中國少數(shù)民族流動人口的初婚進入及影響因素①

彭姣

（中國人民大學 社會與人口學院，北京 100872）

1 引言

二十世紀七十年代以來，全球人口結婚率普遍下降，晚婚、不婚及同居現(xiàn)象在世界范圍內呈流行趨勢，并替代著傳統(tǒng)的婚姻模式。同具有相似文化環(huán)境的東亞國家相比，中國的初婚模式變化并不大，傳統(tǒng)婚仍然是我國主要的初婚形式，終身不婚比例處于較低水平[1]。但是依然呈現(xiàn)出一些新特點，主要表現(xiàn)在進入初婚的多樣性，即傳統(tǒng)婚、晚婚、同居并存。中國流動人口作為打工謀生為主的城市勞工群體，他們流而不遷的暫住性特征使他們成為婚姻模式轉變的特殊風險人群，呈現(xiàn)出具有中國特色的初婚進入多樣性。

少數(shù)民族流動人口是中國流動人口的一個有機組成部分，其顯現(xiàn)狀態(tài)與變化態(tài)勢與全國流動人口具有相同的一般規(guī)律和基本特征。在流動人口整體保持高度活躍和持續(xù)增長的時期，少數(shù)民族人口的流動參與率也不斷上升，在21世紀最初十年間，少數(shù)民族流動人口的年均增長速度為7.21%，已超過漢族流動人口增速1.18個百分點[2]。然而，由于自己的民族文化和傳統(tǒng)習俗，少數(shù)民族流動人口具有一些不同于全國流動人口的流動特征，在流動范圍上，多在省內或自治區(qū)內流動，跨省流動多是流向廣東和浙江等發(fā)達地區(qū)[3]；在從業(yè)特征上，多在具有民族特色的行業(yè)集中就業(yè)，帶有強烈的族群認同選擇性[4]。隨著與其他民族的交往頻率和互動機會增加，有些民族逐漸允許族外婚，有些民族仍對族外婚持謹慎態(tài)度。所以在我國婚姻家庭觀念發(fā)生轉變的大背景下，少數(shù)民族流動人口的婚姻觀念和婚姻行為受到明顯影響，與全國的初婚模式變遷既有共性又有特色。因此，本文對少數(shù)民族流動人口初婚進入的研究除考慮一般初婚模式變遷，即傳統(tǒng)婚、晚婚、同居之外，同時將民族屬性考慮在內，將初婚模式根據(jù)雙方民族屬性區(qū)分為族內和族際，進行對照分析。

少數(shù)民族流動人口的初婚進入包括進入和未進入兩方面，進入初婚指傳統(tǒng)婚包括族內婚和族際婚，未進入初婚包括晚婚和同居（同居分為族內同居和族際同居）。本文使用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，從族內婚、族際婚、晚婚、族內同居、族際同居五個方面分析少數(shù)民族流動人口的初婚進入，在描述統(tǒng)計的基礎上利用計量模型分析影響初婚進入的因素。

2 文獻回顧

2.1 對少數(shù)民族人口初婚進入的研究

已有對少數(shù)民族人口初婚進入的研究認為，隨著社會經濟的發(fā)展，少數(shù)民族人口的婚姻觀念已經發(fā)生變化，初婚率降低，同居增多，族內婚、教內婚等婚姻習俗被沖破。艾尼瓦爾·聶機木通過抽樣調查對新疆的維吾爾族、哈薩克族、回族、蒙古族、柯爾克孜族5個民族人口的婚姻狀況進行分析，發(fā)現(xiàn)各少數(shù)民族人口的婚姻觀念已經發(fā)生變化，出現(xiàn)不同民族之間的婚姻，婚前或非婚同居呈逐年增多的趨勢[5]。有研究通過普查數(shù)據(jù)對少數(shù)民族的婚姻狀況進行描述統(tǒng)計，也發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族人口普遍晚婚，已婚率低于同期漢族人口、全國人口的已婚率[6][7]，特別是男性群體在改革開放以來初婚率比漢族低，并且改革開放后期即1992年以來的系數(shù)以及顯著性均大于改革初期，市場經濟改革以來少數(shù)民族男性的初婚率與漢族的差距在擴大[8]。

2.2 少數(shù)民族人口流動對初婚進入的影響研究

婚姻匹配的趨同性規(guī)律，認為大多數(shù)婚姻選擇與自己年齡、居住地、受教育程度、宗教信仰、種族類型、社會階級等屬性相近或類似的異性為配偶[9][10]。因為務工經商造成的居住地變動、外地上學培訓等都會涉及人口流動，由于少數(shù)民族具有獨特的民族文化和傳統(tǒng)習俗，少數(shù)民族流動人口的初婚進入會受到婚姻雙方的民族類型影響，所以關于我國少數(shù)民族人口流動對初婚進入的影響研究主要集中在居住地變動、受教育程度、民族類型三個方面。

居住地主要是指地理流動對少數(shù)民族人口初婚進入的影響。人口流動擴大了婚姻市場，帶來婚姻資源尤其是女性的跨區(qū)域流動，打破了傳統(tǒng)平衡的族內通婚圈，形成了一個日益壯大的失婚群體，但民族區(qū)域內旅游業(yè)的發(fā)展，給青年男女提供就業(yè)機會也使族內婚比例有所回升[11]。龍翠芳通過對貴州兩個少數(shù)民族村寨的調查，分析人口流動對民族婚姻的影響，發(fā)現(xiàn)由于現(xiàn)代婚姻觀念的影響，少數(shù)民族人口的初婚初育年齡推遲，晚婚比例提高[12]。曲比阿果分析涼山彝族婚姻觀念變遷，也發(fā)現(xiàn)隨著彝區(qū)人口流動加快，年輕人受大城市的生活方式和思想觀念的影響，婚姻開始以個人意愿為標準選擇對象[13]。

受教育程度主要是指教育等級流動對少數(shù)民族人口初婚進入的影響。一方面指異地上學、就業(yè)培訓等原因加劇人口的流動，使不同層級、不同地區(qū)人口的交往頻率增加，因而在一定程度上降低了教育層級固化的結構，異質性婚姻增多，等級通婚圈擴大[14][15]。另一方面指具有較高教育水平的人一般接受民族政策的教育更多，他們的族群偏見更少，因此受教育程度的提高會增加通婚比例[16][17]。

民族類型對婚姻進入的影響主要是指人口流動對少數(shù)民族初婚進入的影響會受到婚姻雙方的民族類型影響。在現(xiàn)代化的沖擊下，少數(shù)民族人口的族際通婚觀念在發(fā)生變化，有些民族逐漸由民族內婚轉向允許民族外婚，有些民族與外族通婚的仍很少，大多仍有民族內婚的習慣[18]。族際通婚面臨的阻礙一個主要方面是飲食及生活習慣的因素，另一方面是文化的因素，如宗教信仰。比如朝鮮族作為跨境民族，曾為保持自己的民族認同及血統(tǒng)，開展民族教育，很長一段時間都不與外族通婚，而是實行單一的族內婚。回族流動人口的族際通婚觀念在發(fā)生變化，回漢通婚現(xiàn)象增多，但由于宗教信仰和伊斯蘭文化的影響，其思想觀念很長一段時間內仍然會打上傳統(tǒng)的烙印[19][20]。有些民族盡管接受族際婚姻，也會有民族間婚姻文化的沖撞，要互相折衷、調和[21][22]。因此，不論各民族族際通婚接受度如何，雙方在不同的傳統(tǒng)文化和家庭背景熏陶下生活，也額外地增加了一份來自文化背景差異的負擔，我們必須看到文化上的差異給族際通婚所帶來的實際困難[23][24]。

綜上，現(xiàn)有研究對少數(shù)民族流動人口的初婚進入模式以及影響因素進行了分析，但仍存在以下不足。第一，主要集中在族際族內婚，對少數(shù)民族流動人口的同居和晚婚的關注較少，特別是同居，較少有研究對選擇同居以替代傳統(tǒng)婚姻形式的探討，另外對晚婚年齡的界定隨意且沒有統(tǒng)一標準；第二，已有關于少數(shù)民族流動人口初婚模式變遷的研究絕大部分建立在局部地區(qū)之上，對整體分析的文獻有但又不是針對流動人口的。而少數(shù)民族流動人口作為中國流動人口的一個既存共性，又含差異的組成部分，對其初婚進入模式變遷的研究有重要意義。本文將從族內婚、族際婚、晚婚、族內同居和族際同居五個方面對少數(shù)民族流動人口的初婚進入及其影響因素進行分析，進入初婚、晚婚和同居這三者反映的婚姻家庭觀念轉變程度由淺及深，進行比較研究有利于清晰其間的邏輯關聯(lián)。故基于以上分析提出四個研究假設：

假設1.個人受教育程度越高，族際通婚的可能性越大；個人受教育程度越低，族內婚的可能性越大。

假設2.流動越廣使可接觸的婚姻資源增加，降低晚婚可能性，增加族際婚可能性。

假設3.當族際通婚困難阻礙初婚進入，雙方民族類型不同群體的同居可能性增加。

假設4.較晚出生世代群體不進入初婚選擇晚婚和同居的可能性提高，但只是推遲初婚進入。

3 數(shù)據(jù)來源與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查，此項調查是原國家衛(wèi)生和計劃生育委員會流動人口服務中心自2009年以來在全國范圍內開展的第10次連續(xù)調查，實際調查中調查對象為在流入地居住1個月以上且2017年5月年齡在15周歲及以上的跨縣（市、區(qū)）的流入人口。包括19663個少數(shù)民族流動人口家庭，涉及家庭總人口59918人，最終納入分析的樣本規(guī)模為18367個少數(shù)民族流動人口家庭。

本文的樣本選擇如下：首先，所選擇的個體是流動后處于初婚（包括族際婚、族內婚）、晚婚、同居狀態(tài)且女性年齡在18周歲及以上、男性年齡在20周歲及以上的少數(shù)民族流動人口。②根據(jù)我國婚姻法，男性結婚年齡大于22周歲，女性結婚年齡大于20周歲?？紤]我國多民族的特點，婚姻法規(guī)定民族自治地方的人民代表大會有權結合當?shù)孛褡寤橐黾彝サ木唧w情況，制定變通規(guī)定。比如新疆、內蒙古、西藏等自治區(qū)和一些自治州、自治縣，均以男20周歲，女18周歲作為本地區(qū)的最低婚齡，所以本文也使用此標準。其次，由于接受高等教育的青年初婚年齡更晚，但其自身的結婚意愿又并未降低，且并不會影響終身未婚比例[25][26]，所以本文考慮到高等教育對青年初婚的影響可能與受教育程度更高群體存在結婚與上學的時間沖突有關，等完成學業(yè)即會進入初婚，這部分群體并不是主動選擇晚婚的，應剝離受教育年限的影響，故根據(jù)圖2的初婚進入Kaplan-Meier生存曲線，即消除結婚與上學存在沖突的影響來分析實際晚婚水平。因此，對晚婚的定義為直到調查時點女性在28周歲及以上，男性在30周歲及以上仍未進入初婚，晚婚研究涉及樣本規(guī)模為9663人，包括晚婚482人，初婚9181人。初婚研究中族際婚是指婚姻雙方為不同的民族，族內婚是指婚姻雙方為相同的民族，初婚研究涉及樣本規(guī)模為17839人，包括族際婚9154人，族內婚6126人和未婚2559人。同居所選擇的個體是處于同居未結婚狀態(tài)的婚齡人口，同居研究涉及樣本規(guī)模為15238人，包括同居528人，初婚14710人。流動人口動態(tài)監(jiān)測調查中對同居的定義是未辦理結婚登記手續(xù)的事實婚姻，因此同居會有兩種可能，第一種較為傳統(tǒng)即我國農村地區(qū)通過辦酒宴形成事實婚姻，這種形式的同居和初婚其實并沒有差別，另一種受現(xiàn)代化影響即隨著經濟發(fā)展水平提高，以及務工經商、接受教育等流動原因使雙方選擇同居來暫時或較長時間代替初婚，這種形式的同居是本文予以關注的，也是本文將同居列為初婚未進入期望探討的。

3.2 變量設置

本文對少數(shù)民族流動人口初婚進入的研究包括進入和未進入兩方面。進入初婚包括族內婚和族際婚，因此，因變量為已達婚齡的調查人口是未婚、族內婚還是族際婚。未進入初婚包括晚婚和同居，晚婚研究的因變量為已達晚婚年齡的調查人口是未婚還是初婚；同居研究的因變量為已達婚齡的調查人口是同居還是初婚。通過對初婚、晚婚、同居分別進行統(tǒng)計分析，梳理少數(shù)民族流動人口初婚進入的三種選擇的聯(lián)系與區(qū)別及其間的邏輯關系，能較清晰地審視不同因素對少數(shù)民族流動人口初婚進入的影響機理和不同群體婚姻家庭觀念轉變的深淺程度。

主要考察的自變量是出生世代和雙方的民族類型（是族內還是族際）。隨著市場經濟的活躍和高等教育的發(fā)展，少數(shù)民族人口中外出務工經商和異地上學的人口比例在不斷增加，流動參與率不斷上升。所以通過分不同出生世代進行研究，分析少數(shù)民族的初婚進入在不同世代之間是否有顯著差異，主要表現(xiàn)在哪種模式上，是族內婚、族際婚、晚婚還是同居。具體來說，初婚和同居研究中分為1980年以前、1980年-1989年和1990年-2000年5月以前（男性為1990年-1998年5月以前）三個出生世代；晚婚研究中分為1970年以前、1970年-1979年和1980年-1990年5月以前（男性為1980年-1988年5月以前）三個出生世代（見表1）。另外，雙方的民族相同為族內，民族不同為族際，通過分族內族際來分析同居雙方的民族類型是否會影響他們的初婚進入，從而探討隨著世代的推進，少數(shù)民族流動人口的同居水平是真的提高了，還是由于民族類型不同使他們的初婚進入有阻礙從而選擇同居。

其他作為控制變量的自變量包括：（1）是否與親屬同住，以檢驗親屬同住對初婚進入的影響，親屬流動原因只包括務工、經商、拆遷搬家、投親靠友、學習培訓、參軍、異地養(yǎng)老，這些親屬流動原因外生于初婚進入。盡管我國婚姻觀念正在日趨多元化，但男大當婚、女大當嫁是中國傳統(tǒng)的婚姻習俗，現(xiàn)在這一觀念更多體現(xiàn)在對大齡未婚子女的催婚和逼婚中[27]。因此，親屬同住對流動人口初婚進入的影響是否顯著能說明當前初婚進入模式是否真的發(fā)生了變化；（2）雙方是否同住，以檢驗同居是流動致因，即雙方流動一段時間后才開始進入同居事件，還是偏向于傳統(tǒng)的事實婚姻；（3）受教育程度，包括未上過學、小學、初中、高中/中專、大學及以上五類，從表1可知，少數(shù)民族流動人口中初中受教育程度占比最大；（4）性別，隨著女性勞動市場參與率的提高和性別平等意識提高，流動對女性的婚姻觀念的觸動相對更大，婚姻上的自主權不斷提高，但具體表現(xiàn)為哪種初婚進入形式需要進一步分析；（5）戶口性質，分為農業(yè)戶口和非農業(yè)戶口，農業(yè)戶口的比例占絕大多數(shù)，在分析中作為參照組；（6）流動范圍，包括跨省、省內跨市、市內跨縣三類，以探討流動距離的影響。此外還控制地區(qū)差異，包括東、西、東北和中部地區(qū)，以聚焦不同地區(qū)少數(shù)民族流動人口的初婚進入特征，分析少數(shù)民族流動人口的同質性與異質性。

表1 不同初婚進入的變量描述統(tǒng)計

3.3 回歸模型

本文采用事件史分析，運用離散時間Logit模型進行回歸分析。這種方法允許我們結合時變和非時變變量，避免了比例風險的假設[28]，其次是它能夠解決刪截問題，因為有一部分流動人口在調查時處于初婚未進入狀態(tài)，他們之后是否進入初婚并沒有觀測到。因此，分析中對樣本從本文的最低婚齡開始進行人年數(shù)據(jù)改造，一直改造到調查時的年齡，每個人年間隔有一個記錄，其中一個記錄中記錄了一個有可能發(fā)生婚姻事件的人。

用Pit代表個體i在時間t上發(fā)生初婚進入事件的概率，Xi代表不隨時間變化的變量，Xit代表時變變量，運用下列Logit 模型擬合樣本數(shù)據(jù)。

進入初婚即傳統(tǒng)婚，因變量是三分類無序變量，族內婚和族際婚為分析組，未婚為參照組。未進入初婚即晚婚和同居的因變量是兩分類變量，晚婚研究中對于已達晚婚年齡的人口處于晚婚狀態(tài)標為1，處于初婚狀態(tài)標為0；同居研究中對于已達婚齡的人口處于同居狀態(tài)標為1，處于初婚狀態(tài)標為0。

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 描述性結果

從不同出生年份的少數(shù)民族和漢族流動人口的晚婚和同居比例，可以看出：各出生群體中少數(shù)民族的同居比例和晚婚比例均大于漢族，至調查時點進入晚婚的漢族群體的晚婚比例為17%，少數(shù)民族群體為18%（見圖1）。

圖1 不同出生年份分民族的晚婚和同居比例

表2顯示了少數(shù)民族初婚進入在總樣本和不同自變量間的差別?？偟膩砜?，我國少數(shù)民族流動人口的同居比例為3.47%，晚婚比例為4.99%，族內初婚比例為34.34%，低于族際初婚（51.31%）。分出生世代，80年代前出生群體的族內初婚比例大于族際初婚比例，80年代和90年代出生群體的族際初婚比例大于族內初婚比例；80年代及80年代前出生群體約90%進入初婚，相比80年代前出生群體，80年代出生群體中族內初婚的比例下降，族際初婚的比例上升，晚婚和同居比例增加。

從同居雙方的民族類型來看，族內同居的比例（3.76%）大于族際（3.01%）。從受教育程度看，（1）隨著受教育程度的提高，同居比例降低。大學及以上受教育程度群體的同居比例為1.01%，相比未上過學群體降低了3.65個百分點，從另一個方面說明族內同居比例大于族際，可能與受教育程度有關，但仍需要進一步控制變量進行分析。（2）晚婚比例在未上過學和大學及以上受教育程度群體基本一致，分別為7.72%和8.02%，且比其他受教育程度群體均要更高，盡管晚婚在這兩類群體的比例相近，但內在的作用機制卻完全不同，隨著年齡增長，最終導致較大的未婚比例差距，在圖2具體分析。（3）未上過學、小學受教育程度群體的族內初婚的比例大于族際，且差距隨受教育程度的降低而增大，未上過學群體的差距為47.50%，但初中、高中、大學及以上的族際初婚比例大于族內，差距隨受教育程度的提高而增大，大學受教育程度群體兩比例的差距為52.74%，說明受教育程度越低越偏向于族內婚，越高越偏向于族際婚。

另外，與親屬同住的少數(shù)民族流動人口的初婚比例大于不與親屬同住群體，同居和晚婚的比例小于不與親屬同住群體。分性別來看，女性的族際初婚、族內初婚、同居比例大于男性，男性的晚婚比例大于女性。分戶口性質，戶口類型對族際族內婚的作用不同，農業(yè)戶口群體的族內初婚比例大于非農業(yè)戶口群體，族際初婚比例小于非農業(yè)戶口群體；農業(yè)戶口群體的同居和晚婚比例均大于非農業(yè)戶口。分流動范圍，流動距離越遠的群體晚婚和同居比例越大，省內跨市流動群體的族內初婚比例最大（44.84%），跨省流動群體的族際初婚比例最大（49.90%）。不同地區(qū)之間也存在差異，西部地區(qū)族內初婚比例最高，族際初婚比例最低；東部地區(qū)同居和晚婚比例最高。

表2 少數(shù)民族初婚進入在不同自變量間的差別③同居、晚婚、族內初婚和族際初婚比例是每一組的事件發(fā)生數(shù)與這一組的樣本人口總數(shù)之比，比如總樣本的晚婚比例是晚婚人數(shù)與晚婚研究中總樣本數(shù)之比。另外，括號內是每一組的標準誤。

通過表2對不同受教育程度群體的初婚進入的描述性統(tǒng)計分析可知，晚婚比例在未上過學和大學及以上受教育程度群體基本一致。由于不同受教育程度的具體上學年限不同，結婚與上學一般會存在時間沖突，但這種差異會隨著年齡的增長而變化。因此，圖2通過分受教育程度的進入初婚Kaplan-Meier生存曲線具體分析初婚水平隨年齡的變化。從圖2可知，小于24周歲的婚齡人口中擁有大學及以上受教育程度的群體的未婚比例最大，其次是小學及以下、高中和初中，在少數(shù)民族流動人口中初中受教育程度群體達到平均的少數(shù)民族流動人口受教育程度，且受上學和婚姻沖突影響較小，因而進入初婚的年齡最早；在年齡為24-27周歲的人口中，大學及以上受教育程度群體的未婚比例快速下降，可能與這個年齡階段基本完成大學教育有關，因為如果按照7歲為開始上學年齡計算的話，23周歲基本完成大學階段的教育；年齡為27周歲及以上人口的未婚比例與受教育程度開始呈現(xiàn)負向關系，大學及以上受教育程度群體的未婚比例轉為最小，其次是高中、初中和小學及以下。由于年齡為27周歲以上人口除博士研究生外，基本已經完成了上學，不再受結婚與上學沖突的影響，從圖中可以看到27周歲以上人口中大學及以上受教育程度群體的未婚比例仍在繼續(xù)快速下降，與小學及以下受教育程度群體的差距逐漸擴大，因此，盡管本文受限于橫截面數(shù)據(jù)，但至少從24-27周歲和27-30周歲這兩個相鄰年齡階段的受教育程度與未婚比例的關系變化速度，也說明高等教育對初婚的影響與受教育程度更高群體存在結婚與上學的時間沖突有關，受教育程度會提高少數(shù)民族流動人口初婚進入的比例。

圖2 分受教育程度的進入初婚Kaplan-Meier生存曲線

通過對大學及以上受教育程度群體隨年齡增長、學業(yè)完成，未婚比例由最大到最小過程的分析。本文將女性在28周歲及以上，男性在30周歲及以上仍未結婚定義為晚婚，以消除結婚與上學沖突的影響來分析實際晚婚水平，在下文將對我國少數(shù)民族流動人口初婚進入進行離散時間Logit回歸分析，包括初婚、晚婚和同居，以檢驗控制其他變量后，究竟哪些因素會顯著地影響到初婚進入以及各因素在不同初婚進入形式中的作用有何差異。

4.2 影響我國少數(shù)民族流動人口初婚進入的因素

少數(shù)民族流動人口初婚進入，即初婚、晚婚和同居的回歸結果顯示（表3）：在初婚方面，我國少數(shù)民族流動人口中90年代出生群體的族際、族內初婚的發(fā)生比（odds ratio）都在下降，80年代前出生群體的族內、族際初婚發(fā)生比分別是90年代出生群體的1.1倍和1.28倍，但相比80年代前出生群體，80年代出生群體族際初婚發(fā)生比提高了13.52%，說明因流動通婚圈的擴大，促使少數(shù)民族流動人口的族際通婚觀念發(fā)生變化，族內婚的概率下降，而族際通婚的概率在提升。在晚婚和同居方面，80年代和90年代出生群體的晚婚發(fā)生比分別是70年代前出生群體的4倍和10.13倍，90年代出生群體的同居發(fā)生比是80年代前出生群體的20.77倍。因此，與之前出生世代比較，盡管族際通婚的概率在提升，但當前進入婚姻事件的群體不進入初婚，選擇晚婚和同居的可能性提高。與親屬同住能顯著提高族際和族內初婚發(fā)生比，降低晚婚和同居發(fā)生比，尤其是晚婚。親屬同住對大齡未婚子女的婚姻能起到監(jiān)督作用也在另一方面反映我國少數(shù)民族流動人口的初婚不進入可能只是暫時性的，表現(xiàn)為推遲初婚進入，他們自身進入初婚意愿仍較高，驗證了假設4。

表3 初婚進入的影響因素回歸結果

分教育程度，未上過學群體的族內初婚發(fā)生比最大，其次是初中、高中和大學及以上，小學和未上過學群體的發(fā)生比沒有顯著差異；高中和初中群體的族際初婚發(fā)生比大，這兩個群體具有達到平均受教育年限和流動時間較長的優(yōu)勢，其次是大學及以上、小學和未上過學。因此，受教育程度較低偏向于族內初婚，受教育程度較高、流動時間長的偏向于族際初婚。在這里，回歸分析結果支持了假設1。對于大學受教育程度群體的初婚進入在晚婚模型中進一步分析。另外，跨省流動群體的族際初婚發(fā)生比大于省內跨市和市內跨縣群體，說明流動范圍越廣，族際婚可能性越高，分析結果支持假設2，而族內初婚發(fā)生比與省內跨市、市內跨縣群體無顯著差異；分性別看，男性的初婚發(fā)生比低于女性，族際初婚發(fā)生比比女性低34.63%，族內初婚發(fā)生比也比女性低36.15%，隨著女性婚齡人口的流出，族內男性特別是受教育程度較低或流動距離近的群體既難以找到族內也難以找到族際的配偶，在初婚進入中面臨困難。

在同居研究中，族際同居的發(fā)生比顯著高于族內同居，是族內同居的1.78倍；且流動距離越遠同居發(fā)生比越高，跨省流動群體的同居發(fā)生比最大；受教育程度越低，同居發(fā)生比越高，未上過學群體的同居發(fā)生比是大學受教育程度群體的5.71倍。因此，盡管我國少數(shù)民族流動人口的同居發(fā)生比確實在上升，但種同居形式又不同于現(xiàn)代意義上的同居，因為受教育程度低、流動距離遠且雙方民族類型不同的群體，特別是男性群體（男性的同居發(fā)生比是女性的1.86倍），選擇同居的可能性最大。這一方面可能與少數(shù)民族群體存在族內族際婚的模式有關，由于流動的影響增加了與伴侶民族類型不同的可能性，而通過對初婚的分析可知受教育程度較低群體偏向于族內婚，傳統(tǒng)婚姻習俗仍會通過上輩人影響當前初婚世代人口，使族際婚相比族內婚面臨更多的阻礙，因此，當族際之間的初婚進入受到阻礙時，會增大同居的可能性；另一方面是受教育程度較低群體由于較早進入社會，特別是流動使可接觸的異性資源更多，增加了他們在未達到結婚年齡就有伴侶的可能性，這些人到達結婚年齡后可能沒有或沒來得及登記結婚，所以在調查時點仍為同居狀態(tài)。假設3得到了驗證。

此外，因為同居還有一種形式是農村地區(qū)通過辦酒宴形成事實婚姻但并未進行法定婚姻登記的情況，這種同居本質上與族內初婚是無區(qū)別的，同居雙方并不一定一起居住，因此本文在同居分析中加入了雙方是否同?。ü餐鲃釉谕∏埃┑淖兞浚詸z驗同居是傳統(tǒng)的事實婚姻還是流動致因，結果顯示變量非常顯著，雙方同住的同居是不同住的1.82倍，說明少數(shù)民族流動人口的同居不同于農村地區(qū)通過辦酒宴形成事實婚姻的同居，更偏向于雙方均為流動人口、共同居住的同居，由于流動原因選擇同居來暫時或較長時間代替初婚。

最后，在晚婚研究中，男性的晚婚發(fā)生比高于女性，是女性的1.82倍；省內跨市和市內跨縣群體的晚婚發(fā)生比是跨省流動群體的1.28倍和1.47倍，說明跨省流動使可接觸的婚姻資源增加，降低了晚婚的比例，分析結果再次驗證了假設2；高中受教育程度群體的晚婚發(fā)生比最低，其次是大學及以上、初中、小學和未上過學群體，由于上學年限，大學及以上受教育程度群體的晚婚發(fā)生比略大于高中，但整體上，受教育程度較高群體的晚婚發(fā)生比更低。本文結果與其他文獻不一致主要是因為本文對晚婚年齡做了更合理的調整，剝離出結婚與上學的時間沖突后，受教育程度較高的少數(shù)民族流動人口的初婚進入可能性是較大的，應聚焦受教育程度較低群體面臨的初婚進入問題。

總體而言，受教育程度較高群體的晚婚、同居發(fā)生比更低，族際初婚的發(fā)生比更高；受教育程度較低群體的族內初婚、晚婚和同居發(fā)生比均更高，從流動范圍進一步細分，流動范圍較近的低受教育程度群體晚婚發(fā)生比更大，流動范圍較遠的低受教育程度群體同居發(fā)生比更大。

5 結論與討論

在中國婚姻家庭觀念發(fā)生轉變的背景下，隨著少數(shù)民族人口流動參與率的不斷提高，他們的婚姻觀念和婚姻行為在城市現(xiàn)代化進程和傳統(tǒng)民族婚俗的雙重影響下，具有與全國的初婚模式變遷不同的特征。因此，本文對少數(shù)民族流動人口初婚進入的研究既考慮一般意義上的傳統(tǒng)婚、晚婚、同居發(fā)展狀況，又考慮少數(shù)民族的族內婚、族際婚的差異及變化。研究發(fā)現(xiàn)如下：

本文對初婚進入的描述統(tǒng)計顯示：（1）我國少數(shù)民族流動人口的同居比例為3.47%，晚婚比例為4.99%，族際初婚比例比族內初婚大；（2）受教育程度越低越偏向于族內婚和同居，越高越偏向于族際婚；（3）盡管晚婚比例在未上過學和大學及以上受教育群體基本一致，分別為7.72%和8.02%，但內在作用機制卻完全不同；（4）通過Kaplan-Meier生存曲線具體分析初婚水平隨年齡的變化，發(fā)現(xiàn)隨著受教育年限的完成，不再受結婚與上學沖突的影響，大學及以上受教育群體的未婚比例快速下降至最低。

通過初婚、晚婚和同居的離散時間Logit回歸進一步檢驗各因素在不同初婚進入形式中的作用有何差異?；貧w結果表明：（1）與之前出生世代比較，當前進入婚齡的少數(shù)民族流動人口進入初婚的可能性在降低，不進入初婚，選擇晚婚和同居（特別是族際同居）的可能性提高，但初婚進入只是推遲，親屬同住能顯著提高初婚發(fā)生比，受教育程度較高群體的族際初婚發(fā)生比仍較高；（2）少數(shù)民族流動人口的同居偏向于流動致因，由于流動原因選擇同居來暫時或較長時間代替初婚，但受教育程度低、流動距離遠、雙方民族類型不同的群體，選擇同居的可能性最大，這一方面與少數(shù)民族群體存在族內族際婚的特殊性有關，由于流動的影響增加了與伴侶民族類型不同的可能性，而受教育程度較低群體偏向于族內婚，傳統(tǒng)婚姻習俗仍會通過上輩人影響當前初婚世代人口，使族際婚相比族內婚面臨更多的阻礙，因此當族際之間的初婚進入受到阻礙時，會增大同居的可能性；另一方面是受教育程度較低群體由于較早進入社會，特別是流動使可接觸的異性資源更多，增加了他們在未達到結婚年齡就有伴侶的可能性，這些人到達結婚年齡后可能沒有或沒來得及登記結婚。（3）流動范圍較近群體的晚婚發(fā)生比更大，流動范圍較遠群體的同居、族際初婚發(fā)生比更大，這與流動范圍更大、婚姻市場更廣有關，但選擇同居還是族際婚要結合受教育程度分析。（4）少數(shù)民族男性流動人口的族際初婚和族內初婚發(fā)生比均低于女性；晚婚和同居發(fā)生比均高于女性，這反映出少數(shù)民族男性流動人口在初婚進入中處于不利地位，隨著女性婚齡人口的流出，族內男性特別是受教育程度較低或流動距離較近的男性既難以找到族內也難以找到跨族的配偶。

因此，我國受教育程度較高的少數(shù)民族流動人口的初婚進入可能性是較大的，我們應更多地關注受教育程度較低的流動人口群體，他們的晚婚和同居發(fā)生比均更高，他們既要面對受教育程度較高群體的族際婚增加造成的族內婚姻資源的不平衡，又要受傳統(tǒng)婚姻觀念對族際婚的影響，傳統(tǒng)婚姻習俗與現(xiàn)代化沖擊的交織使他們在初婚進入上面臨更復雜的表現(xiàn)形式，背后的深層原因值得深入思考和探究。此外，應提高少數(shù)民族人口流動性和加強人力資本投資，推動民族間在婚姻行為和婚姻文化上交融互嵌，使受教育程度較低的少數(shù)民族流動群體能實現(xiàn)初婚進入。