王 兵，李 坤，劉利鴿

（西北農(nóng)林科技大學(xué)人文社會發(fā)展學(xué)院，陜西楊凌712100）

同胞結(jié)構(gòu)對農(nóng)村男青年初婚年齡的影響

王 兵，李 坤，劉利鴿

（西北農(nóng)林科技大學(xué)人文社會發(fā)展學(xué)院，陜西楊凌712100）

基于CGSS2006和CGSS2008疊加數(shù)據(jù)，采用事件史分析方法，分析了同胞結(jié)構(gòu)對農(nóng)村男青年初婚年齡的影響。研究發(fā)現(xiàn)同胞結(jié)構(gòu)對農(nóng)村男青年的初婚年齡產(chǎn)生顯著影響，主要體現(xiàn)在：同胞數(shù)量越多，農(nóng)村男青年初婚年齡越晚；擁有兄弟會推遲農(nóng)村男青年初婚年齡，擁有姐妹以及姐妹比例高則有利于提前農(nóng)村男青年的初婚時間，計(jì)劃生育政策實(shí)施后家庭同胞效應(yīng)更加明顯。資源約束理論和家庭融合理論可以解釋農(nóng)村地區(qū)男青年初次婚姻締結(jié)時間的同胞效應(yīng)。

農(nóng)村男青年；同胞結(jié)構(gòu)；初婚年齡；資源約束

一、引言

婚姻是家庭建立的基礎(chǔ)與社會結(jié)構(gòu)的基石，初婚年齡受到社會高度關(guān)注。2016年末，我國男性青年人口70079萬人，比女性多3376萬。隨著出生性別比不斷升高，80～90后適齡非婚人口男女比例為136：100，70后非婚人口男女比例則高達(dá)206：100，男女比例嚴(yán)重失衡。隨著男性婚姻擠壓的加重和婚姻圈的擴(kuò)大，農(nóng)村女性可以通過婚姻實(shí)現(xiàn)向上流動，而農(nóng)村男青年在婚姻市場中的地位卻更加不利，并可能誘發(fā)一系列人口社會后果。農(nóng)村男青年的初婚問題不僅是家庭問題，還是關(guān)系社會和諧與穩(wěn)定的社會問題。

人口學(xué)、社會學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的學(xué)者們高度關(guān)注初次婚姻的影響因素。已有研究從外出經(jīng)歷、社會變遷、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)等視角入手，討論影響男女初婚年齡的因素，得出了許多有意義的結(jié)論，比如外出務(wù)工推遲男女結(jié)婚的年齡；社會網(wǎng)絡(luò)和借貸網(wǎng)絡(luò)在經(jīng)濟(jì)條件和交往介紹等重要環(huán)節(jié)起關(guān)鍵作用。近年來，家庭因素重新回到人們的視野中，同胞數(shù)量的作用開始受到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。但是學(xué)者們并沒有得到一致的結(jié)論，劉利鴿和靳小怡（2011）[1]對安徽某縣的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，同胞數(shù)量越多，結(jié)婚年齡越晚；王鵬和吳愈曉[2]基于CGSS2006調(diào)查數(shù)據(jù)的分析卻發(fā)現(xiàn)，同胞數(shù)量越多，結(jié)婚年齡越早。

計(jì)劃生育政策實(shí)施后人口生育率開始迅速下降（葉華、吳曉剛，2011）[3]。原來自然生育狀態(tài)被打破，家庭子女?dāng)?shù)量的硬約束以及存在于農(nóng)村的男孩偏好對農(nóng)村家庭的子女?dāng)?shù)量及性別結(jié)構(gòu)造成了深遠(yuǎn)影響。隨著計(jì)劃生育政策實(shí)施后出生的人口陸續(xù)進(jìn)入婚姻市場，婚姻擠壓問題便出現(xiàn)了（李樹茁，2013）[4]。偏遠(yuǎn)山區(qū)、農(nóng)村女性開始越來越多嫁入平原、城市地區(qū)，而農(nóng)村適婚男青年則越來越難以找到合適的婚戀對象。本文正是在此婚姻擠壓背景之下，探討同胞（兄弟姐妹）結(jié)構(gòu)對于農(nóng)村男青年初婚年齡的影響，并試圖揭示計(jì)劃生育實(shí)施以來同胞結(jié)構(gòu)影響農(nóng)村男青年初婚年齡的機(jī)制及變化趨勢。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）資源稀釋與初婚年齡

資源稀釋理論也稱資源約束理論，是貝克爾在其著作《家庭論》中提出的。貝克爾（1998）[5]認(rèn)為，如果在沒有資源約束的情況下，婚姻資源與同胞結(jié)構(gòu)無關(guān)；但在家庭資源存在約束的情況下，父母會理性地分配家庭資源，以使其效用最大化；隨著同胞數(shù)量的增加，同胞之間對有限的家庭資源的競爭越發(fā)激烈，因此平均每個孩子分配到的資源將減少，尤其是家庭中的女孩更不易被同等對待。由于在婚姻市場上一個家庭中的兄弟多數(shù)處于競爭狀態(tài)，家庭會根據(jù)出生次序（Edlund，1999）[6]或者家長偏好（Jenningset al.，2012）[7]來對子女進(jìn)行家庭資源分配，這就意味著同胞結(jié)構(gòu)和婚姻年齡存在一定的關(guān)系。

資源稀釋理論認(rèn)為，在家庭資源約束存在的情況下，家庭將按照效用最大化的原則在不同子女之間分配重要資源。因此，在農(nóng)村中，隨著婚娶成本陡升，家庭資源必然只能在兒子之間進(jìn)行分配，如果擁有兄弟，對于家庭來說是個重大負(fù)擔(dān)，對于男青年本人其結(jié)婚年齡必然會被推遲。另外，由于中國傳統(tǒng)結(jié)婚次序（Vogl，2012）[8]的存在，家庭為了防止哥哥的婚姻受到影響，一般情況下都會集中全部的資源先供哥哥找對象；而在農(nóng)村彩禮急劇上升的今天，為一個兒子結(jié)婚往往會花費(fèi)整個家庭數(shù)年的積蓄（唐燦、馬春華、石金群，2009）[9]，使得下一個兒子結(jié)婚時家庭資源已捉襟見肘，客觀上推遲其結(jié)婚的年齡。

基于以上分析提出假說1和假說2：

假說1：在婚姻市場中，擁有兄弟會推遲男青年的結(jié)婚年齡；

假說2：擁有哥哥的男青年的結(jié)婚年齡要晚于擁有弟弟的男青年。

（二）家庭融合與初婚年齡

家庭融合理論認(rèn)為，弱勢群體的弱勢性來源于生命中不可避免的部分，如果弱勢群體得不到必要的承認(rèn)和保護(hù)，就會很容易被社會拋棄（黃匡時，2010）[10]。因此，父母有可能會投入更多的資源給弱勢的孩子，以避免被社會拋棄。那么，與資源約束理論的投資行為相反，在家庭融合理論闡釋的情況下，父母會將更多的教育資源投資給回報(bào)相對較低的孩子（邱幼云，2015）[11]。我國農(nóng)村的多子女家庭出現(xiàn)了通過嫁女兒獲取嫁妝的方式來為兒子籌集彩禮的現(xiàn)象，甚至出現(xiàn)了通過兩家換婚的方式直接為兒子換取配偶（吳重慶，1999）[12]。

對男青年來說，在婚姻市場中，擁有姐妹會產(chǎn)生與擁有兄弟截然相反的效果，家庭融合理論認(rèn)為，家庭成員之間會相互扶助，家長分配資源時也會偏向于弱勢一方。因?yàn)檗r(nóng)村婚姻擠壓的存在，相較于女青年，男青年在婚姻市場上是弱勢一方，所以大部分男青年會受到家庭的照顧。在當(dāng)下社會中，女性在婚嫁之前所賺取的收入一般情況下歸原生家庭所有；在其婚姻時還可能會出現(xiàn)高額的彩禮，其中相當(dāng)一部分歸女方家庭所有。在婚姻擠壓下，這些資源可以對家庭中男性同胞的婚姻締結(jié)有所支持，以幫助其順利成婚。女性即使在婚嫁后仍是其男性同胞重要的借貸對象。因此，從籌集結(jié)婚費(fèi)用的角度，擁有姐妹則會提前農(nóng)村男青年的結(jié)婚年齡；相對于兄弟數(shù)量，姐妹數(shù)量越多，則越有利于農(nóng)村男青年婚姻的締結(jié)。則在此基礎(chǔ)上提出假說3。

假說3：在婚姻市場中，擁有姐妹的男青年的結(jié)婚年齡提前，姐妹比例越高，其結(jié)婚年齡越小。

（三）計(jì)劃生育與初婚年齡

當(dāng)前，農(nóng)村性別比例逐步擴(kuò)大，彩禮負(fù)擔(dān)逐步增長，討論同胞結(jié)構(gòu)對于各個年代的人都是十分必要的。自上世紀(jì)70年代計(jì)劃生育政策實(shí)施以來，男女出生性別比例逐步擴(kuò)大。男性到了適婚年齡后遭受了越來越大的婚姻擠壓，并擴(kuò)大了結(jié)婚年齡差。因此，相比其他年代出生的農(nóng)村男青年，上世紀(jì)70年代和80年代出生的農(nóng)村男青年在婚姻市場上的競爭更加激烈，同一家庭中兄弟之間的婚姻競爭也比更加殘酷。而擁有姐妹則可以有效緩解農(nóng)村男青年所面對的婚姻成本壓力。在此基礎(chǔ)上提出假說4。

假說4：年齡越小的農(nóng)村男青年，擁有兄弟對其結(jié)婚風(fēng)險概率越不利，擁有姐妹會提高其結(jié)婚風(fēng)險概率，姐妹比例高會增加其婚姻風(fēng)險概率。

三、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)

本文采用中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）進(jìn)行實(shí)證分析。由于主要分析農(nóng)村男青年的初婚年齡問題，在樣本上受到了許多限制，為了縮小抽樣誤差，增加樣本容量，本文采用疊加歷次CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)的辦法來實(shí)現(xiàn)。CGSS是由中國人民大學(xué)和香港科技大學(xué)在全國范圍內(nèi)聯(lián)合開展的連續(xù)性調(diào)查，到目前為止已公開數(shù)據(jù)主要有6次，分別是2003年、2005年、2006年、2008年、2010年和2012年。其中，僅有2006年和2008年兩次調(diào)查數(shù)據(jù)中包含了兄弟姐妹個數(shù)的信息，因此，本文采用2006年和2008年兩次調(diào)查的合并數(shù)據(jù)。雖然每年CGSS的調(diào)查內(nèi)容有所變動，但是大部分問題及其詢問方式保持了較強(qiáng)的一致性，且都報(bào)告了初婚時間、個人基本特征、教育背景、父母信息和工作信息等。采用3個數(shù)據(jù)庫疊加可以克服當(dāng)前關(guān)于人口調(diào)查的小樣本代表性差的局限，當(dāng)然可以用虛擬變量來反映不同數(shù)據(jù)庫之間的差別（阮榮平，2014）[13]。本文按照戶籍、性別和年齡（18-50歲）共選取樣本2098個，其中CGSS2006數(shù)據(jù)庫有1524個樣本，CGSS2008數(shù)據(jù)庫有574個樣本。

（二）模型

本文采用事件史分析方法（Event History Anal?ysis Model）中的cox回歸模型估計(jì)同胞結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響。Cox回歸模型是英國倫敦大學(xué)Cox于1972年提出的一種半?yún)?shù)模型，該方法可以在不對生存時間的具體分布進(jìn)行假設(shè)的情況下評價因子的效果，大大降低了事件史分析的繁瑣性（張文彤，2004）[14]。由于Cox回歸模型假定較少，數(shù)據(jù)完全符合要求。Cox回歸模型的基本思想是，在風(fēng)險函數(shù)與研究因子之間建立線性模型關(guān)聯(lián)，通過回歸估計(jì)就可以考察研究因子對風(fēng)險函數(shù)的影響效果。本文建立的模型如下：

其中，h(X，t)是具有影響因子向量X的風(fēng)險函數(shù)，可以理解為某個農(nóng)村男青年在成年之后影響因子X取一定值時，在時點(diǎn)t突然結(jié)婚的風(fēng)險；h0(t)可以理解為基準(zhǔn)人的風(fēng)險函數(shù)；βi是需要進(jìn)行估計(jì)的因子向量X的系數(shù)向量。

（三）變量

1.因變量

由于樣本包括了農(nóng)村未婚與已婚男青年，但沒有辦法預(yù)知未婚男青年能否結(jié)婚以及結(jié)婚時間，而事件史模型可以通過設(shè)立刪失值（censor）的辦法處理這類數(shù)據(jù)，以最大程度保證數(shù)據(jù)信息不遺失的情況下估計(jì)變量之間的影響。本文中事件是指是否進(jìn)入初婚，所選的因變量為進(jìn)入婚姻風(fēng)險的持續(xù)期，也就是從成年后到結(jié)婚前所持續(xù)的時間（“光棍”時間）。我國法律規(guī)定，男性最早結(jié)婚的時間為22歲。但是從生物學(xué)的角度判斷，男性18歲已經(jīng)生理發(fā)育成熟（郗杰英、楊守建，2008）[15]。我國農(nóng)村地區(qū)也廣泛認(rèn)可男青年在18歲之后已經(jīng)進(jìn)入結(jié)婚年齡，因此，進(jìn)入婚姻風(fēng)險時間設(shè)定為18歲。50歲之前男性處于婚育期，50歲之后沒有結(jié)婚則可以基本認(rèn)定其終身不婚（劉利鴿、靳小怡，2011）[1]。聯(lián)合國教科文組織認(rèn)為18-50的人可以稱之為青年，本文采納此定義。因此，選取18-50歲的農(nóng)村未婚和已婚男青年來分析同胞結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響。本文用刪失值（cen?sor）來處理到了風(fēng)險期結(jié)束仍未結(jié)婚的數(shù)據(jù)，如果到50歲仍未結(jié)婚則刪失值取1，如果在此期間結(jié)婚則觀察結(jié)束，刪失值取0。

2.自變量

自變量為同胞結(jié)構(gòu)。參考 Conley（2000）[16]的性別類別劃分，本文設(shè)置了擁有兄弟、擁有姐妹、姐妹比例等3個性別結(jié)構(gòu)變量，以及同胞數(shù)量，來分析同胞結(jié)構(gòu)變量對因變量的影響作用。同胞數(shù)量是指同父母的兄弟姐妹數(shù)。CGSS2006和CGSS2008詳細(xì)報(bào)告了兄、弟、姐、妹的數(shù)量，因此可以通過相加得到同胞數(shù)量。擁有兄弟變量為虛擬變量，兄弟數(shù)相加大于等于1則表述為1，否則為0；擁有姐妹變量的生成參照擁有兄弟變量。姐妹比例變量主要是考察家庭環(huán)境對初婚年齡的影響，用姐妹數(shù)量除以兄弟姐妹總數(shù)來表示。

3.控制變量

由于已經(jīng)選擇了農(nóng)村男青年的初婚年齡作為研究對象，所以與其他研究不同（於嘉，2013；許琪，2015）[17-18]，性別與戶籍不再作為控制變量。本文的控制變量主要包括受訪者的出生年代、民族、教育程度、父親的受教育程度、父親的職業(yè)以及數(shù)據(jù)庫來源。由于本文選擇的是2006年和2008年調(diào)查時18～50歲的農(nóng)村居民，所有樣本均于1956年到1990年出生，因此出生年代主要分為50～60后（1956～1969年），70后（1970～1979年）和80后（1980～1990）。民族變量是二分類變量，漢族賦值為1，少數(shù)民族賦值為0。受教育程度變量分為小學(xué)及文盲、初中、高中、大專及以上四個等級。CGSS2006問卷和CGSS2008問卷分別使用被訪者18歲或14歲時父親的職業(yè)；本研究將此變量轉(zhuǎn)化為“標(biāo)準(zhǔn)國際職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)”（ISEI）。IS?EI是取值介于19～88的連續(xù)變量，分?jǐn)?shù)取值越高代表父親的職業(yè)地位越高。數(shù)據(jù)庫來源設(shè)置虛擬變量，如果數(shù)據(jù)來自CGSS2006變量賦值為1，來自CGSS2008變量賦值為0。

主要變量統(tǒng)計(jì)描述如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)表

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）同胞結(jié)構(gòu)與初婚年齡描述性分析結(jié)果

在2098個農(nóng)村成年男青年樣本中，已婚、未婚樣本分別為1680個和418個，占總樣本的78.2%和34.7%。利用Kaplan-Meier模型得出18-50歲的農(nóng)村男青年從成年（18歲）至初婚（或綜合調(diào)查開展年份）的平均單身時間為6.09年。其中，已婚農(nóng)村男青年從成年到初婚的平均單身時間為5.61年，未婚農(nóng)村男青年從成年到綜合調(diào)查開展年份的平均單身時間為8.02年。

同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對初婚年齡的基礎(chǔ)關(guān)系如表2所示。由于同胞數(shù)量大于等于5個時，農(nóng)村男青年無兄弟或者無姐妹的樣本太小，因此本文比較時合并了5個及5個以上的同胞數(shù)量。隨著同胞數(shù)量的增加，農(nóng)村男青年成年后平均單身時間趨于增長，這個規(guī)律與已有研究的發(fā)現(xiàn)相一致（劉利鴿、靳小怡，2011；於嘉，2013）[1，18]。另外，表2初步揭示了同胞性別結(jié)構(gòu)（擁有兄弟、擁有姐妹）對單身時間（從成年到初婚）的系統(tǒng)影響。在保持同胞數(shù)量不變的情況下，擁有兄弟的農(nóng)村男青年的平均單身時間要明顯長于無兄弟者的平均單身時間，其平均結(jié)婚年齡要晚于無兄弟的農(nóng)村男青年；與之相反，保持同胞數(shù)量不變，擁有姐妹的農(nóng)村男青年的平均單身時間要明顯短于無姐妹的平均單身時間，其平均結(jié)婚年齡要早于無姐妹的農(nóng)村男青年。

表2 按照同胞結(jié)構(gòu)和規(guī)模區(qū)分的單身時間（年）

（二）同胞結(jié)構(gòu)與初婚年齡回歸分析結(jié)果

本文采用半?yún)?shù)Cox回歸模型估計(jì)同胞結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響，通過Stata12.0軟件回歸模擬發(fā)現(xiàn)，同胞結(jié)構(gòu)對于初婚年齡來說存在顯著的同胞結(jié)構(gòu)效應(yīng)。表3中模型（1）、（2）和（3）控制了人口基本特征和父親的政治面貌、教育水平以及職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位等因素。父親的政治面貌、教育水平以及職業(yè)經(jīng)濟(jì)社會地位可以在很大程度上解釋家庭的經(jīng)濟(jì)社會地位（嚴(yán)善平，2000）[19]。

模型（1）說明，在控制人口基本特征及家庭環(huán)境時，平均來說，在任何一個時間點(diǎn)上，擁有兄弟的農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險都是無兄弟者的0.882倍（e-0.126=0.882）；換言之，農(nóng)村男青年中，擁有兄弟的結(jié)婚風(fēng)險比無兄弟者的顯著低11.8%（1-e-0.126=0.118）。根據(jù)資源稀釋理論，在存在資源約束的情況下，家庭將按照效益最大化的模式分配資源。在我國，大部分農(nóng)村男青年成婚的成本由其家庭支付（賀雪峰，2009）[20]。因此，對于農(nóng)村男青年來說，在同胞數(shù)量一定的情況下，擁有兄弟無疑將分散其用于成婚的資源，而資源減少將引起初婚年齡的上升。

模型（2）說明，在控制人口基本特征和家庭因素的情況下，平均來說，在任何一個時間點(diǎn)上，擁有姐妹的農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險都是無姐妹者的1.342倍（e0.294=1.342）；換言之，農(nóng)村男青年中，擁有姐妹的結(jié)婚風(fēng)險要比無姐妹者的高34.2%。根據(jù)家庭融合理論，家庭會照顧其弱勢成員。目前，農(nóng)村婚姻市場存在不平衡狀態(tài)（韋艷、張力，2011）[21]，多數(shù)情況下，農(nóng)村家庭可以因?yàn)榕畠航Y(jié)婚而增加兒子結(jié)婚的費(fèi)用積累。因此，在擁有姐妹時，農(nóng)村家庭會有更多的收入來源，從而增加男青年初婚的風(fēng)險概率。

模型（3）說明，在其他因素不變的情況下，平均來說，在任何一個時間點(diǎn)上，農(nóng)村男青年的姐妹比例每高出10%，其結(jié)婚風(fēng)險要高出2.8%（e0.276×10%-1=0.028）。當(dāng)同胞數(shù)量一定時，女性比例越高，男性比例肯定越低。從資源稀釋理論和家庭融合理論可知，此時對于農(nóng)村男青年而言，資源稀釋和家庭融合同時起到正向的作用。因此，女性比例越高，農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險越大。數(shù)據(jù)分析結(jié)果也驗(yàn)證了這一判斷。從模型（1）、模型（2）和模型（3）的分析得出，平均來看，同胞數(shù)量增加一個，農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險降低2.9%～4.0%（1-e-0.029=0.029，1-e-0.041=0.04）；同胞數(shù)量、擁有兄弟對農(nóng)村男青年的初婚年齡風(fēng)險有負(fù)向影響；擁有姐妹、姐妹比例對農(nóng)村男青年的初婚年齡風(fēng)險有正向影響。假說1和假說3得到驗(yàn)證。

通過模型（1）、模型（2）和模型（3）對控制變量的分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)來源、民族對農(nóng)村男青年的初婚年齡沒有顯著影響；父親的職業(yè)地位和教育水平對農(nóng)村男青年的初婚年齡風(fēng)險均有正向影響，父親的職業(yè)地位越高、教育水平越高，農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險越大。但是，父親的政治面貌對農(nóng)村男青年的初婚年齡有負(fù)向影響，父親為黨員的農(nóng)村男青年結(jié)婚年齡要顯著高于父親不是黨員的農(nóng)村男青年。這可能是由于黨員家庭更要執(zhí)行黨的晚婚晚育政策，從而客觀上推遲了兒子的結(jié)婚年齡。農(nóng)村男青年中，相較于70后（出生于1970～1979年），50～60后（出生于1956～1969年）的初婚風(fēng)險顯著較高，80后（1980～1990年）的初婚風(fēng)險顯著較低。也就是說，50～60后農(nóng)村男青年的結(jié)婚時間更早，成年后單身時間更少，而80后農(nóng)村男青年的初婚年齡更大。

表3 同胞結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響

本文在控制同胞數(shù)量的同時，探討擁有哥哥與擁有弟弟兩個變量對初婚年齡的影響。如表4所示，對于農(nóng)村男青年而言，擁有哥哥的結(jié)婚風(fēng)險是沒擁有哥哥的結(jié)婚風(fēng)險的0.868倍（e-0.141=0.868）；也就是說，同胞數(shù)量一定時，擁有弟弟的結(jié)婚風(fēng)險比沒有弟弟低13.2%（1-e-0.141=0.132）。對于農(nóng)村男青年而言，擁有弟弟的結(jié)婚風(fēng)險是沒有弟弟的結(jié)婚風(fēng)險的0.908倍（e-0.096=0.908）；也就是說，同胞規(guī)模一定時，擁有弟弟的結(jié)婚風(fēng)險比沒有弟弟的結(jié)婚風(fēng)險低9.2%（1-e-0.096=0.092）。分析發(fā)現(xiàn)，對于農(nóng)村男青年的初婚年齡風(fēng)險，擁有哥哥的效應(yīng)要大于擁有弟弟的效應(yīng)，從而驗(yàn)證了假說2。

（三）計(jì)劃生育前后同胞結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響

本文還引入了“計(jì)劃生育前后”變量，將計(jì)劃生育后（1970年）定義為1，計(jì)劃生育前定義為0。將“計(jì)劃生育前后”變量與同胞結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)分別加入模型（1）、模型（2）和模型（3）中，得到模型（6）、模型（7）和模型（8）。模型（6）發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明計(jì)劃生育后擁有兄弟比計(jì)劃生育前擁有兄弟更加降低了農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險。模型（7）發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)為正，說明計(jì)劃生育后擁有姐妹比計(jì)劃生育前擁有姐妹更加增加了農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險。模型（8）發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)為正，說明計(jì)劃生育后姐妹比例高比計(jì)劃生育前姐妹比例高更加增加了農(nóng)村男青年的結(jié)婚風(fēng)險。因此假說4得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

計(jì)劃生育政策的實(shí)施帶來了家庭同胞數(shù)量的減少，同時使同胞性別結(jié)構(gòu)發(fā)生重大改變。隨著計(jì)劃生育政策實(shí)施后出生的嬰兒長大成人進(jìn)入結(jié)婚生子的年齡，性別失衡無論在家庭中還是在社會中對婚姻的作用逐漸顯現(xiàn)出來。此時，相較于農(nóng)村女性，婚姻擠壓對農(nóng)村男青年的作用更加顯著。目前，關(guān)于同胞結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究主要集中于教育獲得方面，但相關(guān)研究提出與應(yīng)用的資源約束理論和家庭融合理論在解釋同胞結(jié)構(gòu)對初次婚姻的影響時依然是強(qiáng)有力的。

表4 兄弟結(jié)構(gòu)對初婚年齡的影響

表5 計(jì)劃生育前后同胞效應(yīng)對初婚年齡的影響

基于2006年和2008年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的疊加數(shù)據(jù)，采用事件史分析方法，本文發(fā)現(xiàn)，同胞結(jié)構(gòu)對于農(nóng)村男青年的初婚年齡產(chǎn)生了顯著影響，且資源稀釋理論和家庭融合理論可以解釋我國農(nóng)村男青年初次婚姻的同胞效應(yīng)。具體而言，根據(jù)資源稀釋理論，兄弟之間存在家庭資源的競爭；擁有兄弟不利于農(nóng)村男青年獲得家庭資源以締結(jié)婚姻，這會延長其成年后的單身時間，在各個時間點(diǎn)上降低其初婚風(fēng)險。根據(jù)家庭融合理論，父母會在子女之間照顧弱勢一方。對于農(nóng)村男青年來說，擁有姐妹一方面可以減少家庭資源稀釋，另一方面可以通過姐妹的婚姻或工作收入來籌備其結(jié)婚所需資源。因此，擁有姐妹有利于農(nóng)村男青年的婚姻締結(jié)，縮短其成年后的單身時間，在各個時間點(diǎn)上增加其初婚風(fēng)險。此外，姐妹比例高有助于農(nóng)村男青年的個人婚姻獲得，縮短其成年后的單身時間，在各個時間點(diǎn)上增加其初婚風(fēng)險。

在我國農(nóng)村地區(qū)一般由家庭來負(fù)擔(dān)男青年的結(jié)婚費(fèi)用，當(dāng)家庭存在預(yù)算約束時，擁有兄弟會降低每個男青年所分配的結(jié)婚費(fèi)用；如果不能夠及時籌集足夠的婚姻費(fèi)用，就會推遲其結(jié)婚的年齡，甚至是降低其結(jié)婚的概率。由于在東亞地區(qū)廣泛存在著兄弟姐妹依次結(jié)婚的習(xí)俗（Vogl，2012）[8]，所以為了防止哥哥的婚姻受到影響，農(nóng)村家庭往往在哥哥結(jié)婚之后才會考慮為弟弟籌備結(jié)婚所需。本文驗(yàn)證了在保持同胞數(shù)量不變的情況下，擁有哥哥和擁有弟弟均不利于農(nóng)村男青年的個人婚姻獲得，并且擁有哥哥的影響要顯著大于擁有弟弟的影響。

隨著計(jì)劃生育政策的實(shí)施，我國新生嬰兒的男女性別比開始升高，在其長大成人談婚論嫁時出現(xiàn)了“男多女少”的現(xiàn)象，男性結(jié)婚成本加大，婚姻擠壓問題漸顯。本文驗(yàn)證了同胞結(jié)構(gòu)對計(jì)劃生育政策實(shí)施前后出生的農(nóng)村男青年的初婚年齡有不同程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，相較于計(jì)劃生育政策實(shí)施前出生的農(nóng)村男青年，計(jì)劃生育政策實(shí)施后出生的農(nóng)村男青年，其初婚年齡受到同胞結(jié)構(gòu)的影響更為強(qiáng)烈。具體而言，計(jì)劃生育政策實(shí)施后，擁有兄弟對農(nóng)村男青年的初婚年齡更加不利，會降低初次婚姻的概率；擁有姐妹、姐妹比例高對農(nóng)村男青年的初婚年齡更加有利，會提高其初次結(jié)婚的概率。

基于以上發(fā)現(xiàn)，本文認(rèn)為，在婚姻擠壓日益嚴(yán)重的今天，在資源約束嚴(yán)格的農(nóng)村地區(qū)，同胞結(jié)構(gòu)對男青年初婚年齡的作用日益明顯，這為人口與社會福利方面公共政策制定提供了依據(jù)。比如，通過完善新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度，改變農(nóng)村老人完全依賴兒子養(yǎng)老的狀態(tài)，不但有利于弱化性別偏好，促進(jìn)出生性別比趨于正常，而且有利于未來婚姻市場上供需關(guān)系的平衡，這對緩解和治理婚姻擠壓都具有積極意義。我們也相信，從長遠(yuǎn)來看，全面二孩生育政策的實(shí)施對出生性別比恢復(fù)正常和緩解農(nóng)村男性結(jié)婚壓力，均具有重要的社會意義。

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The Effect of Sibling Structure on Rural Men’s First Marriage Age

WANG Bing，LI Kun，LIU Li-ge
（School of Humanities and Social Development，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi，712100）

Rural men born after the implementation of the family planning policy have entered the marriage market，while the effect of marriage squeeze is gradually obvious.Based on CGSS2006 and CGSS2008 data，and using the event history analysis method，this paper finds the significant effect of sibling structure on rural men’s first marriage age.The more the sibling size is，the later the rural men get married；having brothers delay the first marriage age，while having sisters，or higher proportion of sisters in siblings，is helpful for rural men to get married earlier.The effect of siblings is more apparent after the implementation of family planning policy.Resource Dilution theory and Family integration theory can explain the effect of sibling structure on rural men’s first marriage age.

Rural Young men；Sibling structure；First marriage age；Resource dilution

C913

A

1007-0672（2018）01-0104-07

2017-07-10

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“基于公婆—兒媳代際互動的農(nóng)村老年人家庭養(yǎng)老支持研究”（16CRK009）；陜西社會科學(xué)基金項(xiàng)目“陜西農(nóng)村基層社會治理創(chuàng)新戰(zhàn)略與路徑研究”（2014G02）。

王兵，男，河南沁陽人，西北農(nóng)林科技大學(xué)講師，管理學(xué)博士，研究方向：農(nóng)村社會學(xué)；李坤，女，安徽六安人，西北農(nóng)林科技大學(xué)碩士研究生，研究方向：農(nóng)村社會學(xué)；劉利鴿，女，河南許昌人，西北農(nóng)林科技大學(xué)副教授，管理學(xué)博士，研究方向：農(nóng)村社會學(xué)。