聶 霞，王春枝，張 威

（內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特010070）

一、引言

（一）研究背景

“男大當(dāng)婚，女大當(dāng)嫁”是中國一句俗語。隨著社會的發(fā)展，對結(jié)婚年齡的“大”和“小”有著不同的定義，但終究還是要進入婚姻的殿堂。然而，在當(dāng)前社會，越來越多的年輕人“晚婚”“不婚”或“恐婚”，這其中的原因到底是什么呢？Blossfeld強調(diào)由于女性受教育程度提高，在校就讀時間的延長從客觀上推遲了初婚年齡。我國平均初婚年齡從1980年的23.78歲增加到2010年的24.85歲。與此同時，1999年開始大專以上學(xué)歷人口顯著增加，伴隨而來就是適婚人口的初婚年齡推遲。在我國，初婚年齡推遲是否由接受了高等教育而產(chǎn)生，其中是否還存在其他原因，例如受適婚人口所處地區(qū)、戶口類型、個體BMI指數(shù)（體重身高指數(shù)）、住房狀況等因素的影響，這正是本文要探討的內(nèi)容。

（二）文獻(xiàn)綜述

結(jié)合國內(nèi)外對晚婚現(xiàn)象的研究，發(fā)現(xiàn)不同年代，晚婚人群的特點和原因不同。在美國，20世紀(jì)初，高學(xué)歷人群容易晚婚，具有結(jié)婚年齡與婚姻不穩(wěn)定負(fù)相關(guān)的特點，而且這一特點一直持續(xù)到20世紀(jì)晚期，此后趨于平坦。同時，晚婚的生存條件很好，但生活質(zhì)量較差，有調(diào)查表明22~25歲結(jié)婚的人最有可能保持高質(zhì)量的完整婚姻。然而，故意將婚姻推遲到二十幾歲以后的大多數(shù)人在尋求婚姻成功的道路上幾乎沒有獲得任何好處（L.Lehrer，2006）[8]。1907 年至1953年出生的美國本土白人男性晚婚的主要原因是接受高等教育，當(dāng)然也包含服兵役、就業(yè)機會、性別等因素（M.Cooney，1991）[4]。對 20 世紀(jì) 50 年代和60年代出生的同齡人的預(yù)測表明過去受過更多教育的女性結(jié)婚的可能性較?。≧.Goldstein，2001）[5]。在1979年至1986年美國青年縱向調(diào)查中，對婦女的婚史進行了市場調(diào)查。結(jié)果顯示，適婚男性數(shù)量和質(zhì)量的不足降低了女性的結(jié)婚率，而婦女經(jīng)濟獨立與結(jié)婚有積極聯(lián)系（T.Lichter，1992）[6]。在20世紀(jì)90年代，美國的婚姻種族差異中，配偶數(shù)量上的種族差異所占的比例相對較小，而與家庭背景、福利狀況和生活安排等因素相比，配偶的可獲得性指標(biāo)在初婚中所占比例更大；婦女是否在婚姻市場上“尋找”伴侶影響著婚姻市場的特點；缺少“經(jīng)濟上吸引力”的男性不是造成適婚男性缺少的唯一因素（T.Lichter，1992）[6]。21 世紀(jì)晚期，大學(xué)畢業(yè)生結(jié)婚的概率更高（R.Goldstein，2001）[5]，且受教育程度最高的領(lǐng)域結(jié)婚率最高，這可能是后代不公平的來源。通過分析1995年人口調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受教育程度越高的領(lǐng)域結(jié)婚率越高，且學(xué)歷最高的群體結(jié)婚率最高。同時也發(fā)現(xiàn)，在日本，大學(xué)教育和晚婚的聯(lián)系越來越緊密，教育與婚姻有負(fù)面關(guān)聯(lián)（M.Raymo，2003）[7]。在我國，各時期的婚配模式主要表現(xiàn)為不同社會特征群體的同類婚，此外，各時期的異質(zhì)性婚配現(xiàn)象呈現(xiàn)明顯的對稱性。對同類婚和異質(zhì)婚具體形式的進一步分析發(fā)現(xiàn)，不同社會階層的邊界可滲透性在各時期存在明顯差異，相應(yīng)的同類婚和異質(zhì)婚現(xiàn)象也呈現(xiàn)不同特點。影響初婚年齡的因素包含很多，如教育、職業(yè)、家庭、農(nóng)村婦女外出打工等因素（齊亞強和牛建林，2012）[9]。2000年在安徽和四川的四個縣，農(nóng)村婦女的外出經(jīng)歷及外出時間對他們的初婚年齡有顯著影響（鄭真真，2002）[13]。第四次人口普查構(gòu)建初婚表以探討30年來中國初婚模式的變動，認(rèn)為中國初婚模式正處于轉(zhuǎn)型中，初婚年齡延遲的原因有很多，既包含政策因素也包含社會因素，且受教育程度會影響初婚年齡。在中國初婚模式轉(zhuǎn)型中，人口的初婚年齡具有延遲效應(yīng)，且女性的延遲效應(yīng)大于男性（韋艷等，2013）[10]。2003年至2008年之間，隨著我國消費模式的變化，男性經(jīng)濟條件對初婚的影響作用逐漸增加。此外，國企改革使得體制內(nèi)男性與女性職工在婚姻市場的優(yōu)勢逐漸下降（於嘉和謝宇，2013）[11]。從定性角度來看，女性的平均初婚年齡變動與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、女性受教育的程度以及本地區(qū)婚姻觀念的變化有著較大的關(guān)系，其中，經(jīng)濟水平與早婚率呈負(fù)相關(guān)，女性受教育的程度與早婚率也呈負(fù)相關(guān)（趙志偉，2008）[14]。教育、職業(yè)和家庭的社會經(jīng)濟特征對初婚年齡有著顯著的影響，并表現(xiàn)出性別和戶籍差異。教育程度對女性初婚年齡的推遲效應(yīng)大于男性，高等教育對農(nóng)村戶籍女性初婚年齡的推遲效應(yīng)大于城市戶籍女性（王鵬和吳愈曉，2013）[15]。

從研究方法上看，國內(nèi)外用于初婚年齡研究的方法有很多，可分為定性和定量分析兩類。定性分析法包括利用婚姻周期條件和群體特征的統(tǒng)計來進行分析的方法（M.Coone，1991）[4]；在 1979 年至 1986年美國青年縱向調(diào)查中，對婦女的婚史進行市場調(diào)查的方法（T.Lichter，1992）[6]；還包括應(yīng)用事件史分析方法，討論農(nóng)村婦女初次外出時間與初婚年齡的關(guān)系（鄭真真，2002）[13]。定量分析包括建立赫尼斯模型和麥尼爾模型估計值，使用1995年人口調(diào)查數(shù)據(jù)進行比較（R.Goldstein，2001）[5]；還包括建立 Cox 比例風(fēng)險模型，分析自新中國成立以來我國生育政策變遷對人口初婚模式的影響（李建新和王小龍，2014）[12]；此外，還有研究采用離散時間logit模型估計中國18~30歲青年各種身體類型與第一次婚姻時間的關(guān)系（Hongwei Xu，2016）[16]。

雖然，國內(nèi)外對初婚年齡的研究有很多，但在內(nèi)容上，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村對象、不同年代出生的對象的初婚年齡進行對比的研究還較少；在方法上，采用傾向匹配得分法研究教育對初婚年齡推遲的影響更少，本文擬采用傾向匹配得分法比較不同戶口類型、不同出生年代的對象分析各個因素對其初婚年齡的推遲效應(yīng)的影響。

本文以CGSS（2015）數(shù)據(jù)為依據(jù)，利用多分類虛擬變量回歸和傾向匹配得分法對城鎮(zhèn)和農(nóng)村初婚年齡的影響因素進行比較分析，并且討論高等教育對城鄉(xiāng)初婚年齡的推遲效應(yīng)。同時，對影響不同年代人的初婚年齡的因素進行比較并分析原因。目的是對不同人群晚婚的影響因素和初婚年齡推遲效應(yīng)作對比，以引起社會對晚婚問題的關(guān)注。

表1 控制變量的頻數(shù)

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所選用的數(shù)據(jù)是2015年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)。它是中國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項目。目的是通過定期地、系統(tǒng)地收集中國人與中國社會各個方面的數(shù)據(jù)，總結(jié)社會變遷的長期趨勢，探討具有重大理論和現(xiàn)實意義的社會議題，推動國內(nèi)社會科學(xué)研究的開放性與共享性，為政府決策與國際比較研究提供數(shù)據(jù)資料。中國綜合社會調(diào)查由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地的學(xué)術(shù)機構(gòu)共同執(zhí)行。從2003年開始，每年對全國各地一萬多戶家庭進行抽樣調(diào)查并形成報告。

（二）變量選取

1.被解釋變量。定義初婚年齡等級為被解釋變量。

2.解釋變量（協(xié)變量）。解釋變量包括性別、地區(qū)、學(xué)歷、BMI、BMID、戶口類型、民族、早晚婚等級、有無子女等。其中，Hongwei Xu（2016）[16]根據(jù)1991-2009年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查的縱向數(shù)據(jù)，采用離散時間logit模型估計中國18～30歲青年各種身體類型與第一次婚姻時間有關(guān)系，故本文選擇BMID作為影響初婚年齡的影響因素。各變量的取值設(shè)定如下：性別中男=1、女=0；地區(qū)中西部地區(qū)=1（包括：四川、內(nèi)蒙古、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西）、中部地區(qū)=2（包括：陜西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、遼寧）、東部地區(qū)=3（包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南）；學(xué)歷中小學(xué)及以下=1、初中=2、高中=3、大學(xué)=4、研究生及以上=5；BMID 中 BMI＜18.5 為瘦=1、18.5≤BMI≤23.9為合適=2、24≤BMI≤28 為超重=3、BMI＞28 為肥胖=4（BMI為體重公斤數(shù)除以身高米數(shù)的平方）；戶口類型中農(nóng)業(yè)戶口=1、非農(nóng)業(yè)戶口=2、其他戶口=3；民族中漢族=1、蒙古族=2、滿族=3、回族=4、藏族=5、壯族=6、維吾爾族=7、其他民族=8；早晚婚等級中 18～25 歲結(jié)婚=1、26～30 歲結(jié)婚=2、31～35歲結(jié)婚=3、36歲以上結(jié)婚=4；有無子女中有子女=1、沒有子女=0。

3.處理變量。定義個體是否上大學(xué)為處理變量：個體是大學(xué)及大學(xué)以上學(xué)歷=1；否則=0。

4.結(jié)果變量。定義初婚年齡等級為結(jié)果變量：18～25 歲結(jié)婚=1；26～30 歲結(jié)婚=2；31～35 歲結(jié)婚=3；36歲以上結(jié)婚=4。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（三）研究模型

本文采用多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配的方法來構(gòu)建模型。對于抽取的樣本個體i，令（y1i，y0i）表示個體初婚年齡等級在高等學(xué)歷和非高等學(xué)歷兩種狀態(tài)下的值，其中，y1i表示大學(xué)及以上學(xué)歷個體的初婚年齡等級，y0i表示大學(xué)以下學(xué)歷個體的初婚年齡等級。若y1i和y0i均能被觀測到，則y1i-y0i就能表示個體參加高等教育對初婚年齡推遲或提早效應(yīng)，而現(xiàn)實中只能觀測到每個個體是否是大學(xué)及以上學(xué)歷的初婚年齡等級的一種情況，不能同時觀測到兩種情況下的初婚年齡，為此本文設(shè)定Di∈（0，1）為個體是否參加高等教育的處理變量，那么yi為能觀測到的個體的初婚年齡等級，則有如下關(guān)系：

通過（1）式可得初婚年齡的平均處理效應(yīng)（ATE）、可處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）及控制組的平均處理效應(yīng)（ATU）。其中，平均處理效應(yīng)（ATE）指個體參加過高等教育和沒參加過高等教育的所有個體的初婚年齡等級的效應(yīng)大小，可表示為：

式中，p是樣本中觀察到個體i進入處理組（Di=1）的概率，方程（2）表示整個樣本的效用處理組個體和控制組個體效用的加權(quán)平均。然而，反事實的E（y1i│D=0）和 E（y0i│D=1）是不能觀測到的。

在不考慮控制組個體的情況下，考察處理組個體的平均處理效應(yīng)（ATT），是指對參加了高等教育的個體，需要構(gòu)造一個反事實的結(jié)果E（y0i│Di=1），處理組個體i的平均處理效應(yīng)（ATT）值是參加過高等教育的個體，如果沒有參加過高等教育，其初婚年齡與參加過高等教育的初婚年齡的效應(yīng)值，可表示為：

控制組的平均處理效應(yīng)（ATU）指未參加過高等教育的個體，如果參加過高等教育，其初婚年齡與其未參加過高等教育的初婚年齡的效應(yīng)值，表示為：

然而，對于處理組個體來說，不可能同時觀測到處理和未處理組下的兩個結(jié)果，為了獲得反事實的E（y0i│Di=1）（即處理組內(nèi)的個體如果不進行處理的效應(yīng)），可以利用匹配法來分析。匹配法的基本思想是：找到一組和處理組個體稟賦特征相似的控制組個體進行對被解釋變量影響的比較，由于兩組個體稟賦特征相似，可以將兩者的差異歸功于處理的貢獻(xiàn)。

三、實證分析

（一）城、鄉(xiāng)初婚年齡影響因素比較

對總的樣本數(shù)據(jù)按照戶口類型分為農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本，分別進行多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配，并比較分析結(jié)果。

1.多分類虛擬回歸結(jié)果。由表3可得，（1）對于全體樣本來說，東部地區(qū)樣本的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大1.4歲；上過大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒上過大學(xué)樣本的大2歲；偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的大0.6歲；男性的平均初婚年齡比女性的大1.16歲；樣本房產(chǎn)每增加一套，初婚年齡平均增加0.04歲。（2）對農(nóng)村樣本來說，東部地區(qū)的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大0.73歲，這要低于總樣本回歸對應(yīng)的增幅；上過大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒上過大學(xué)樣本的大2.05歲，這要高于總樣本回歸對應(yīng)的增幅；偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的大0.5歲，這個幅度要低于總樣本回歸對應(yīng)的幅度；男性比女性的平均初婚年齡大1.15歲，要高于總樣本回歸對應(yīng)的幅度；房產(chǎn)每增加一套，農(nóng)村樣本平均初婚年齡增加0.05歲，這要高于總樣本回歸對應(yīng)的增幅。（3）對城鎮(zhèn)樣本來說，東部地區(qū)樣本的平均初婚年齡比西部地區(qū)的大1.44歲，這要比農(nóng)村樣本對應(yīng)的幅度大；城鎮(zhèn)上過大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒上過大學(xué)的城鎮(zhèn)樣本的大1.29歲，這比農(nóng)村樣本對應(yīng)的幅度小；城鎮(zhèn)偏瘦樣本的平均初婚年齡比超重樣本的大0.57歲，比肥胖樣本的大0.73歲，而農(nóng)村超重樣本和偏瘦樣本的平均初婚年齡沒有顯著的差異；在城鎮(zhèn)，男性的平均初婚年齡比女性的大1.83歲，這高于農(nóng)村樣本的對應(yīng)值；城鎮(zhèn)樣本的房產(chǎn)數(shù)每增加一套，平均來說初婚年齡增加0.04歲，這低于農(nóng)村樣本對應(yīng)的值。

表6 以個體是否為大學(xué)及大學(xué)以上學(xué)歷為處理變量的核匹配結(jié)果

表5 傾向得分匹配所選用樣本變量數(shù)據(jù)平衡性檢驗

對比上述農(nóng)村和城鎮(zhèn)模型的參數(shù)值，可見，生于東部區(qū)會推遲個體初婚年齡，且對城鎮(zhèn)個體的影響大于對農(nóng)村個體的影響；上大學(xué)會推遲個體的初婚年齡，且對農(nóng)村個體的影響大于對城鎮(zhèn)個體的影響；體型會影響個體的初婚年齡，偏瘦體型的初婚年齡容易推遲；男性比女性的初婚年齡要大，且在城鎮(zhèn)男性初婚年齡推遲得更多；房產(chǎn)的增加也會推遲個體初婚年齡，這對農(nóng)村個體的影響更大。

2.多重共線性檢驗。如表4所示，每一個變量的VIF值均小于5，可見農(nóng)村、城鎮(zhèn)、總體樣本不存在多重共線性，故上述經(jīng)濟意義檢驗是合理的。

3.高等教育對城鄉(xiāng)初婚年齡推遲效應(yīng)的分析。首先，進行樣本數(shù)據(jù)平衡性檢驗。對傾向匹配得分進行樣本匹配的過程中，必須對樣本匹配能否平衡協(xié)變量給的分布進行平衡性檢驗，即需要保證控制組和處理組所有的協(xié)變量無顯著性差異后，所得到的傾向匹配得分才是合理的，才能證實研究的可靠性，平衡性檢驗結(jié)果見表5。對全部樣本進行傾向得分匹配方法選擇協(xié)變量地區(qū)、戶口、BMI和住房狀況，可見表5（1），變量數(shù)據(jù)都通過了平衡性檢驗；對農(nóng)村樣本進行傾向得分匹配方法選擇協(xié)變量地區(qū)、住房狀況，可見表5（2），各協(xié)變量通過了平衡性檢驗；對城鎮(zhèn)樣本進行傾向得分匹配，選擇協(xié)變量地區(qū)、BMI，可見表5（3），各協(xié)變量也通過了平衡性檢驗。上述結(jié)果說明在本部分進行的效應(yīng)分析是有效的。

其次，進行傾向得分匹配。在以個體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口、住房狀況為協(xié)變量進行傾向得分匹配，具體結(jié)果見表6。由表6（1）可見，在大學(xué)教育的影響下，所有樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=1.83。在處理組樣本中，個體初婚年齡的變化為ATT=1.45，且ATT的t值等于10.94，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會推遲1.45歲；在控制組樣本中，個體初婚年齡的平均變化為ATU=1.90，表明沒有上過大學(xué)的個體，如果上過大學(xué)的話，其初婚年齡會推遲1.90歲，因此，可以認(rèn)為個體初婚年齡依賴于接受高等教育這一因素。

表4 多重共線性檢驗的VIF值

表3 分城、鄉(xiāng)樣本的多分類虛擬變量回歸結(jié)果

對于農(nóng)村樣本，由表6（2）可見，在大學(xué)教育的影響下，農(nóng)村樣本的初婚年齡平均變化是ATE=1.91。在處理組樣本中，個體初婚年齡的變化為ATT=2.11，且ATT的t值等于9.62，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，樣本的平均初婚年齡會推遲2.11歲；在控制組樣本中，樣本初婚年齡的平均變化為ATU=1.89，表明沒有上過大學(xué)的個體，如果上過大學(xué)的話，樣本的平均初婚年齡會推遲1.89歲，因此，可以認(rèn)為農(nóng)村戶口樣本平均初婚年齡與樣本是否上大學(xué)有顯著關(guān)系。

由表6（3）可見，在大學(xué)教育的影響下，城鎮(zhèn)樣本初婚年齡的平均變化是ATE=1.32年。在處理組樣本中，樣本平均初婚年齡的變化為ATT=1.21，且ATT的t值等于6.93，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，樣本的平均初婚年齡會推遲1.21歲；在控制組樣本中，樣本初婚年齡的平均變化為ATU=1.37，表明沒有上過大學(xué)的樣本，如果上過大學(xué)的話，樣本平均初婚年齡會推遲1.37歲，顯然這個值大于1.21，因此，可以認(rèn)為城鎮(zhèn)戶口個體初婚年齡對個體是否上過大學(xué)的依賴不強。

最后，進行匹配質(zhì)量檢驗。圖1為農(nóng)村個體匹配前后處理組和控制組傾向得分密度圖像，匹配后，控制組的概率密度曲線向處理組密度曲線靠近，匹配結(jié)果可以比較。圖2為城鎮(zhèn)個體匹配前后處理組和控制組傾向得分密度圖像，匹配后，控制組的概率密度曲線向處理組密度曲線靠近，匹配結(jié)果可以比較。

圖1 農(nóng)村樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對比

圖2 城鎮(zhèn)樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對比

表9 傾向得分匹配所選用變量數(shù)據(jù)的平衡性檢驗

表7 分不同年代出生樣本的回歸結(jié)果

（二）60后、70后和80后初婚年齡比較

按照出生年份將總的樣本分為60后（1960—1969年出生）個體、70后（1970—1979年出生）個體和80后（1980—1989年出生）個體三個子樣本，分別作多分類虛擬變量回歸和傾向得分匹配后進行比較。

1.多分類虛擬變量回歸結(jié)果。各年齡段多分類虛擬變量回歸的結(jié)果見表7。對于60后個體來說，中部地區(qū)比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚0.38歲，東部地區(qū)60后比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚1.29歲；上過大學(xué)的60后樣本比沒上過大學(xué)的60后樣本平均初婚年齡晚1.95歲；男性60后比女性60后的平均初婚年齡晚1.4歲；60后房產(chǎn)每增加一套，平均來說，其初婚年齡增加0.08歲。對于70后個體來說，中部地區(qū)70后和西部地區(qū)70后的平均初婚年齡沒有顯著性差異，但東部地區(qū)的70后平均初婚年齡比西部地區(qū)的晚1歲，這要低于60后對應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后上過大學(xué)的樣本比沒上過大學(xué)樣本的平均初婚年齡大2.26歲，這要高于60后對應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后偏瘦樣本比70后肥胖樣本的平均初婚年齡大0.93歲；70后男性比70后女性的初婚年齡平均大0.18歲，這要高于60后對應(yīng)的數(shù)據(jù)；70后房產(chǎn)每增加一套，平均來說，其初婚年齡要大0.18歲，這要高于60后對應(yīng)的數(shù)據(jù)。對于80后個體來說，地區(qū)對80后的平均初婚年齡沒有影響；80后上過大學(xué)的樣本比沒上過大學(xué)的樣本平均初婚年齡大2.8歲，該項增加幅度是三代人中最高的；男性80后比女性80后的平均初婚年齡大1.12歲，這個差距是三代人中最小的；80后房產(chǎn)每增加一套，平均來說，其初婚年齡增加0.1歲，這在三代人對應(yīng)數(shù)據(jù)中屬于中等水平。

對比上面對60后、70后和80后模型參數(shù)的解釋，可得，地區(qū)因素對60后的平均初婚年齡影響最大，越靠近東部地區(qū)，平均初婚年齡越容易被推遲，而該因素對70后的影響較弱，對80后沒有顯著影響；上大學(xué)會推遲三代人的平均初婚年齡，其對60后影響最弱，對80后影響最大；BMI體型對60后和80后的平均初婚年齡沒有影響，但對70后有影響，該樣本中偏瘦者的初婚年齡更容易推遲；男性比女性的平均初婚年齡要大，其中70后的差距最大，80后的差距最??；房產(chǎn)數(shù)增加會推遲樣本的平均初婚年齡，且其對70后的影響最大。

2.多重共線性檢驗。對上面的三個模型進行多重共線性檢驗，具體結(jié)果如表8所示，分析結(jié)果基本都小于5（只在60后模型中體型為合適的虛擬變量的值為5.15），因此可以認(rèn)為三個模型均不存在多重共線性，故可認(rèn)為對上述模型的經(jīng)濟意義檢驗是合理的。

3.60 后、70后和80后高等教育對初婚年齡推遲效應(yīng)的分析。首先，進行變量的平衡性檢驗。對上述傾向得分匹配方法所選用的協(xié)變量進行平衡性檢驗，如表9所示，三個子樣本所選變量都通過了平衡性檢驗，可以進行處理效應(yīng)的比較。

表8 60后、70后和80后模型多重共線性檢驗的值

（續(xù)表9）

其次，進行傾向匹配。60后樣本以個體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進行傾向得分匹配，結(jié)果見表10（1），可見在大學(xué)教育的影響下，所有60后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=1.03。在處理組樣本中，個體初婚年齡的變化為ATT=1.5，且ATT的t值等于4.95，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會推遲1.5歲；在控制組樣本中，個體初婚年齡的平均變化為ATU=0.97，表明沒有上過大學(xué)的個體，如果上過大學(xué)的話，其初婚年齡會推遲0.97歲，可以認(rèn)為，60后個體初婚年齡依賴于接受高等教育這一因素。70后樣本以個體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進行傾向得分匹配，結(jié)果見表10（2），可見在大學(xué)教育的影響下，所有70后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=2.48。在處理組樣本中，個體初婚年齡的變化為ATT=1.71，且ATT的t值等于5.61，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會推遲1.71歲；在控制組樣本中，個體初婚年齡的平均變化為ATU=2.48，表明沒有上過大學(xué)的個體，如果上過大學(xué)的話，其初婚年齡會推遲2.68歲，可以認(rèn)為，70后個體初婚年齡也主要依賴于接受高等教育這一因素。80后樣本以個體是否上大學(xué)為處理變量的情況下，令地區(qū)、BMI、戶口為協(xié)變量進行傾向得分匹配，結(jié)果見表10（3），可見在大學(xué)教育的影響下，所有80后樣本的初婚年齡的平均變化是ATE=2.38。在處理組樣本中，個體初婚年齡的變化為ATT=2.26，且ATT的t值等于7.81，傾向匹配是顯著的，表明上過大學(xué)的個體，如果不上大學(xué)，其初婚年齡會推遲2.26歲；在控制組樣本中，個體初婚年齡的平均變化為ATU=2.46，表明沒有上過大學(xué)的個體，如果上過大學(xué)的話，其初婚年齡會推遲2.46歲，可以認(rèn)為，80后個體初婚年齡對接受高等教育這一因素的依賴較弱。

最后，進行傾向得分匹配質(zhì)量檢驗。對比圖3、圖4和圖5中60后、70后和80后匹配前和匹配后的圖像，發(fā)現(xiàn)匹配后的處理組密度圖像向控制組密度圖像靠近，說明匹配結(jié)果較好。

四、結(jié)論

（一）影響初婚年齡的因素

1.晚婚因素對城鄉(xiāng)個體的影響存在差異。生在東部區(qū)會推遲個體初婚年齡，且對城鎮(zhèn)個體的影響大于對農(nóng)村個體的影響，城鎮(zhèn)東部地區(qū)的平均初婚年齡比城鎮(zhèn)西部地區(qū)平均初婚年齡大1.44歲；上大學(xué)會推遲個體的初婚年齡，且對農(nóng)村個體的影響大于對城鎮(zhèn)個體的影響，農(nóng)村上過大學(xué)的樣本的平均初婚年齡比沒上過大學(xué)的樣本的平均初婚年齡大2.05歲；體型會影響個體的初婚年齡，偏瘦體型樣本的初婚年齡容易推遲，體型特征對城鎮(zhèn)個體初婚年齡的影響較大，城鎮(zhèn)偏瘦樣本的平均初婚年齡比肥胖樣本的平均初婚年齡大0.73歲；男性比女性的初婚年齡要大，且城鎮(zhèn)男性初婚年齡推遲得更多，城鎮(zhèn)男性比城鎮(zhèn)女性平均初婚年齡大1.83歲；房產(chǎn)的增加也會推遲個體初婚年齡，其對農(nóng)村個體的影響更大，房產(chǎn)每增加一套，農(nóng)村樣本平均初婚年齡增加0.05歲。

表10 不同年代人初婚年齡效用分析

圖3 60后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對比

圖4 70后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對比

圖5 80后樣本匹配前后傾向得分核密度圖像對比

2.晚婚因素對不同出生年代個體的影響也存在差異。地區(qū)因素對60后的初婚年齡影響最大，越靠近東部地區(qū)，60后的初婚年齡越容易被推遲（東部地區(qū)60后比西部地區(qū)60后的平均初婚年齡晚1.29歲），而對70后的影響減弱（東部地區(qū)的70后初婚年齡比西部地區(qū)的晚1歲），但其對80后沒有影響；上大學(xué)會推遲三代人的初婚年齡，對60后影響最弱（上過大學(xué)的60后樣本比沒上過大學(xué)的60后樣本平均初婚年齡晚1.95歲），而對80后影響最大（80后上過大學(xué)的樣本比沒上過大學(xué)的樣本初婚年齡平均大2.8歲）；BMI體型對60后和80后的平均初婚年齡沒有影響，但對70后有影響，偏瘦者的初婚年齡容易推遲（70后偏瘦的樣本比70后肥胖的樣本初婚年齡平均大0.93歲）；男性比女性的初婚年齡要大，其中，70后差距最大（70后男性比70后女性的初婚年齡平均大1.74歲），80后差距最?。行?0后比女性80后的初婚年齡平均來說大1.12歲）；房產(chǎn)數(shù)增加會推遲初婚年齡，且對70后的影響最大（70后房產(chǎn)每增加一套，平均來說其初婚年齡要大0.18歲）。

（二）高等教育對初婚年齡有推遲效應(yīng)

大學(xué)以上學(xué)歷個體的平均初婚年齡要大于大學(xué)以下學(xué)歷個體的平均初婚年齡，上大學(xué)對70后初婚年齡的推遲時間（ATE70后=2.48）要高于對80后推遲的時間（ATE80后=2.38），60后推遲的時間（ATE60后=1.03）最短。此外，上大學(xué)對推遲農(nóng)村個體初婚年齡的效應(yīng)（ATE農(nóng)村=1.91）大于對城鎮(zhèn)個體的推遲效應(yīng)（ATE城鎮(zhèn)=1.32）。