因變量的OLS回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)所有預(yù)測變量的方差膨脹因子(VIF)低于10，因此不存在多元共線性問題，具體模型設(shè)定如下：

(2)

在模型中，Y表示初婚年齡，X1代表核心自變量“是否婚前同居”，Xi為其他控制變量，α1，αi，ω為相應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)，α0為常數(shù)項，ε是誤差向量。

三、研究結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

如圖1所示，從初婚年齡結(jié)果來看，婚前同居者初婚年齡的峰值出現(xiàn)時間晚于未婚前同居者。具體而言，從比重分布來看，婚前同居群體中有31.1%的居民選擇在23—25歲結(jié)婚，而沒有婚前同居的個體的初婚年齡集中在20—22歲，占該群體的比例為31.32%。從平均值來看，有婚前同居經(jīng)歷的居民的平均初婚年齡為24.76歲，大于沒有婚前同居經(jīng)歷的居民的23.70歲，所以有必要進(jìn)一步深入討論婚前同居對初婚年齡的影響。

圖1 CFPS 2018年我國居民初婚年齡的群體差異

表2對樣本的主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，具體而言有以下特征：①相較于女性，男性樣本有更多的婚前同居經(jīng)歷，占比為52.47%；沒有婚前同居經(jīng)歷的樣本以女性為主，占比為52.86%；②婚前同居者的平均年齡較非婚前同居者低；③年齡的平方項在有無婚前同居經(jīng)歷的樣本中具有較大差異；④分教育程度看，在有婚前同居經(jīng)歷的樣本中，大專及以上學(xué)歷的樣本占比達(dá)30.40%，而沒有婚前同居經(jīng)歷的樣本中該比例僅為21.94%，初中及以下學(xué)歷的人群，有無婚前同居經(jīng)歷的樣本占比分別為40.88%和49.48%，說明隨著個體受教育程度的提高，自由開放的思想觀念得以廣泛傳播和接受，婚前同居的比例也隨之上升；⑤分戶籍看，在有婚前同居經(jīng)歷的樣本中，非農(nóng)業(yè)戶籍的比例更大，占比為31.15 %，沒有婚前同居經(jīng)歷的樣本中農(nóng)業(yè)戶籍的比例更大，占比為71.76 %，說明了城市化的發(fā)展有利于開放自由的個體化思想觀念的傳播；⑥分出生世代看，在1960年以前和1980年及以上的出生世代中，婚前同居的比例分別為2.76%和69.04%，而沒有婚前同居經(jīng)歷的比例分別為29.85%和21.66%，表明婚前同居在年輕的出生世代中更為流行；⑦從母親受教育程度看，就“高中及以上”學(xué)歷而言，在婚前同居和非婚前同居經(jīng)歷樣本中的占比分別為22.15%和14.32%，而在“初中及以下”學(xué)歷中，這一比例分別為77.85%和85.68%，從代際傳遞的視角來看，母親受教育程度的提高有助于為子女創(chuàng)造自由包容的家庭成長環(huán)境，進(jìn)而提升了子女對新思想和新觀念的接受度；⑧從個人年收入的對數(shù)來看，有婚前同居經(jīng)歷的樣本其個人年收入的對數(shù)(10.55)略高于無婚前同居經(jīng)歷的樣本(10.24)，驗證了前文所述的社會經(jīng)濟(jì)地位越高的個體越會選擇婚前同居；⑨從擇偶方式來看，婚前同居者以“自己認(rèn)識”的方式擇偶為主，占比為55.95%，而在非婚前同居者中這一比例僅為25.05%；⑩從工作性質(zhì)來看，婚前同居者從事非農(nóng)工作的比例遠(yuǎn)高于非婚前同居者，二者占比分別為85.17%和63.08%。

顯著性檢驗結(jié)果顯示，婚前同居者與非婚前同居者在各變量上均具有顯著性差異，即婚前同居者中男性較多、年齡均值偏低、受教育程度較高、非農(nóng)業(yè)戶籍為主、出生世代較年輕、母親受教育程度較高、個人年收入較高、以自己認(rèn)識為主要擇偶方式、較多從事非農(nóng)工作，因此表2的結(jié)果進(jìn)一步表明婚前同居者往往具有較大的自選擇性。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

(二)婚前同居對初婚年齡的影響

表3是運用Heckman二階段模型回歸分析的基本結(jié)果，Probit回歸模型1首先估計了婚前同居的影響因素，OLS回歸模型2中納入了逆米爾斯比率(λ)，OLS回歸模型3作為參照未納入逆米爾斯比率(λ)，具體模型解釋如下：首先，在婚前同居影響因素的Probit模型中，性別、年齡、年齡的平方、出生世代、個人年收入的對數(shù)和擇偶方式對婚前同居具有顯著性影響。具體而言，性別對婚前同居的影響在1%的水平上顯著，相較于女性，男性選擇婚前同居的可能性更大；年齡對婚前同居具有正向顯著性影響，且年齡的平方項顯著為負(fù)，因此年齡與婚前同居可能性之間存在倒U型關(guān)系；分出生世代看，相較于1960年之前的出生世代，1960—1979年和1980年及以后出生的世代婚前同居的可能性分別增加0.462和0.633，結(jié)果均在10 %的水平上顯著，這與已有的研究結(jié)論相一致[51-52]；而作為個體社會經(jīng)濟(jì)地位的體現(xiàn)，個人年收入的對數(shù)在5%的顯著性水平上對婚前同居產(chǎn)生正向影響，相對而言，有較高收入水平的個體，婚前同居的可能性更大[53]；最后，以自己認(rèn)識的方式結(jié)為夫妻的個體具有較大的婚前同居可能性，其結(jié)果在1%的水平上顯著。

其次，考慮是否納入逆米爾斯比率(λ)，生成兩個OLS回歸模型即模型2和模型3。模型2顯示，這一修正因子對初婚年齡不具有顯著性影響，說明樣本的選擇性偏差影響有限，故筆者主要基于表3中的模型3對影響因子進(jìn)行解釋。模型3的參數(shù)估計結(jié)果一定程度上驗證了婚前同居的經(jīng)歷確實推遲了初婚年齡，從回歸系數(shù)看，相較于沒有婚前同居的個體，有婚前同居經(jīng)歷的居民初婚年齡延遲了1.239歲，驗證了假設(shè)1；男性初婚年齡較女性而言平均推遲了0.708歲，其結(jié)果在10%的水平上顯著；年齡和年齡的平方對初婚年齡的影響均在1%的水平上顯著，且二者共同展示了個體年齡與初婚年齡之間的倒U型關(guān)系；受教育程度對初婚年齡的推遲作用也驗證了既有的眾多研究[54-56]，相較于初中及以下學(xué)歷的個體，大專及以上學(xué)歷的個體的初婚年齡推遲了2.371年；就不同出生世代而言，相較于1960年以前的出生世代，更年輕的世代的初婚年齡反而更小，這一定程度上是因為1960年之前出生的個體處于婚齡階段時恰逢“晚、稀、少”的人口政策出臺，初婚年齡有所延后，而1960—1979年代出生的個體處于婚齡階段時國家已將婚齡降低至男22歲、女20歲，對于更年輕即1980年及以后的出生世代而言，當(dāng)前仍有部分人群未進(jìn)入婚姻，因此樣本中所涉及的個體以早婚人群為主，故初婚年齡的變化趨勢并未得到完全反映[57]；此外，母親受教育程度越高，個體初婚年齡相對較晚，其結(jié)果在10%的水平上顯著，這可能是由于教育的代際傳遞而導(dǎo)致子女締結(jié)婚姻的年齡也相對較晚。

表3 Heckman兩階段模型回歸

(三)婚前同居對初婚年齡影響的世代差異

由于婚前同居的流行呈現(xiàn)不斷蔓延之勢，且不同出生世代對初婚年齡的影響存在差異，因此筆者進(jìn)一步探究在不同出生世代中婚前同居對初婚年齡的影響。考慮到在1960年以前的出生世代中，婚前同居現(xiàn)象極少，因此筆者主要分1960—1979年和1980年及以后兩個出生世代建立回歸模型4—7，如表4所示。模型4—5是1960—1979年出生世代的回歸模型，模型6—7是1980年及之后出生世代的回歸模型，其中模型4和模型6納入了修正因子逆爾米斯比率。由于修正因子不具有顯著性，說明婚前同居的自選擇性造成的內(nèi)生影響有限，因此筆者主要基于模型5和模型7進(jìn)行詳細(xì)分析。

表4 不同出生世代下婚前同居對初婚年齡影響的回歸模型

首先，婚前同居對初婚年齡的影響在不同出生世代間存在差異。1960—1979年出生世代中婚前同居變量的系數(shù)為1.847，而1980年及之后出生世代的回歸系數(shù)為0.707，這反映了婚前同居對于“60后”和“70后”初婚年齡的影響較大，但由于“90后”及以后群體中仍有部分個體未進(jìn)入婚姻，所以其回歸系數(shù)需進(jìn)一步隨著社會的發(fā)展得到檢驗。第二，年齡和年齡的平方項對初婚年齡的影響僅在“60后”和“70后”群體中具有顯著性，其結(jié)果顯示年齡與這兩類群體的初婚年齡存在正“U”型關(guān)系，即有一個低谷。第三，受教育程度對初婚年齡的影響也存在世代差別。相較于初中及以下學(xué)歷，大專及以上學(xué)歷對年輕世代初婚年齡的影響要高于1960—1979年出生世代，分別為3.168和1.590歲；高中學(xué)歷僅對1980年及以后出生世代的初婚年齡具有顯著性影響，這是因為較高的教育程度與在校就讀時間的延長聯(lián)系在一起，客觀上推遲了初婚年齡[58-59]；隨著高等教育的普及和個體對教育水平越來越高的追求，大學(xué)教育的推遲作用越來越明顯。第四，以“自己認(rèn)識”為主要擇偶方式的“60后”“70后”出生世代，其初婚年齡相對較晚；而工作性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的80年及以后出生世代的個體，其初婚年齡相對較早，這可能與農(nóng)業(yè)從事者長期以來早婚早育的傳統(tǒng)有關(guān)。綜合上述對不同世代回歸結(jié)果的分析，可以發(fā)現(xiàn)婚前同居對初婚年齡的影響在不同出生世代間存在差異，由此證實了假設(shè)2。

四、結(jié)論與討論

基于中國家庭追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)，本研究的結(jié)論部分支持了目前許多工業(yè)化國家關(guān)于婚前同居、教育程度與初婚年齡之間關(guān)系的主要假設(shè)，同時也有新的研究發(fā)現(xiàn)。伴隨著中國社會中個體化的崛起，越來越多的年青人追求開放自由的婚戀觀念，初婚前同居成為許多人生命歷程中的重要事件。研究顯示在1980年及以后出生的年輕世代中，婚前同居者的比例更高。本研究也驗證了性別、出生世代、個人年收入和擇偶方式對婚前同居具有顯著性影響，男性更有可能選擇婚前同居，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會文化也會通過對個體現(xiàn)代家庭觀念的改變進(jìn)而影響其家庭行為。

回歸結(jié)果進(jìn)一步表明，在控制了婚前同居的自選擇性后，婚前同居者的初婚年齡平均延遲了1.239歲，即婚前同居的經(jīng)歷本身會改變個體對待婚姻的態(tài)度，包括削弱對伴侶的道德承諾和對婚姻作為終身制度的結(jié)構(gòu)性承諾，經(jīng)歷假說得到了支持。同時，性別、年齡、年齡的平方項、受教育程度、出生世代和母親受教育程度對初婚年齡也具有顯著性影響，這與男性初婚年齡晚于女性的文化傳統(tǒng)、在校就讀時間的延長、教育的代際傳遞具有較強(qiáng)的相關(guān)性，與部分學(xué)者的研究結(jié)論也具有一致性[60]。從不同出生世代來看，婚前同居對初婚年齡的推遲效應(yīng)在1960—1979出生世代中的表現(xiàn)最為明顯，這與年輕世代中婚姻事件尚未完全結(jié)束存在關(guān)聯(lián)，有待于后續(xù)進(jìn)一步驗證。

在中國，作為第二次人口轉(zhuǎn)變的重要特征，婚前同居的流行和初婚年齡的推遲變得越來越普遍。社會觀念的日益開放和包容、社會生活的日益?zhèn)€體化、性別關(guān)系的日趨平等、女性社會經(jīng)濟(jì)地位的日益提高為婚前同居提供了發(fā)展條件。同時對于同性戀、不婚族等群體而言，婚姻已不是人生的追求和選擇，晚婚不婚趨勢愈加明顯，更有甚者，西方國家已經(jīng)出現(xiàn)了同居替代婚姻的趨勢[61]。然而，婚姻目前仍是人們生育行為發(fā)生的必要條件，婚外生育仍不被社會大眾和倫理所接受，婚前同居所造成的初婚年齡的推遲可能會通過擠壓可生育年齡進(jìn)而導(dǎo)致生育率下降，對母嬰健康、社會人口再生產(chǎn)造成一定的威脅。因此，同居對初婚年齡的推遲一定程度上對婚姻制度造成了沖擊。中國作為“強(qiáng)家庭主義”文化的國家，應(yīng)努力維護(hù)婚姻在人口和社會發(fā)展中積極且不可替代的作用，通過以家庭為單位增發(fā)福利津貼、降低夫妻首次購房的首付比例等政策手段維護(hù)婚姻制度，嘗試降低初婚年齡，加快人口的代際更替，保持我國的人口紅利優(yōu)勢。

最后，本文的局限性主要體現(xiàn)在兩個方面：其一，本文關(guān)注的婚前同居僅是與初婚配偶的同居，而與非初婚配偶的同居經(jīng)歷未予以考慮，可能帶來誤差；其二，受制于調(diào)查資料，本文無法同時關(guān)注到同居時青年的家庭經(jīng)濟(jì)地位、所處的地理區(qū)位等信息。期待中國家庭追蹤調(diào)查的進(jìn)一步完善和更新，未來可對上述缺陷予以完善，做出更為深入的研究和分析。

注釋：

①分性別平均初婚年齡根據(jù)《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)中的平均單身年齡間接測算所得。