城市規(guī)模對初婚年齡的影響研究
——來自CLDS2016的經驗分析

李光勤，馮亞芳，公衍磊

（1.安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030；2.中共江蘇省委黨校 經濟學教研部，江蘇 南京 210009；3.上海財經大學 金融學院，上海 200433）

一、引言

我國是世界上少數(shù)實行戶籍制度管理的國家之一。改革開放以前，由于嚴格的戶籍制度限制，居民在城鄉(xiāng)、地區(qū)之間的轉移非常困難。改革開放以來，隨著戶籍制度管理的不斷放松，人口迅速涌入城市，促進了我國國民經濟的飛速發(fā)展。城市規(guī)模不斷擴大，在發(fā)揮集聚優(yōu)勢的同時也催生了一系列社會問題。近年來，大城市“剩男剩女”數(shù)量的急劇增加逐漸成為全社會關注的熱點問題。第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示2010年中國城市30歲以上的大齡未婚人口已經超過2 200萬人，占同序列人口比重30%。國家民政部調查數(shù)據(jù)顯示我國平均初婚年齡從1990 年的23.4 歲提高到2017 年的26.8歲，初婚年齡的持續(xù)延遲導致大齡單身居民群體不斷壯大。這種趨勢在許多大城市尤為明顯，上海、廣州、南京等多個城市的平均初婚年齡已超過30 歲，高于許多發(fā)達國家（地區(qū)）水平，大城市已經成為大齡未婚人口集聚的“重災區(qū)”①數(shù)據(jù)來自國家民政部和各地民政局調查數(shù)據(jù)，其中，南京2017年的初婚平均年齡達到了32.6歲，廣州為30.8歲，上海在2015年男女的平均初婚年齡分別為30.3歲和28.4歲，而2017年美國男女平均初婚年齡分別為29.5歲和27.4歲，英國分別為31歲和29歲。另外，著名婚戀網站“世紀佳緣”的大數(shù)據(jù)顯示，2016-2017 年該網站注冊的有明確交友目的的單身青年人數(shù)前三的城市分別為北京、廣州與上海。?；閼俨粌H是居民的個人選擇問題，也是關系社會和諧穩(wěn)定發(fā)展的大問題。初婚年齡的持續(xù)推遲為我國生育率低迷和人口結構老齡化程度的加劇埋下隱患。中央高度重視這一現(xiàn)狀，2017年發(fā)布的《中長期青年發(fā)展規(guī)劃（2016-2025年）》就提出要切實服務居民婚戀交友，重點做好大齡未婚居民群體的婚姻服務工作。

對于初婚年齡不斷推遲的原因，已有研究做出了許多有益探討。從宏觀視角來說，社會變遷因素包括適婚年齡人口基數(shù)和結構的變動，［1-2］技術進步導致單身成本的下降，［3-4］市場化進程中結婚成本的增加，［5］政策和社會制度的變遷等均會對居民初婚行為產生影響。［6-7］而從個人微觀視角來看，個人的教育獲得、［8］女性經濟獨立和勞動參與［9］等均會顯著推遲初婚年齡。但是，鮮有學者從經濟學視角探討城市規(guī)模對居民初婚行為的影響，為何大城市的男女更容易被“剩下”？現(xiàn)有的研究難以對這種現(xiàn)實狀況進行解釋。

根據(jù)布迪厄的場域理論，城市作為人們參與社會活動的主要場所，必然會對個人行為的選擇模式產生重要影響。而在城市化進程不斷加快的背景下，城市規(guī)模對居民生活的影響一直是國內外學術界關注的熱點問題，已有相關研究主要從以下三個方面展開：一是探討城市規(guī)模對個人生活方式的影響，包括居民的消費模式、儲蓄模式、出行方式等；［10-12］二是城市規(guī)模對個人主觀感受的影響，如流動人口的定居意愿、居民的幸福感等；［13-14］三是城市規(guī)模對個人機會獲得的影響，如個人發(fā)展空間、工資收入、就業(yè)機會等。［15-16］但是，關于城市規(guī)模對個體初婚年齡的影響現(xiàn)有研究尚未涉及。我國目前仍處于快速城鎮(zhèn)化階段，未來十幾年間數(shù)以億計的人口將從農村涌入城市，從小城市涌入大城市②聯(lián)合國秘書處經濟和社會事務部人口司發(fā)布的《世界城市化展望2018》預測，到2030年中國城市化率將達到約70%，對應城鎮(zhèn)人口為10.2億，比2017年增加約2億；到2047年城鎮(zhèn)人口達峰值時將比2017年再增加約2.76億。。在此背景下，研究城市規(guī)模對居民婚戀行為的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

本文針對大城市居民初婚年齡延遲的現(xiàn)象構建計量經濟學模型，考察城市規(guī)模是否影響居民初婚年齡以及具體的影響機制。本文的主要創(chuàng)新點和貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，揭示了城市規(guī)模與“剩男剩女”現(xiàn)象之間的關系，拓寬城市規(guī)模影響個體行為選擇的相關研究領域；第二，本文從房價和個體學歷的角度考察了城市規(guī)模影響個體初婚年齡的具體渠道，一方面彌補了現(xiàn)有研究的不足，另一方面為大城市改善“剩男剩女”狀況提供了方向和指導建議；第三，鑒于城市大齡單身居民群體的不斷壯大，本文的研究成果能夠對改善我國持續(xù)低迷的生育率和人口老齡化結構提供幫助，有利于社會的和諧穩(wěn)定。

二、文獻回顧與理論假說

場域理論表明個體的行為選擇模式必然會被該行為發(fā)生的場域影響。隨著城市化進程的不斷加速，城市規(guī)模不斷擴大，已有許多研究關注了城市規(guī)模作為主要因素對個體行為的影響程度和路徑。首先，一般而言，大中小城市的開放性存在較大差距，大城市的居民由于受到更多外來文化的沖擊，因此更有可能接受西方“重視各自經濟獨立性、試婚、同居、單身價值”等觀念的影響，［9］［13］城市規(guī)模的擴張重塑了社會秩序，大城市中居民之間的社會聯(lián)系不再緊密，［17］個人的婚戀行為受到的社會干預程度較小。第二，城市化本身伴隨著工業(yè)化以及人的理性化和流動性，這些因素共同構成了現(xiàn)代社會疏離、復雜與不確定的人際關系特征，“陌生人社會”顯著增加了婚姻搜尋和匹配的難度。［18］第三，居民在發(fā)生婚戀行為之前進行搜尋的過程中存在時間成本，［19］相比中小城市，大城市生活與工作壓力更大，嚴重擠壓了居民的業(yè)余可支配時間，縮小了婚戀社交圈，進而減少了擇偶的機會，這也是大城市激烈的社會競爭壓力內化為個人奮斗動力的結果體現(xiàn)。［20］第四，大城市能夠為居民提供更多的職業(yè)發(fā)展機會和工資收入，［21］根據(jù)機會成本理論，居民選擇單身會在職業(yè)獲得上收到更大的收益，從而導致結婚年齡的推遲。［22-23］

以上論述可以說明城市規(guī)模與居民初婚年齡之間存在正向關系，即城市規(guī)模越大，初婚年齡越晚，但在不同時期這一影響的程度可能存在顯著差異。首先，從社會觀念來看，個人的行為選擇不可避免會受到社會干預，人們僅擁有相對擇偶自由權，加之中國傳統(tǒng)觀念對婚姻與家庭的重視，這也是“中國式逼婚”產生的原因。［24］在傳統(tǒng)社會觀念的強烈干預下，居民會普遍較早地進入婚姻，城市規(guī)模對初婚年齡的影響比較有限。但是隨著時間推移，開放程度不斷加深，社會對個人婚姻選擇的干預程度減弱，［25］而個人因素對婚姻選擇行為的影響程度不斷加深，進而城市規(guī)模對居民初婚年齡的影響逐漸加深。其次，婚姻存在支付成本，包括戀愛花費和結婚成本（包括彩禮、婚禮花費和住房等）。在過去幾十年間，我國居民的婚姻支付成本大幅度上升，在不同規(guī)模城市間的差異也逐漸擴大。［26］以住房為例，中國自1994年實施分稅制和1999年住房體制改革以后，地方政府已逐漸形成土地財政依賴型的發(fā)展模式，2006-2010 年間中國房價收入比的城市分異呈現(xiàn)擴大趨勢，相比中小城市，大城市的房價收入比上漲更為明顯，［27］這也導致居民所面臨的婚姻支付成本與城市規(guī)模成正比，越來越多來自大城市的居民表示“結不起婚”。最后，在過去幾十年間，我國社會經歷了劇烈的變遷和發(fā)展，居民的受教育年限不斷增加，人口流動規(guī)模迅速擴大，更多的女性能夠實現(xiàn)經濟獨立且參與社會勞動分工的程度不斷加深，這些因素都會對初婚年齡產生顯著的推遲作用?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦吕碚摷僬f：

假說1：居民所在城市的規(guī)模越大，其初婚年齡越晚，這種影響隨著時代變遷逐漸加深。

Santos和Weiss指出婚姻存在消費成本，包括住房、子女教育等，表明婚姻需要一定的經濟基礎，其中住房作為組織家庭的必要物質條件對居民的婚戀決策具有重要影響。［28］國外已有許多學者研究了住房對個人婚姻決策的影響，證實了住房對組建家庭的重要性，并發(fā)現(xiàn)住房價格的變動對居民的初婚年齡、婚姻穩(wěn)定性等具有顯著影響。［29］在我國，早期的分配住房制度下居民的婚后住房主要通過租用公房和與父母同住來解決，因此結婚費用并不包含婚房。［30］但自改革開放以來，隨著定額分配的平均主義消費模式被打破和居民收入水平的不斷提高，消費主義和物質文化在我國居民群體中興起，在婚姻市場上擇偶標準也不斷變遷，對生理屬性的偏重被重視社會和經濟屬性所取代，［23］住房作為婚姻成本的重要組成部分和個人經濟實力的重要體現(xiàn)，在大多數(shù)居民的婚戀觀念中仍然屬于剛需，家庭是住房的主要需求方，大多數(shù)的購房行為都是在做出婚姻決策時產生的；通過實證研究表明房價的上漲會對居民的初婚行為選擇產生影響，造成初婚率下降。［31］而自2004年政府土地供給政策變更以來，我國房地產市場逐步發(fā)展成熟，各地住房價格都經歷了跳躍式上漲，全國平均房價從2003年的2 390元/平方米上漲到2016年的9 966元/平方米，一個顯著的現(xiàn)實是人口規(guī)模越大的城市房價漲幅也越高，范紅忠等的研究也證實了城市人口規(guī)模和房價之間的正相關關系，人口規(guī)模越大的城市房價越高，大城市飛漲的房價已經成為居民步入婚姻的巨大障礙。［32］

以上內容表明了城市規(guī)模能夠通過影響房價對居民的初婚年齡產生推遲作用，但對男女雙方的影響程度存在差異。這是因為傳統(tǒng)的性別角色分工仍然強烈影響著現(xiàn)有的婚戀觀念，擇偶時對男女雙方的要求也各有側重，住房仍然被大多數(shù)人認為是男性應當承擔的成本，F(xiàn)ang 和Tian 的研究表明住房面積在婚姻市場上被用來區(qū)分男性的質量；［33］殷晶晶通過問卷調查研究表明71%的女性認為男性必須有房才能結婚；［34］李斌等探討了中國的“丈母娘經濟”，認為男孩需要通過擁有住房來提高自身在婚姻市場上的競爭力。［35］另一方面，由于現(xiàn)代社會的壓力使得男性難以獨自承擔經濟壓力，隨著女性勞動參與率的不斷增加，女性的經濟能力在婚姻市場上也越來越被重視。［36］我國自1973年實行計劃生育政策以來，獨生子女已經開始步入適婚年齡，中國社會中父母對子女的代際支持發(fā)揮作用，［37］女性在婚姻支付中開始承擔越來越大的壓力?；谏鲜鰞热荩岢鋈缦吕碚摷僬f：

假說2：城市規(guī)模通過抬高房價對居民的初婚年齡產生推遲作用，對男性初婚年齡的推遲作用大于女性。

1999 年我國開始高校擴招，2003 年研究生開始擴招，截至2013 年，大學招生人數(shù)占適婚年齡居民的比例由不足5%上升到2013年的44%，研究生招生人數(shù)由不足2‰上升至4%。高學歷人員規(guī)模不斷增加，同時女性占比也持續(xù)提高，2016年在校女研究生占全部研究生的比重達到50.6%，已超過半數(shù)。規(guī)模不斷擴大的高學歷群體在進行就業(yè)選擇時，為了獲得優(yōu)質的公共服務和更好的職業(yè)發(fā)展涌入大城市，［38］憑借其學歷優(yōu)勢取得更好的職業(yè)表現(xiàn)，在大城市順利立足。［39］許多研究已經證明了教育年限的增加對初婚年齡推遲的影響，朱州和趙國昌的研究表明每多接受1 年高等教育，適婚居民的初婚年齡將推遲1.5年，因此大專、本科教育會將初婚年齡推遲4.5年和6年。［40］大城市中高學歷人員的集聚會推遲其初婚年齡。

高學歷對大城市居民初婚年齡的影響存在性別差異。首先，由于試錯成本更高，女性在擇偶時通?？紤]得更加全面，擇偶標準更高，對男性更加挑剔，［41-42］這會增加婚姻匹配的難度。其次，由于婚姻的同類匹配原則和“男高女低”的擇偶梯度的存在，導致婚姻中女性的受教育程度往往低于或等同于男性，也就是說男性隨著學歷的提升可選擇的婚配對象不斷增加，但女性隨著學歷的提高可選擇的婚配對象不斷減少，高學歷女性受到更大的婚姻擠壓。另外，從生理特征來說，女性相比男性可生育年齡更短，高等教育本身也占用了較長的可生育時間，在女性的生育特征被擇偶對象重視的現(xiàn)實背景下，高學歷女性在婚姻市場上處于尷尬境地。因此大城市中高學歷女性往往承受更大的婚配壓力。［43-44］基于上述內容，提出如下理論假說：

假說3：城市規(guī)模越大，擁有學歷越高者初婚年齡更晚且存在性別差異。

三、計量模型與變量說明

1.計量模型

根據(jù)上文的理論假說，本文設定的計量模型重點檢驗城市規(guī)模對初婚年齡的影響。因此，本文的基本計量模型設定如下：

其中，i表示樣本個體，k表示i個體所在的城市，marr_age表示結婚年齡；citypop表示城市規(guī)模；X代表影響初婚年齡的其他控制變量矩陣；city表示城市固定效應，用于捕捉隨地區(qū)變化的一些因素；ξ為隨機擾動項；γ為控制變量對應的系數(shù)矩陣。β為本文關心的系數(shù)，代表城市規(guī)模對初婚年齡的影響程度。如果β為正，說明城市越大，初婚年齡越大，即揭示城市規(guī)模越大，“剩男剩女”越多。

2.數(shù)據(jù)與變量

本文使用中山大學的中國勞動力動態(tài)調查2016 年數(shù)據(jù)（CLDS2016）進行實證研究。CLDS 數(shù)據(jù)庫由中山大學社會科學調查中心成立的中國社會科學調查平臺（世界一流大學配套專項）搜集和建立，是中國第一個以勞動力為主題的全國性跟蹤調查數(shù)據(jù)庫。主要聚焦于中國勞動力的現(xiàn)狀與變遷，內容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動、基層組織等眾多研究議題，是一項跨學科的大型追蹤調查，樣本覆蓋中國29個省、自治區(qū)、直轄市（除港澳臺、西藏、海南外），調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（15-64歲的家庭成員）。

本文關注的主要問題是城市規(guī)模對初婚年齡的影響，因此使用的是調查對象的初婚年齡及其現(xiàn)居城市的人口規(guī)模數(shù)據(jù)。這里存在一個問題，如果調查對象存在婚內遷徙行為，則顯然其現(xiàn)在居住城市的人口規(guī)模不能對本研究做出貢獻，而CLDS 數(shù)據(jù)庫并不能區(qū)分調查對象婚后是否存在遷徙的情況。針對這一情況，本文認為人們更傾向于在婚前進行流動，而婚后則較為穩(wěn)定，因此在樣本足夠大的情況下忽略婚后遷徙的情況。

本研究的因變量是初婚年齡，通過調查對象初婚發(fā)生的年份與出生年份相減得到。通過對原始數(shù)據(jù)的簡單整理，刪除年齡為負值、小于19 歲的以及大于60 歲的樣本，最后剩下15 518個樣本。核心解釋變量是城市規(guī)模，主要采用每個樣本所在城市的2010 年人口（在表1 中，還采用不同的年份城市人口代表各自年份的城市規(guī)模）來衡量，考慮每個年代的居民初婚年齡是受到不同年代城市規(guī)模的影響，因此在穩(wěn)健性檢驗過程中，將樣本按年齡進行分組后，使用其適婚年齡時對應的城市人口進行匹配。從表1 的初婚年齡特征來看，樣本最小初婚年齡為19歲，最大初婚年齡為56歲，平均初婚年齡為23.98 歲，但是標準差達到3.765，說明樣本之間的初婚年齡相差較大。根據(jù)初婚年齡的數(shù)據(jù)特征，本文制作了初婚年齡的核密度圖（見圖1），可以看出樣本的初婚年齡主要分布在20-30 歲，比較符合傳統(tǒng)觀念中對結婚年齡的預期，但仍存在較多30 歲以上的初婚人數(shù)，即所謂的“剩男剩女”。

圖1 樣本初婚年齡的核密度圖

表1 描述性統(tǒng)計

根據(jù)文獻部分對初婚年齡影響因素的梳理和總結，本文選取如表1所示的控制變量，具體包括樣本的個體及其家庭特征變量：

個人特征變量包括：年齡：采用個人的實際年齡衡量。受教育水平：采用個人的受教育年限表示，小學畢業(yè)為6年的教育經歷；初中畢業(yè)為9年；高中和職高畢業(yè)則為12年；大專畢業(yè)為15年；本科畢業(yè)為16 年；碩士畢業(yè)為19 年；博士畢業(yè)為22 年。性別：男性為1，女性為0。政治面貌：1 表示共產黨員，0 表示非共產黨員。戶籍：在問卷中，戶口的類型有農業(yè)戶口、非農業(yè)戶口和沒有戶口，刪掉沒有戶口的樣本，將非農戶口賦值為1，其他為0。

家庭特征變量包括：兄弟姐妹數(shù)量：采用樣本所在家庭的子女總數(shù)（不包括樣本本身）衡量。父母的受教育水平：采用父母受教育水平較高一方的受教育年限衡量。父母的政治面貌：如果父母有一方為共產黨員則賦值為1，否則為0。父母的戶口：如果父母有一方的戶口為非農業(yè)戶口則賦值為1，否則為0。

四、結果分析

1.基準回歸

根據(jù)理論假說和式（1），本文首先采用普通最小二乘法（OLS）對模型進行基準回歸（見表2）。第（1）列僅考慮核心解釋變量城市人口規(guī)模對初婚年齡的影響，第（2）列和第（3）列分別加入了個人和父母的特征變量，第（4）列同時加入家庭和個人的特征變量，在此基礎上，為了明確初婚年齡主要受到父母哪一方的影響，第（5）列和第（6）列將父母特征變量分別換成父親的特征變量和母親的特征變量。六個模型的估計均顯示城市人口規(guī)模對居民的初婚年齡具有顯著的正向影響，在控制變量不同的情況下，該系數(shù)均處于0.6～0.7 之間，系數(shù)變化非常小，說明城市人口規(guī)模影響居民初婚年齡這一結論受其他因素的干擾比較小，影響程度相對穩(wěn)定。以第（4）列的估計結果來看，其經濟學含義為，在控制個人和家庭因素的前提下，城市規(guī)模每增加1%，初婚年齡增加0.635年。

表2 基準回歸

控制變量中，教育的系數(shù)均為正，表明個體受教育年限的增加會顯著推遲其初婚年齡，這一結果與許多學者的已有研究成果相符。［8］父母的受教育水平也會對個體的初婚年齡產生正向影響，這可能是因為教育的代際溢出效應，即父母受教育程度越高，對子女的期望越高并且使得子女在教育上享受優(yōu)勢，從而提升了子女的受教育水平，進而推遲其初婚年齡。［45］但是由于第（4）列模型中同時加入了個體和父母的教育，父母教育的影響系數(shù)并不顯著。從戶口特征來看，個體及其父母的戶口特征對初婚年齡均呈現(xiàn)負影響，即相對農村居民，城市居民的初婚年齡更晚。這可能是因為城市居民的平均受教育年限更高，婚姻觀念更現(xiàn)代化等因素導致了初婚年齡的推遲，與此相關的是一些文獻關注了農村較為普遍的早婚現(xiàn)象，［46］而由于戶口在代際之間具有傳遞性，導致父母的戶口也對子女的初婚年齡產生影響。從性別特征來看，男性的初婚年齡要高于女性初婚年齡，這和我國的現(xiàn)實國情基本一致，男子在結婚時往往需要有一定的經濟實力來承擔買房等婚姻支付的成本，另外男女可生育年齡的生理差異也會導致男女初婚年齡的差別。［47］從政治身份來看，如果樣本是黨員，初婚年齡會增加，但如果父母有一方為黨員，子女的初婚年齡則更早。兄弟姐妹的數(shù)量對個體的初婚年齡并沒有顯著影響。一般來說，兄弟姐妹的數(shù)量越多意味著家庭的撫養(yǎng)成本越高，家庭也就相對貧困，一方面“窮人家的孩子早當家”，提前承擔社會角色可能會促使個體提早結婚；但另一方面，家庭經濟條件不好也可能使個體難以負擔日益走高的結婚成本，導致結婚推遲。因此最終兄弟姐妹數(shù)量對初婚年齡并沒有呈現(xiàn)出顯著的影響。

2.穩(wěn)健性檢驗

在基準回歸中，本文統(tǒng)一使用樣本所在城市2010 年的人口來考察城市規(guī)模與初婚年齡的關系，這是基于一個假設，即所有人的初婚年齡都是受2010 年的城市規(guī)模影響的，但事實上這里存在一個出生年代與適婚年齡的對應關系。例如，20 世紀60 年代出生的個體適婚時間大約為20 世紀90 年代，那么其初婚年齡應該受20 世紀90 年代的城市規(guī)模影響；同理20 世紀70 年代出生的個體應該受2000 年以后的城市規(guī)模影響，20 世紀80 年代出生的個體受到2010 年以后的城市規(guī)模影響。因此，為了進一步檢驗結果的穩(wěn)健性，本文對樣本的年齡段進行區(qū)分，相對應的采用2010年、2000 年、1990 年以及1983 年人口普查數(shù)據(jù)來衡量城市規(guī)模分別進行檢驗。

表3 的 第（1）列主要 考察2010 年的城市規(guī)模對“80 后”出生個體初婚年齡的影響，估計結果高度顯著，其系數(shù)為0.715，比基準回歸的系數(shù)更大，說明相比全部樣本，2010 年的城市規(guī)模對“80后”樣本的初婚年齡具有更大的影響。相對應的，第（2）列考察2000年的城市規(guī)模對“70后”出生樣本初婚年齡的影響，系數(shù)為0.637，顯著為正，與基準回歸的系數(shù)大小基本一致。第（3）列考察90年代城市規(guī)模對“60 后”出生樣本初婚年齡的影響，結果同樣為正值，但系數(shù)只有0.411，明顯小于基準回歸的估計系數(shù)。而第（4）列針對“60 前”出生樣本的估計結果顯示，城市規(guī)模對初婚年齡的影響并不顯著。從上述結果可以看出不同年代出生的個體初婚年齡受其適婚期城市規(guī)模的影響程度具有異質性，即隨著年代的久遠，影響越來越小，顯著性也在降低，說明城市規(guī)模擴大對現(xiàn)代居民初婚年齡的推遲作用越來越大。

表3 分年代子樣本回歸

控制變量中，個人教育水平對初婚年齡的影響在“60 前”樣本中不顯著，原因很簡單，20 世紀60年代以前出生的樣本學歷普遍并不高，根據(jù)我國1982年人口普查數(shù)據(jù)，初中及以下的人口占比達到93%，因此其初婚年齡受教育水平的影響并不大；而“80后”樣本中，家庭中的兄弟姐妹數(shù)量對其初婚年齡具有顯著的正向影響，這可能是因為“80 后”的適婚期恰好趕上了我國結婚消費的飛漲，剛剛進入職場的居民往往難以負擔，此時家庭給予的代際互助是個體除自致性資源以外的重要補充，［48］而兄弟姐妹數(shù)量的增加會稀釋個體所能獲取的家庭資源，這種短缺容易導致居民結婚困難；但是戶口對“80 后”樣本初婚年齡的影響不再顯著，這與我國戶籍管理制度不斷放松的現(xiàn)實國情相符，居民的戶籍與其所擁有的資源之間的關聯(lián)程度不斷下降，因此戶籍在婚姻市場上的被重視程度也不斷下降；［49］其他結果與基準回歸基本一致。

從表3的估計結果看，性別對各年齡段樣本的初婚年齡都具有顯著影響。分別考察不同年代出生的不同性別的個體初婚年齡受城市規(guī)模的影響，得到表4 的估計結果。從男性來看，隨著年代往前推移，城市規(guī)模對初婚年齡的影響平穩(wěn)減小，其中20 世紀60 年代前出生樣本的估計結果不顯著；從女性來看，城市規(guī)模對“80 后”和“70 后”個體的初婚年齡影響較大，“60 后”樣本相對較小，“60 前”樣本不再顯著；從男女對比情況來看，“80后”和“70后”的女性初婚年齡受城市規(guī)模的影響比男性更大，但“60 后”樣本受到的影響相對男性要低。城市規(guī)模擴大對“70 后”和“80 后”的女性初婚年齡推遲作用更加明顯，這可能是因為在傳統(tǒng)的性別角色分工中女性需要通過婚姻獲取經濟收益，［50］但是隨著時代變遷，相比中小城市，大城市中的女性由于受教育年限增加、參與社會勞動帶來的經濟獨立以及傳統(tǒng)社會觀念的改變等因素，不必要通過婚姻獲取社會地位，［22］導致初婚年齡的推遲。控制變量與基準回歸基本保持一致，不再贅述。

表4 區(qū)分年齡及性別檢驗

3.內生性問題

以上城市規(guī)模對初婚年齡影響的實證研究中可能存在一些內生性問題。內生性問題可能來源于以下三個方面：第一，城市規(guī)模是一個相對綜合的概念，采用城市人口衡量城市規(guī)模可能不夠準確，即存在度量誤差的問題；第二，影響初婚年齡的因素非常多，在模型中無法將這些因素全部控制，即存在遺漏變量問題；第三，初婚年齡與城市規(guī)模之間，城市規(guī)模能夠影響初婚年齡，同時一些未婚居民涌入城市也會使得城市規(guī)模變大，即兩者之間可能存在一定的互為因果關系。解決內生性問題往往采用工具變量法，本文借鑒陸銘等的思想，在全樣本檢驗中采用1953 年的城市人口規(guī)模作為2010年城市規(guī)模的工具變量，［16］并在區(qū)分年齡段的檢驗中將1953 年的城市人口規(guī)模作為幾個時期城市規(guī)模的工具變量。表5匯報了利用工具變量進行估計的結果。

表5 城市規(guī)模與初婚年齡的關系

從第一階段的估計結果來看，五個模型的F值均在10 以上，說明工具變量的估計是可信的。R2的數(shù)值均較大，說明采用1953 年普查獲取的全國城市人口規(guī)模為工具變量對后面幾個時期的城市規(guī)模均具有較強的解釋能力。第二階段的估計結果顯示全樣本情況下，2010年的城市規(guī)模對居民的初婚年齡具有顯著影響，系數(shù)為0.635，與基準回歸基本一致。分年代子樣本回歸發(fā)現(xiàn)2010年的城市規(guī)模對“80后”出生的個體初婚年齡具有顯著的正向影響，系數(shù)為0.46；2000 年的城市規(guī)模對“70 后”樣本的初婚年齡影響系數(shù)為0.416；1990 年的城市規(guī)模對“60 后”樣本的初婚年齡影響系數(shù)為0.432；“60前”樣本的估計結果不顯著。整體來看，估計結果與前面的研究結果類似?？刂谱兞康南禂?shù)與基準回歸相比也沒有顯著的變化。

五、機制分析

前文中全樣本實證檢驗結果表明在控制個體和家庭特征后城市規(guī)模對初婚年齡具有顯著的正向影響，進一步利用不同時段的城市規(guī)模以區(qū)分樣本年齡段分別進行分析，證實了城市規(guī)模擴大對個體初婚年齡的推遲作用隨著時代變遷逐漸增強。那么城市規(guī)模對初婚年齡的影響機制是什么？在上文提出的理論假說的基礎上，本文分別以房價和學歷為機制進行檢驗分析。

1.城市規(guī)模影響初婚年齡的房價機制

在當前的中國，擁有一套住房仍然是形成婚姻的重要先決條件，因此房價與城市規(guī)模之間存在的正相關關系就尤為值得關注。［32］［51］本部分借鑒丁祖昱的方法，［27］采用樣本所在城市房價與收入的比值來衡量個人的購房能力，以此為核心解釋變量考察房價收入比對初婚年齡的影響，從而間接驗證城市規(guī)模影響初婚年齡的房價機制。表6展示了房價收入比對初婚年齡的估計結果，其中房價收入比采用2010 年各個城市的商品房銷售價格與城市居民的月收入之比來衡量。第（1）列為全樣本回歸結果，交互項的系數(shù)顯著為正，即房價收入比越高，初婚年齡越大，也就是說房價較高地區(qū)的居民往往較晚進入婚姻，這也與我國的現(xiàn)實狀況一致。第（2）列和第（3）列為分性別檢驗，結果表明房價對男女的初婚年齡都呈正向影響，高房價對男性初婚年齡的推遲作用要大于女性，這與本文的理論假說2相符。

表6 城市規(guī)模影響初婚年齡的房價機制分析

當前社會對“剩男剩女”問題的關注主要集中在“80后”這一群體，全樣本檢驗采用的房價收入比為2010年的數(shù)據(jù)，與其對應的適婚年齡群體也是“80后”，因此，下文進一步對“80后”樣本進行檢驗，結果為第（4）列到第（6）列?？倶颖竞头中詣e的子樣本檢驗結果均顯示房價收入比對“80 后”群體的初婚年齡具有顯著影響，其系數(shù)均明顯大于全樣本的系數(shù)。這主要是因為“80后”在成長過程中經歷了劇烈的社會變遷，平均分配的住房制度被取消，婚姻市場上對擇偶對象經濟條件的重視程度也越來越高，［52］而商品房改革以來飛漲的房價使“是否有房”成為衡量結婚對象質量的重要指標，這一方面提高了擁有住房的居民在婚姻市場上的競爭力，促使其擴大搜尋范圍，抬高了擇偶要求，延長了搜尋時間；另一方面對于沒有住房的居民來說，高房價則顯著增加了其結婚難度。男女原有的差異化的擇偶標準（男性的資源，女性的外貌）開始逐步融合，已有許多研究證明了經濟潛力對女性婚姻的促進作用，［53］也有越來越多的居民認為住房應由男女雙方共同承擔。［54］因此，房價對“80 后”女性的初婚年齡也產生較大影響。

2.城市規(guī)模影響初婚年齡的學歷機制

根據(jù)楊克文和李光勤的結論，學歷越高的居民越可能被“剩下”。［8］如果高學歷遇到大城市會對初婚年齡產生怎樣的影響？基于此，本部分重點考察城市規(guī)模是否通過高學歷來影響個體的初婚年齡。具體的檢驗策略為式（1）中加入城市規(guī)模與樣本受教育水平的交互項。由于我國的義務教育自1986 年開始普及，高校自1999年開始擴招，因此“80后”群體是受教育年限迅速增長的一代人，也是目前重點關注的“剩男剩女”群體，因此本部分僅對“80 后”的樣本進行分析。第（1）列為“80后”的總樣本回歸結果，第（2）列和第（3）列分別為男女子樣本回歸結果。結果發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模的估計系數(shù)均不顯著，其值為負值；受教育水平的系數(shù)也不顯著，其值也為負數(shù)；只有城市規(guī)模與受教育水平的交互項系數(shù)顯著為正。這說明城市規(guī)模與學歷共同對初婚年齡起作用。其經濟學含義為：當高學歷遇到大城市，更可能被“剩下”，這就是大城市里的高學歷“剩男剩女”較多的原因。分性別來看，大城市中高學歷女性被剩下的可能性較男性更大。這一實證結果與假說3 基本相符。城市中高學歷的女性往往會受到更大的婚姻擠壓，現(xiàn)有許多研究關注了高學歷女性的婚戀難問題，［55］研究表明大部分高學歷女性具有婚戀意愿，但實現(xiàn)起來更加困難，高學歷女性也并非不結婚，只是初婚年齡更晚。表7中男性系數(shù)不顯著可能是因為樣本量過少，僅388 個；也可能是因為男性在婚姻搜尋行為中更能根據(jù)環(huán)境來調整自己的行為，在婚姻市場中可接受的范圍更大。

表7 城市規(guī)模影響初婚年齡的學歷機制分析

六、結論與建議

隨著我國城市化進程不斷推進，大城市大齡未婚居民群體不斷壯大?；閼俨粌H是居民的個人選擇問題，同時也關系著人口結構的健康和社會發(fā)展的穩(wěn)定。本文基于CLDS2016 的數(shù)據(jù)考察了城市規(guī)模對居民初婚年齡的影響，得到以下主要結論：第一，城市規(guī)模會對居民的初婚年齡產生正向影響，即城市規(guī)模每增加1%，初婚年齡增加0.635 年，隨著時代變遷這一影響程度逐漸加深，其中對男性初婚年齡的影響穩(wěn)中略升，而對女性初婚年齡的影響則大幅增加；第二，房價是城市規(guī)模影響初婚年齡的一個重要機制，大城市的高房價對男性初婚年齡的推遲作用大于女性，對“80 后”居民初婚年齡的影響比全樣本更大；第三，大城市中的高學歷居民初婚年齡更大且高學歷女性較男性更容易被“剩下”。

上述研究結論表明了大城市中的高房價和高學歷人群的集聚是城市規(guī)模影響居民初婚年齡的重要機制。為了緩解大城市中適齡居民難找對象的問題，本文建議采取以下措施：一是推行保障性住房政策，將經濟實力薄弱的適婚男女納入保障范圍，緩解其住房壓力；二是做好對適齡居民的婚戀服務工作，定期舉辦相親活動，針對高學歷人群做出相應的改進安排，有效降低婚姻搜尋的難度；三是引導健康適宜的婚戀觀念，提倡簡約的婚姻支付行為和科學的家庭分工模式，提高居民對婚姻的預期收益。