張新輝，李建新

(北京大學(xué) 社會學(xué)系，北京 100871)

一、研究背景

良好的婚姻生活是個人幸福感的重要源泉，已有大量研究證實了已婚人士的主觀幸福感高于未婚人士，這被稱為婚姻福利效應(yīng)(marriage benefit)[1]?；谏鼩v程視角，事件發(fā)生時機(timing)會影響生命事件的持續(xù)作用，有時甚至比事件本身更有影響力[2]，那么婚姻作為重要的生命事件，其福利效應(yīng)是否具有時間選擇性？具體來說，相比在正?；辇g結(jié)婚，過早或者過晚進入婚姻是否會影響婚姻的福利效應(yīng)？考慮到當(dāng)前中國人口的初婚年齡不斷推遲，晚婚現(xiàn)象日益增加[3-4]，這種婚齡模式的變化是否會影響婚姻的主觀回報？當(dāng)前的婚姻研究對此還沒有很清晰的認(rèn)識。已有學(xué)者考察了初婚年齡對婚姻穩(wěn)定性的影響[5]，但由于中國仍是一個離婚率較低的社會[6]，婚齡推遲的潛在影響更多還是會反映在婚內(nèi)個體的主觀生活質(zhì)量上。因此，研究何時進入婚姻對個人主觀福利的影響有重要意義。

婚姻的福利效應(yīng)還受到婚齡匹配情況的影響，不同的年齡匹配程度也可能帶來不同的婚后主觀福利后果，但很少有文章加以實證研究。近年來，性別比失衡帶來的婚姻擠壓和以高房價為代表的經(jīng)濟壓力的增大導(dǎo)致婚齡差(丈夫年齡減去妻子年齡)有潛在擴大的趨勢[7]；同時，隨著社會觀念的開放和女性地位的提升，有研究發(fā)現(xiàn)“男小女大”的年齡匹配模式大幅增加[8]，婚齡匹配的異質(zhì)性(age heterogamy)有所增加。這種婚齡匹配模式的變動也促使我們研究婚齡匹配模式對個人主觀福利的影響。

我們將不同的初婚年齡模式(早婚/正?；辇g/晚婚)和不同的初婚年齡匹配模式(年齡同型婚/年齡上婚/年齡下婚)統(tǒng)合為婚配年齡模式，并利用有全國代表性的數(shù)據(jù)刻畫出其隨年代變動的圖景。在此基礎(chǔ)上，本文試圖研究初婚年齡模式、初婚年齡匹配模式對個體主觀福利的影響，并考察其是否對男女存在不同影響。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

針對初婚年齡對婚姻福利效應(yīng)的影響，西方的婚姻學(xué)者存在不同的理論解釋[9]?；橐龀墒於壤碚?marriage maturity hypothesis)認(rèn)為，個體只有身心足夠成熟，擁有良好的人際交往技巧，同時當(dāng)其在婚姻市場上的地位趨于穩(wěn)定時進入婚姻，其福利效應(yīng)才能體現(xiàn)[10-11]。與婚姻成熟度理論相反的是協(xié)調(diào)發(fā)展理論(coordinate development hypothesis)，該理論認(rèn)為在相對年輕時結(jié)婚的夫婦由于適應(yīng)性和可塑性更強，更容易發(fā)展出能夠相互協(xié)調(diào)的生活方式、相近的價值觀等，而個體如果較早獨自生活，會更難以適應(yīng)婚姻[12]。在經(jīng)驗研究上西方社會較為關(guān)注早婚的后果，并發(fā)現(xiàn)與在正常婚齡結(jié)婚的夫妻相比，早婚人群的婚姻穩(wěn)定性十分脆弱[10]；早婚人群可能更不會獲得婚姻的保護效應(yīng)，反而會影響其精神健康[13-14]。還有研究發(fā)現(xiàn)早婚的效應(yīng)因種族不同存在差異，與白人相比，早婚的黑人更容易抑郁[15]。晚婚對婚姻穩(wěn)定性的影響較不顯著，但是婚姻質(zhì)量明顯較低[16]?？傮w看來，婚姻成熟度理論和當(dāng)前經(jīng)驗研究較為一致。我國相關(guān)研究主要關(guān)注婚齡推遲方面及其影響因素分析[3-4]，對其給個體層面帶來的影響研究較少。李建新、王小龍[5]使用中國家庭動態(tài)調(diào)查2010年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，初婚年齡過早或過遲都會增加離婚風(fēng)險；郭婷、秦雪征[17]發(fā)現(xiàn)初婚年齡與生活滿意度負(fù)相關(guān)。但尚未有研究具體針對早婚和晚婚對個體主觀福利的全面影響。我們據(jù)此提出：

假設(shè)1：過早或過晚進入婚姻會對個體主觀福利產(chǎn)生負(fù)面影響(婚齡效應(yīng)假設(shè))。

假設(shè)1a：與在正?；辇g結(jié)婚的個體相比，早婚個體主觀幸福感較低，抑郁傾向較高。

假設(shè)1b：與在正?；辇g結(jié)婚的個體相比，晚婚個體主觀幸福感較低，抑郁傾向較高。

針對婚姻匹配對個體福利的影響，相關(guān)研究大多強調(diào)婚姻匹配度效應(yīng)(assortative matching effect)，即在個體特征上更為匹配的同質(zhì)性婚姻(homogamy)，夫妻雙方生活方式、價值觀念更為接近，沖突更少，也可獲得更多來自家庭和社會的肯定與支持，其婚姻質(zhì)量越高，福利效應(yīng)越強[18]。國內(nèi)研究較多關(guān)注婚姻雙方的家庭背景和社會經(jīng)濟地位匹配程度帶來的影響[19-20]，針對年齡匹配影響的研究相對較少，研究結(jié)果也不一致。有研究發(fā)現(xiàn)，與夫妻年齡差在1～4歲的對照組比較，夫比妻小3歲以上會增加離婚風(fēng)險，夫大于妻10歲以上則會對婚姻穩(wěn)定起到保護作用[5]。相較于夫妻年齡差在0～4歲的參照組，夫妻年齡差在5～9歲時，妻子的婚姻滿意度更低，丈夫的婚姻滿意度則更高[17]。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)夫妻的年齡差異對男性和女性的婚后幸福感沒有顯著影響[21]?；谝陨嫌懻?，我們提出：

假設(shè)2：與年齡同型婚相比，年齡上婚和年齡下婚會負(fù)向影響個體主觀福利(年齡匹配效應(yīng)假設(shè))。

假設(shè)2a：與年齡同型婚相比，年齡上婚個體主觀幸福感較低，抑郁傾向較明顯。

假設(shè)2b：與年齡同型婚相比，年齡下婚個體主觀幸福感較低，抑郁傾向較明顯。

由于性別角色觀念的不同，婚姻對男性和女性存在不同的影響[22]，婚配年齡模式的影響也可能存在性別差異。性別角色(gender role)是指一定文化背景下，男女應(yīng)當(dāng)遵從怎樣的社會規(guī)范、怎樣進行社會角色分工、性別關(guān)系模式及其行為模式等[23]。在傳統(tǒng)性別角色規(guī)范中，內(nèi)化為婚姻觀念的性別角色觀念更強調(diào)男性的優(yōu)勢地位，如“男高女低”的梯度匹配觀念[20]，婚姻對于女性的規(guī)范和約束更多，比如參與家庭事務(wù)更多、承擔(dān)家務(wù)勞動更多[24]。已有研究發(fā)現(xiàn)性別角色觀念會調(diào)節(jié)婚姻匹配度效應(yīng)：如研究發(fā)現(xiàn)“門當(dāng)戶對”的婚姻不一定更幸福[19]，而經(jīng)濟地位方面“男高女低”的匹配模式對農(nóng)村和落后地區(qū)女性福利有顯著正向影響[20]，研究者認(rèn)為正是性別角色觀念的差異導(dǎo)致了這一后果。年齡也是性別角色規(guī)范構(gòu)建的重要維度，婚配年齡模式對男女兩性的意義和影響可能存在差異。我們進一步提出：

假設(shè)3：婚配年齡模式對個體主觀福利的影響存在性別差異(性別差異假設(shè))。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)和樣本

本研究使用中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)2014年的成人數(shù)據(jù)(N=37 147)。該調(diào)查覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)的人口，約占中國大陸地區(qū)總?cè)丝诘?5%，其調(diào)查方法科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)、樣本量大、代表性強，數(shù)據(jù)質(zhì)量比較有保障，可以視作具有全國代表性的樣本[25]?？紤]到再婚的婚配年齡模式與初婚有很大不同，我們首先選擇15～74周歲已婚且為初婚的案例，排除離婚、再婚、喪偶和未婚群體以及高齡群體(高齡群體死亡率偏高可能導(dǎo)致較大的樣本損耗偏誤)。接著我們選擇初婚年齡在12周歲以上(排除無實質(zhì)意義的“童養(yǎng)媳”等現(xiàn)象)和初婚年份在1950年《中華人民共和國婚姻法》頒布以后的案例。在處理缺失值后，最后獲得的有效樣本量為女性樣本(N=13 645)和男性樣本(N=12 667)。

(二)變量操作化

我們將初婚年齡模式分為三類：早婚、正?；辇g和晚婚，正常婚齡作為參照組。基于現(xiàn)實存在的強社會規(guī)范，本文將低于法定婚齡，即1950年《中華人民共和國婚姻法》頒布后(1950—1980年)小于18周歲的女性和小于20周歲的男性結(jié)婚 ，和1981年新的《中華人民共和國婚姻法》施行后小于20周歲的女性、小于22周歲的男性結(jié)婚的案例定義為“早婚”?？紤]到現(xiàn)有研究對晚婚年齡或適婚年齡的認(rèn)定[22][26]和樣本中各婚姻同期群初婚年齡的分布，我們將1981年之后初婚年齡超過28周歲的女性和初婚年齡超過30周歲的男性，1980年之前初婚年齡超過26周歲的女性和超過28周歲的男性結(jié)婚的案例定義為“晚婚”。

我們同樣將初婚年齡匹配模式分為三類：年齡同型婚、女性年齡上婚、女性年齡下婚。年齡同型婚的操作化定義一直是一個值得推敲的問題。之前有研究將年齡組分為20～24歲、25～29歲、30～49歲三組，夫妻雙方初婚年齡在同一組內(nèi)的算作年齡同型婚，不在一組內(nèi)的算作年齡異型婚[27]，這樣的定義方式顯然有待商榷，如按此標(biāo)準(zhǔn)夫妻年齡分別為24歲和25歲會被算做年齡異型婚，而夫妻年齡為30歲和40歲的夫妻又會被認(rèn)定為年齡同型婚；還有的研究以同歲組作為標(biāo)準(zhǔn)或者以婚齡差0歲作為分類界限[17]。考慮到傳統(tǒng)婚配觀念中“同年合歲”一般參照農(nóng)歷以及義務(wù)教育入學(xué)年齡差異(當(dāng)年9月之后出生的和下一年度9月之前出生的在同一年入學(xué))等現(xiàn)實，公歷1歲以內(nèi)的差異在我國的社會文化背景下，其社會心理意義并不明顯，女性與男性相差1歲的不應(yīng)當(dāng)被認(rèn)定為是年齡異型婚。人口普查和抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，婚齡差在-1～4歲之間的情況最為集中，占所有夫婦中的60%～70%[28]。由于本文關(guān)注的重點是偏離主流模式的非典型年齡匹配的影響，且考慮到自然的婚配年齡梯度，我們認(rèn)為將年齡同型婚定義為男女婚齡差在-1～4歲之間比較合適，其他一些相關(guān)學(xué)者也采用了類似的分類方法[6]。相應(yīng)的，我們將夫妻婚齡差高于4歲的定義為女性年齡上婚，將夫妻婚齡差低于-1歲的定義為女性年齡下婚。

主觀福利(subjective well-being，SWB)是指人們對其生活質(zhì)量的主觀感受與評價[29]。早期，學(xué)者們經(jīng)常采用單一項目的主觀滿意度或者幸福感作為測量主觀福利的方式，但基于主觀福利的三元結(jié)構(gòu)理論，這一概念不僅僅意味著積極的評價與感受，也意味著較少的消極情緒體驗[30]。因此現(xiàn)今越來越多學(xué)者傾向于將“去幸福感”，即包括“痛苦”“困擾”“焦慮”等負(fù)面感受(subjective ill-being)的測量也納入主觀福利的范疇[31]。為了更全面地考察主觀福利，我們從正向的主觀幸福感和負(fù)向的抑郁傾向得分兩個維度測量個體主觀福利?；趩柧硇畔?，主觀幸福感為一個按照幸福感程度不同的5個選項的定序變量。抑郁傾向使用CES-D抑郁量表測量，由10個3分的問題組成一個加總為30分的指標(biāo)，分值越高表示抑郁的可能性越小、精神健康狀況越好。

控制變量包括：戶籍、年齡、健康狀況、教育程度、收入水平、社會地位等?；诤芏嘌芯空J(rèn)為女性年齡上婚是社會經(jīng)濟地位上婚的一種表現(xiàn)[6][27]，我們還進一步控制了教育匹配的影響。

表1為相關(guān)變量統(tǒng)計描述。我們可以看到約14%的已婚人口早于法定婚齡結(jié)婚，9%的已婚人口晚婚，超過3/4的已婚人口初婚年齡為正?；辇g。年齡同型婚比例約為3/4，有接近1/5(17%)的夫妻婚齡差大于4歲，有不到一成(9%)的妻子比丈夫大一歲以上。

表1 相關(guān)變量統(tǒng)計描述 N=25 255

續(xù)表1

變量均值(標(biāo)準(zhǔn)差)變量均值(標(biāo)準(zhǔn)差)變量均值(標(biāo)準(zhǔn)差)夫妻婚齡差>40.17婚姻持續(xù)時間21.02(13.46)收入自評低0.55夫妻婚齡差[-1,4]0.74城鎮(zhèn)(農(nóng)村)0.28健康自評好0.48夫妻婚齡差<-10.09小學(xué)及以下0.47健康自評中0.37主觀幸福感(1～5)3.87(1.03)初中0.32健康自評差0.15精神健康得分(0～30)27.25(3.66)高中0.14女性教育上婚0.22男性(女性)0.50大學(xué)及以上0.07教育匹配0.56年齡44.36(13.09)地位自評高0.16女性教育下婚0.22婚姻隊列2001—2014年0.26地位自評中0.54

(三)模型和分析策略

我們首先利用全國代表性數(shù)據(jù)描述我國人口的初婚年齡模式和初婚年齡匹配模式隨時代發(fā)展的變遷趨勢，獲得一個婚齡模式變遷的整體圖景；接著分組比較不同初婚年齡模式和初婚年齡匹配模式下的個體主觀幸福感和精神健康得分，并進一步進行多元回歸分析探索婚齡模式對主觀福利的影響。由于主觀幸福感為按照幸福程度排序取值(1～5)的有序離散變量，我們采取ordered logistic模型對其進行分析。同時考慮到logistic模型間系數(shù)直接比較有諸多問題[32]，我們在嵌套模型系數(shù)比較時均使用y*標(biāo)準(zhǔn)化(y*-standardization)對系數(shù)進行了調(diào)整。由于精神健康得分的取值范圍為0～30，我們使用多元線性O(shè)LS模型來獲得可以直接比較的模型估計?？紤]到各因素對個體的主觀福利的影響機制因性別不同而存在較大差異，我們對男性樣本、女性樣本分別建模方便考察性別差異?？紤]到中國婚配年齡模式存在較大的地區(qū)差異，我們通過一組區(qū)縣虛擬變量在每個模型中都控制了地區(qū)的固定效應(yīng)。

我們可以將模型表示為：

Yij=β0+β1·marry_earlyij+β2·marry_Lateij+β3·marry_upij+β4·marry_downij+β·Xij+λ·Dj+εij

(1)

Yij表示第j個縣或區(qū)的第i個受訪者的主觀福利，如果第j個縣或區(qū)的第i個受訪者早婚，則marry_earlyij等于1，系數(shù)β1可提示早婚對主觀福利作用的有無、方向與大小。剩余三個核心自變量晚婚(marry_late)、女性年齡上婚(marry_up)、女性年齡下婚(marry_down)也以此類推。Xij代表所有其他控制變量的集合。Dj是所有縣或區(qū)的虛擬變量。

我們采用嵌套模型分析策略，在第一個模型中只考慮早婚、晚婚、女性年齡上婚、女性年齡下婚，在第二個模型中加入其它控制變量，在第三個模型中再控制婚姻的教育匹配。

四、研究結(jié)果

(一)婚配年齡模式的時期變動趨勢

圖1展示了初婚婚齡差和三種初婚婚齡匹配模式在1960— 2014年間的變動趨勢。在原始數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，本文采用局部加權(quán)修勻方法(locally weighted scatterplot smoothing, LOWESS)進行了數(shù)據(jù)擬合[33]，修勻帶寬設(shè)置為0.4，以獲得更為精細的變化趨勢。圖中橫軸為初婚年份，左邊縱軸表示某一類型婚姻在當(dāng)年全部婚姻類型中所占比例，右邊縱軸表示夫妻婚齡差(丈夫年齡減去妻子年齡)。首先，可以看到婚齡差隨時間變動趨勢明顯，婚齡差在1990年之前逐步下降，在1990年之后持續(xù)升高但逐步平緩。年齡同型匹配，即夫妻婚齡差在-1～4歲的比例在20世紀(jì)90年代前略有提升，在90年代以后有緩慢下降趨勢?！澳斜扰?歲以上”的比例變動較明顯，在20世紀(jì)90年代之前降低，之后逐步攀升，在20%左右的水平上保持穩(wěn)定?！芭饶写?歲以上”的比例變動類似于年齡同型匹配，在20世紀(jì)90年代之前上升，之后逐步下降。從圖1我們可以看婚齡差在逐步升高，從20世紀(jì)90年代初的1.7歲左右升高到2010年初的2.3歲左右。而且主要是由于女性年齡類型婚姻所占比例的提升導(dǎo)致的，女大男小的婚配類型甚至稍有降低。

說明：數(shù)據(jù)來源于CFPS2014

圖1婚齡差、婚齡匹配模式隨時間的變動(1960—2014)

之前關(guān)于婚齡匹配隨時間變動的研究結(jié)果并不一致，有研究認(rèn)為我國初婚夫妻的婚齡差在縮小[21]，而且女性年齡下婚即“妻大于夫”數(shù)量增多[7][21]，也有學(xué)者認(rèn)為婚齡差和婚姻年齡匹配狀況保持穩(wěn)定[17][34]。我們的研究則與穆崢和謝宇的研究結(jié)果一致[7]，即我國初婚夫妻的婚齡差自20世紀(jì)90年代以來呈現(xiàn)擴大趨勢，而且主要是由于女性年齡上婚增多造成，“女大男小”的婚配模式并沒有出現(xiàn)大幅增加。

圖2展示了初婚年齡和初婚婚齡模式在1960—2014年隨時間發(fā)生的變化，我們同樣用局部加權(quán)修勻方法(LOWESS)進行數(shù)據(jù)擬合展示趨勢。首先，從1960年以來，我國平均初婚年齡波段上升，在20世紀(jì)80年代略有下降后繼續(xù)維持上升趨勢。平均初婚年齡從20世紀(jì)60年代的21歲左右上升為2014年時的24歲以上。正?；辇g的比例一直略低于80%且變化不大，在20世紀(jì)80年代中期前先升后降，之后緩慢上升，在2000年以后又開始下降。早婚的比例在20世紀(jì)70年代中期之前持續(xù)下降，之后開始回升至20%最高點，80年代后期又持續(xù)下降，2000年后降幅趨緩。晚婚比例在20世紀(jì)70年代中期前穩(wěn)步上升，從70年代后期開始略有下降，20世紀(jì)90年代之后逐步攀升，且勢頭一直持續(xù)至今。需要注意的是，由于出生年代較遲的人口很多還未結(jié)婚，我們的數(shù)據(jù)中并沒有獲得這些人的初婚年齡，因此近期特別是2000年以后的晚婚比例是被低估的，最終的晚婚比例會比顯示的數(shù)據(jù)要高?？偟膩砜矗S著初婚年齡的提升，晚婚的比例有上升的趨勢，而正?；辇g的比例有下降的趨勢，早婚比例在大幅波動之后保持穩(wěn)中有降，但仍維持一定比例。

說明：數(shù)據(jù)來源于CFPS2014

圖2初婚婚齡和婚齡模式隨時的變動(1960—2014)

(二) 婚配年齡模式對主觀福利的影響

圖3中，我們首先分組比較了不同婚配年齡模式中男性和女性的主觀幸福感，圖中數(shù)值表示該組內(nèi)個體主觀幸福感的均值，最低為0，最高為4，數(shù)值越高表明該組主觀幸福感越強。scheffe多重比較檢驗結(jié)果表明，早婚男性與其他男性主觀幸福感無顯著差異，晚婚男性主觀幸福感低于在正?；辇g結(jié)婚的男性；早婚女性的主觀幸福感低于其它女性，晚婚女性的主觀幸福感與在正?；辇g結(jié)婚的女性無顯著差異，但高于早婚女性。“男大女小”年齡匹配模式中的男性主觀幸福感低于其他男性，“男小女大”婚齡匹配模式中的男性與年齡同型群體的主觀幸福感無顯著差異，但高于“男大女小”模式中的男性。當(dāng)然這些差異都有待于多元回歸分析做出進一步的澄清和檢驗。

說明：數(shù)據(jù)來源于CFPS2014

圖3分性別不同婚齡模式下的主觀幸福感

下頁圖4比較了不同婚配年齡模式群體的精神健康得分。得分取值為0～30分，得分越高表示精神健康狀況越好。scheffe多重比較檢驗結(jié)果表明，早婚男性的精神健康得分顯著低于在正?；辇g結(jié)婚的男性，晚婚男性精神健康得分與其他群體男性無顯著區(qū)別。早婚女性精神健康得分顯著低于其他女性群體，晚婚女性精神健康得分與在正常婚齡結(jié)婚的女性無顯著差異，但高于早婚女性。對男性和女性群體，“男大于女”婚齡匹配模式群體的精神健康得分均顯著低于年齡同型匹配群體，“女大于男”婚齡匹配模式群體的精神健康得分與其他群體無顯著區(qū)別。這種不同匹配類型間差異是否真實且顯著還需要借助之后的多元回歸分析得到更明晰的結(jié)果。

說明：數(shù)據(jù)來源于CFPS2014

圖4分性別不同婚齡模式下的精神健康得分

(三)多變量回歸分析結(jié)果

下頁表2展示了女性樣本的多元回歸結(jié)果：模型1～3是因變量為主觀幸福感的定序logistic模型結(jié)果；模型4～6是因變量為CES-D抑郁量表得分的OLS模型結(jié)果，分值越高表示精神健康狀況越好。模型1和模型4在控制縣/區(qū)虛擬變量下，只加入是否早婚、是否晚婚、是否男性大于女性4歲以上、是否女性大于男性1歲以上這四個婚配年齡模式變量。模型2和模型5加入個人社會經(jīng)濟特征、健康狀況、婚姻持續(xù)時間、同期群等控制變量?；谖墨I中有觀點認(rèn)為當(dāng)前我國婚齡差增大很有可能是女性教育上婚的一種表現(xiàn)形式，我們在模型3和模型6進一步加入教育匹配情況進行控制。

基于模型1和模型4，我們發(fā)現(xiàn)在沒有控制其他變量的情況下，相比在正?；辇g結(jié)婚的女性，早婚對女性主觀幸福感和精神健康均有顯著負(fù)面影響，晚婚對女性主觀福利影響不顯著。相比年齡同型婚，年齡上婚即“男大于女4歲以上”對女性主觀幸福感和心理健康均有顯著負(fù)面影響，年齡下婚即“男小于女1歲以上”作用不顯著。模型2和模型4加入控制變量組后，早婚對女性主觀幸福感和精神健康的負(fù)面影響雖有所縮減但仍顯著；女性年齡上婚對女性主觀幸福感仍有顯著負(fù)面影響，但對其精神健康影響變得不顯著；女性年齡下婚對精神健康作用的負(fù)面作用在0.1的水平下顯著。模型3和模型6進一步控制了教育匹配情況后，這一影響模式仍然持續(xù)，影響大小也變化不大：即與在正?；辇g結(jié)婚的女性相比，早婚女性選擇“很不幸?！薄安惶腋！焙?“一般”的概率分別增加0.33%、0.72%和2.48%，選擇 “比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕蕜t相應(yīng)分別減少3.29%、0.23%。與在正常婚齡結(jié)婚的女性相比，早婚女性精神健康得分低了0.34分，相當(dāng)于平均水平(27.1)的1.3%。與年齡同型匹配模式相比，“男大于女4歲以上”這種婚齡匹配模式下的女性選擇“很不幸?！薄安惶腋！焙汀耙话恪钡母怕史謩e增加0.24%、0.53%和1.85%，選擇“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕蕜t相應(yīng)分別減少2.48%、0.13%。值得注意的是，“男性小于女性1歲以上”對女性精神健康也存在較大的負(fù)面影響。

從系數(shù)上看，早婚對女性主觀幸福感的影響大于年齡上婚的影響。早婚對女性精神健康的影響也大于年齡下婚的影響。其他變量的影響如下：年齡與主觀幸福感和精神健康均呈倒U型非線性關(guān)系。城市戶籍、受教育程度高、社會地位和收入越高、越健康的女性，其主觀幸福感越高，精神健康越好。教育上婚的女性更幸福、精神健康狀況越好，教育下婚對女性主觀幸福感有顯著負(fù)面影響。

表2 婚配年齡模式對主觀評價和精神健康的影響(女性樣本)

續(xù)表2

主觀幸福感(1～5; Ordered Logistic)精神健康得分(0～30; OLS)(1)(2)(3)(4)(5)(6)地位高(低)1.011???(0.065)1.001???(0.066)0.824???(0.133)0.808???(0.131)地位中0.243???(0.050)0.235???(0.050)0.776???(0.108)0.766???(0.108)收入高(低)0.353???(0.104)0.346???(0.106)0.279(0.181)0.271(0.181)收入中0.135???(0.047)0.128???(0.047)0.318???(0.084)0.310???(0.084)自評健康好(差)0.813???(0.058)0.801???(0.058)3.456???(0.146)3.438???(0.145)自評健康中0.433???(0.055)0.421???(0.055)2.530???(0.140)2.514???(0.139)女性教育上婚0.249???(0.042)0.336???(0.091)女性教育下婚-0.119?(0.055)0.024(0.109)縣/區(qū)虛擬變量控制控制控制控制控制控制截距項26.968???(0.091)25.527???(0.863)25.490???(0.863)樣本量13 62513 62513 62513 64513 64513 645R-squared0.0050.1420.143

說明：***p<0.001, **p<0.01, *p<0.05,+ p<0.1

下頁表3展示了男性樣本的多元回歸結(jié)果，我們采用了和女性樣本相同的模型設(shè)置和嵌套策略?；谀Ｐ?和模型10，我們發(fā)現(xiàn)在僅控制地區(qū)固定效應(yīng)的情況下，與在正?；辇g結(jié)婚的男性相比，早婚對男性精神健康有顯著負(fù)面作用，對男性主觀幸福感的負(fù)面作用在0.1的水平下顯著，晚婚作用不顯著。相比年齡同型婚，“男大于女4歲以上”對男性主觀幸福感和精神健康均有顯著負(fù)面影響，“男小于女1歲以上”對男性主觀福利無顯著影響。加入控制變量組(模型8、11)后，早婚對男性精神健康的負(fù)面作用變?yōu)榻咏@著，但對男性主觀幸福感有顯著負(fù)面影響；晚婚對男性主觀評價的負(fù)面作用消失了；“男大于女4歲以上”仍然對男性精神健康有顯著負(fù)面影響，但其對主觀幸福感的影響變?yōu)榻咏@著；“男小于女1歲以上”的影響仍然不顯著。在進一步控制了教育匹配情況后(模型9、12)，早婚的負(fù)面影響模式和影響大小變化不大：即與在正?；辇g結(jié)婚的男性相比，早婚男性選擇“很不幸福”“不太幸?！焙?“一般”的概率分別增加0.28%、0.62%和2.00%，選擇 “比較幸福”“非常幸?！钡母怕蕜t相應(yīng)分別減少0.36%、2.53%。與在正?；辇g結(jié)婚的女性相比，早婚女性精神健康得分低了0.34分，相當(dāng)于平均水平的1.3%。女性年齡上婚對男性精神健康有負(fù)面影響，其精神健康得分比年齡同型婚中的男性低0.47分，對主觀幸福感影響并不顯著。女性年齡下婚對男性精神健康的影響仍然不顯著。

其他變量的影響如下：年齡與主觀幸福感呈倒U型關(guān)系。城鎮(zhèn)戶籍、健康狀況越好、受教育程度、社會地位和收入越高的男性，越感到幸福，精神健康狀況越好。與教育同型婚相比，受教育程度高于妻子的丈夫主觀幸福感較高，精神健康較好。受教育程度低于妻子負(fù)向影響丈夫的主觀幸福感。

表3 婚配年齡模式對主觀評價和精神健康的影響(男性樣本)

續(xù)表3

主觀幸福感(1～5; Ordered Logistic)精神健康得分(0～30; OLS)(7)(8)(9)(10)(11)(12)城鎮(zhèn)(農(nóng)村)0.397???(0.057)0.316???(0.059)0.401???(0.114)0.320???(0.115)初中(小學(xué)及以下)0.288???(0.054)0.433???(0.065)0.465???(0.098)0.563???(0.109)高中0.261???(0.065)0.472???(0.082)0.423???(0.122)0.575???(0.139)大學(xué)及以上0.289???(0.078)0.531???(0.098)0.124(0.147)0.336?(0.170)地位高(低)0.868???(0.066)0.869???(0.066)0.719???(0.129)0.714???(0.128)地位中0.298???(0.050)0.296???(0.050)0.749???(0.095)0.747???(0.095)收入高(低)0.630???(0.083)0.640???(0.083)0.646???(0.120)0.656???(0.120)收入中0.326???(0.045)0.326???(0.045)0.534???(0.088)0.530???(0.087)自評健康好(差)0.841???(0.062)0.842???(0.062)3.384???(0.155)3.380???(0.155)自評健康中0.330???(0.063)0.331???(0.063)2.468???(0.157)2.463???(0.157)女性教育上婚0.209???(0.057)0.390???(0.095)女性教育下婚-0.217???(0.051)-0.099(0.083)縣/區(qū)虛擬變量控制控制控制控制控制控制截距項27.542???(0.074)24.353???(0.758)24.252???(0.760)樣本量12 66712 66712 66712 66312 66312 663R-squared0.0050.1410.142

說明：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05,+ p<0.1

為了考察婚配年齡模式影響的性別差異，我們使用基于似無相關(guān)模型的檢驗方法(seemingly unrelated regression, SUR)考察了自變量系數(shù)在組間的差異[35]，發(fā)現(xiàn)女性年齡上婚對精神健康的影響系數(shù)在女性樣本中顯著高于男性。

為進一步考察離婚、再婚導(dǎo)致的潛在樣本選擇性是否對模型構(gòu)成顯著影響，我們使用Heckman樣本選擇模型進行了輔助性分析，模型結(jié)果與現(xiàn)有結(jié)果無顯著差別，不會對我們的結(jié)論構(gòu)成本質(zhì)影響。內(nèi)生性樣本似然比檢驗(lr test of rho=0)的結(jié)果表明兩個方差的殘差項并不相關(guān)，基于模型篩選的簡約性原則，無需使用Heckman樣本選擇模型。我們基于2014年CFPS數(shù)據(jù)進行了不同版本的樣本限制，我們還將精神健康的得分轉(zhuǎn)換為因子得分，并對年齡匹配做了重新編碼，而所得結(jié)果都非常相似。因此，我們認(rèn)為本文所采用的樣本是較為合適和有效的，結(jié)果也具有一定的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與討論

本文研究發(fā)現(xiàn)初婚時間和初婚年齡匹配模式對個體婚后的主觀福利確實產(chǎn)生了顯著影響。首先，婚齡效應(yīng)假設(shè)獲得部分驗證：與正?；榕淠挲g相比，早婚對夫妻雙方主觀幸福感和精神健康均有顯著負(fù)面影響，而晚婚的影響不顯著。其次，年齡匹配效應(yīng)假設(shè)也獲得部分支持：相比其他模式，“男大女小”的年齡匹配模式會顯著降低妻子的主觀幸福感和丈夫的精神健康程度。第三，婚配年齡模式的影響存在性別差異：女性年齡上婚對女性精神健康的負(fù)面影響大于男性。本文對于婚配年齡模式在不同時期變動情況的描述也澄清了一些之前的爭論，如“女小男大”模式未有較大程度增加，而是基本維持穩(wěn)定或略有下降；婚齡差并未縮小，反而從20世紀(jì)90年代以來持續(xù)擴大并有可能繼續(xù)這一勢頭。

從婚齡的影響看，早婚產(chǎn)生的負(fù)面影響表明只有在一定年齡之后進入婚姻，婚姻才具有福利效應(yīng)?；诨橐龀墒炖碚摚硇倪€未成熟的個體過早進入婚姻會帶來多重角色調(diào)試壓力；同時早婚個體更有可能對婚姻匹配程度做出錯誤估計和預(yù)期，或接受匹配程度差的婚姻安排，即使我們控制了年齡和教育匹配因素，早婚者的婚姻不匹配情況仍有可能在其他未觀測到的層面體現(xiàn)。而晚婚未顯著影響個體福利可能是由于大齡未婚人口比例的上升提高了晚婚人群的選擇性，使得更適合婚姻的大齡群體進入婚姻，同時晚婚人群可以累積更多的人生經(jīng)驗，以更好地調(diào)適婚姻關(guān)系，消弭晚婚可能帶來的負(fù)面沖擊。但應(yīng)注意由于晚婚的婚姻匹配程度相對較差，如婚齡差變大，教育不匹配可能性增加，晚婚仍可能間接影響婚姻質(zhì)量和個人主觀福利。

從年齡匹配的影響看，夫妻年齡差距過大(男大于女4歲以上)確實對個體福利產(chǎn)生負(fù)面影響。年齡并不僅僅是一個生理特征，還代表了一定的社會經(jīng)歷。在社會變遷迅速的當(dāng)下，不同年齡個體在生活方式和價值觀之間的差異可能更明顯也更難以調(diào)適。同時女性年齡上婚(男大于女4歲以上)對女性精神健康的負(fù)面影響大于男性。從性別角色(gender role)視角來看，傳統(tǒng)性別角色規(guī)范中婚姻對于女性的規(guī)范和約束更多，比如承擔(dān)更多家務(wù)勞動[24]，同時在從夫居傳統(tǒng)下往往需要女性而非男性去適應(yīng)陌生的家人和環(huán)境，在日常生活中扮演多個新的角色(如兒媳婦、嫂子等)。這給“男大女小”匹配中相對年輕的女性帶來的身心負(fù)荷比相對年長的男性更大，更有可能對個體的精神健康狀況產(chǎn)生不利的影響[22]。

本文也存在一些可以改進之處。首先本文數(shù)據(jù)只包括調(diào)查時的已婚人口，未能觀察到處于適婚年齡的未婚人口。同時我們的研究結(jié)論僅適用于初婚且在婚人群，離婚、再婚群體的婚配年齡模式對個體主觀福利的影響還需要進一步加以研究。其次，局限于截面數(shù)據(jù)未能排除潛在的反向因果關(guān)系，即人們婚前的主觀幸福感也可能影響其婚齡和婚姻年齡匹配情況。未來可以通過追蹤數(shù)據(jù)和自然實驗等方法進行進一步研究。但是考慮到婚姻過程對個人重要且長期的影響，婚配年齡模式對個人主觀福利的影響顯得更為重要。

隨著計劃生育政策下出生的性別比失衡的隊列人口未來進入適婚年齡后，婚姻擠壓可能會導(dǎo)致我國夫妻的婚齡差進一步拉大[36]，這將會帶來婚姻匹配程度的下降并對個體主觀福利造成沖擊。婚齡匹配的變動也反映了社會開放度和性別不平等程度，我們應(yīng)該從社會開放性的視角出發(fā)，改變傳統(tǒng)的婚配觀念，并進一步完善人口政策，促進人口性別年齡結(jié)構(gòu)恢復(fù)動態(tài)平衡。同時，應(yīng)看到即使在近期同期群中還有一定比例的早婚人口，他們的主觀福利狀況值得關(guān)注。