戚珍珍， 邵文豪

(1.華東師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展學(xué)院，上海 200241；2.華東理工大學(xué) 社會(huì)與公共管理學(xué)院，上海 200237)

家庭是構(gòu)建社會(huì)的基本單元，婚姻是締結(jié)家庭的重要方式，作為反映社會(huì)婚姻與家庭變遷的重要指標(biāo)，初婚年齡一直倍受學(xué)界關(guān)注。數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)男性的平均初婚年齡已由1990年的23.57歲上升至2017年的27.31歲，女性的平均初婚年齡則從22.02歲上升至25.60歲，初婚年齡的推遲態(tài)勢(shì)明顯①。目前，學(xué)者們對(duì)此問(wèn)題的研究可概括為以下兩大面向：一是從宏觀社會(huì)結(jié)構(gòu)出發(fā)，論述初婚年齡受社會(huì)婚姻觀念和制度的約束，并關(guān)注人口生育政策[1]、性別結(jié)構(gòu)[2]、收入差距[3]、高校擴(kuò)招政策[4]以及房?jī)r(jià)變化[5-6]等的影響；二是從微觀層面的個(gè)體與家庭特征著手，試圖從性別[7]、受教育水平[8-9]、職業(yè)[10]、出生世代[11]、戶籍[12]、父母受教育程度[13]、父親職業(yè)類型[14]、家庭同胞結(jié)構(gòu)[15]以及勞動(dòng)力遷移[16-18]等方面對(duì)初婚年齡的變化進(jìn)行解釋。

上述研究提供了初婚年齡影響因素的豐富內(nèi)容，但在第二次人口轉(zhuǎn)變理論視角下，初婚年齡推遲和婚前同居率上升成為該次人口轉(zhuǎn)變的共同特征[19]。西方諸多研究也致力于從婚前同居的角度理解并闡釋特定國(guó)家或地區(qū)平均初婚年齡的變化，然而這一點(diǎn)在對(duì)我國(guó)初婚年齡變動(dòng)的解釋中卻少有涉及，僅有的兩篇相關(guān)研究得出了相反的結(jié)論[20-21]。2001年和2003年《關(guān)于適用〈中華人民共和國(guó)婚姻法〉若干問(wèn)題的解釋(一)》和《婚姻登記條例》等法律變更中，“非法同居”的“非法”二字被刪除，中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，在2000年以后進(jìn)入初婚的世代中，約三分之一的夫妻有過(guò)婚前同居[22]，法治層面的不干涉和道德層面的群體認(rèn)同性均表明婚前同居已經(jīng)成為一種新的個(gè)體生活方式。鑒于此，本文擬將婚前同居引入到初婚年齡的討論中，一方面實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)我國(guó)居民初婚年齡和婚前同居的變化趨勢(shì)，另一方面或可增加解釋初婚年齡變化的新視角，并為生育率、婚姻質(zhì)量等相關(guān)問(wèn)題的研究提供思考。具體而言，主要圍繞以下兩個(gè)問(wèn)題展開，一是在控制婚前同居的自選擇性后，居民婚前同居對(duì)其初婚年齡的影響狀況，二是探究婚前同居對(duì)初婚年齡的影響是否存在出生世代差異。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

現(xiàn)有學(xué)者多基于經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)的經(jīng)典理論視角來(lái)解釋初婚年齡的變化。性別角色分工理論、婚姻市場(chǎng)理論、婚姻搜尋理論等經(jīng)濟(jì)學(xué)視角認(rèn)為何時(shí)進(jìn)入婚姻是對(duì)結(jié)婚成本和收益進(jìn)行比較后做出的理性判斷，現(xiàn)代社會(huì)女性經(jīng)濟(jì)能力的提升能夠幫助她們耐心等待合適的伴侶，進(jìn)而做出結(jié)婚收益最大化的決定。[23-24]社會(huì)學(xué)的婚姻擠壓論、婚姻梯度選擇、婚姻動(dòng)機(jī)論則闡釋了人口結(jié)構(gòu)和數(shù)量變化、傳統(tǒng)擇偶觀念轉(zhuǎn)變等因素對(duì)初婚年齡的影響。[25-26]而在第二次人口轉(zhuǎn)變視角下，女性自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)、家庭觀念的改變、性解放和個(gè)體主義等因素共同推動(dòng)了婚姻和家庭領(lǐng)域的變革，就婚前同居如何影響初婚年齡的變化有以下兩種不同的觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)是婚前同居會(huì)推遲初婚年齡，學(xué)界通常從“選擇論”“經(jīng)驗(yàn)論”和“同居是婚姻的替代”三個(gè)維度來(lái)論證和闡釋?！斑x擇論”將婚前同居視為戀愛(ài)雙方彼此選擇的過(guò)程。在這一過(guò)程中，戀愛(ài)雙方會(huì)花費(fèi)一定時(shí)間去深入了解對(duì)方，如對(duì)方的生活習(xí)慣、脾氣秉性等內(nèi)在特征與品質(zhì)，以此確認(rèn)對(duì)方是否攜有對(duì)婚姻質(zhì)量不利的因素，進(jìn)而做出是否結(jié)婚的決定。研究表明，具有低教育水平[27]、不穩(wěn)定的家庭背景[28-29]、婚姻家庭態(tài)度背離傳統(tǒng)[30]等特質(zhì)的個(gè)體更傾向于與戀愛(ài)對(duì)象保持同居關(guān)系。在選擇論視角下，無(wú)論同居的結(jié)果如何，婚前同居都會(huì)占用一定的時(shí)間，倘若這段同居關(guān)系最終走向破裂，這種推遲效應(yīng)則會(huì)更加明顯?！敖?jīng)歷論”重在強(qiáng)調(diào)婚前同居經(jīng)歷本身改變了同居者對(duì)待兩性關(guān)系、婚姻及家庭的態(tài)度，進(jìn)而降低了適婚青年進(jìn)入婚姻的主觀意愿。持該論點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為同居作為一種個(gè)體化的生活方式，改變了婚姻作為終身契約的價(jià)值和意義，替代了婚姻在保持日常親密生活中的地位，弱化了同居雙方的道德性承諾和結(jié)構(gòu)性承諾，即同居者在同居過(guò)程中的處事行為和方式較少地受到原生家庭父母的束縛，且同居者對(duì)待伴侶的道德責(zé)任感較低,能夠較為輕易地結(jié)束一段關(guān)系[31]，因此最終走向婚姻的可能性下降。此外，一些研究者直接跳出同居是青年步入婚姻的重要步驟的邏輯來(lái)探究同居與婚姻的關(guān)系。作為親密關(guān)系存續(xù)的新形式，他們強(qiáng)調(diào)同居關(guān)系有替代婚姻關(guān)系的趨勢(shì)與可能，如多位學(xué)者對(duì)博茲瓦納、德國(guó)和匈牙利等國(guó)家青年的婚前同居現(xiàn)象進(jìn)行研究后得出的一致結(jié)論是年青人更多地將同居視為婚姻的另外一種可替代性選擇[32-34]。更有甚者，席琳[35]等人發(fā)現(xiàn)在加拿大的年青人中，生育已不僅僅局限于傳統(tǒng)的婚姻之中，同居關(guān)系中的生育也是青年成為父母的一種方式，如此使得同居可取代婚姻進(jìn)而成為伴侶生活的新形式。

另一種觀點(diǎn)是婚前同居對(duì)初婚年齡具有提前效用。從經(jīng)濟(jì)財(cái)富的積累來(lái)看，婚前同居有助于城市中的未婚男女共同分擔(dān)租房等生活成本，加速用于支撐婚姻的經(jīng)濟(jì)資本的獲得，提前為結(jié)婚做好經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)備[36]；同時(shí)婚前同居增加了女性懷孕的風(fēng)險(xiǎn)，但部分國(guó)家婚外生育政策的限制會(huì)促使同居者走向婚姻[37]；在婚前同居的過(guò)程中，同居者更易遭到父母的頻繁催婚，也有可能盡早地進(jìn)入婚姻生活[38]。

上述兩種觀點(diǎn)均得到了國(guó)外一定實(shí)證研究的檢驗(yàn)，但考慮到在我國(guó)傳統(tǒng)儒家文化與現(xiàn)代自由思想并存的社會(huì)環(huán)境下，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的個(gè)體更傾向于選擇婚前同居[39]，同時(shí)青年情侶對(duì)婚姻的物質(zhì)基礎(chǔ)要求越來(lái)越高[40]，尤其是在物價(jià)水平較高的特大和超大城市，直接進(jìn)入婚姻的幾率可能會(huì)越來(lái)越低；而有效的避孕手段和人工流產(chǎn)技術(shù)最大程度上避免了婚前生育，個(gè)體自主性的提升和父母?jìng)鹘y(tǒng)觀念的改觀使得結(jié)婚的自愿性不斷加強(qiáng)，因此婚前同居對(duì)初婚年齡的促進(jìn)機(jī)制在國(guó)內(nèi)并不一定有力，其婚姻推遲效應(yīng)更具有理論依據(jù)和信服力。一方面，具有自由主義和現(xiàn)代化思想的個(gè)體更少受傳統(tǒng)婚姻規(guī)范的約束，不僅會(huì)選擇在初婚前同居，而且傾向于推遲婚姻; 另一方面，初婚前同居發(fā)揮了婚姻的部分功能，減少了結(jié)婚的迫切性。因此，本文提出假設(shè)1: 初婚前同居會(huì)延遲中國(guó)居民的初婚年齡。

此外，有學(xué)者指出同居的內(nèi)涵可能會(huì)隨著社會(huì)情境的變遷而發(fā)生轉(zhuǎn)變，當(dāng)同居在特定的社會(huì)結(jié)構(gòu)、文化和歷史背景下的意義和流行程度不同時(shí)，同居對(duì)初婚年齡的影響也會(huì)發(fā)生變化[41-44]。在同居的發(fā)展早期，婚前同居僅僅作為青年步入婚姻的一個(gè)步驟，并未得到社會(huì)的廣泛認(rèn)同，婚前同居者受到既有傳統(tǒng)家庭觀念和兩性交往觀念的較大影響，更有可能盡早進(jìn)入婚姻，故此時(shí)婚前同居對(duì)初婚年齡具有提前作用。而隨著同居從經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平較高的地區(qū)向外蔓延，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的年青人也開始接受婚前同居，發(fā)達(dá)地區(qū)年青人中的同居越來(lái)越普遍，此時(shí)的婚前同居不僅包括了上述內(nèi)涵，而且逐漸成為檢驗(yàn)雙方關(guān)系的一種策略，對(duì)初婚年齡的影響具有多重性，提前和推遲作用皆有可能發(fā)生。在婚前同居發(fā)展的第三階段，開放自由的家庭和兩性觀念充分傳播，同居已被絕大多數(shù)社會(huì)成員所接受，成為青年進(jìn)入聯(lián)合(union)的慣用方式[45]，越來(lái)越多的年輕人選擇晚婚甚至不婚，此時(shí)同居主要對(duì)初婚年齡起到推遲作用。與同居的內(nèi)涵相適應(yīng)，實(shí)證研究表明同居在年老的出生隊(duì)列中是一個(gè)極為罕見的行為，但在“80后”中，超過(guò)四分之一的男性和女性都有過(guò)初婚前同居的經(jīng)歷[46]，且這一比例已經(jīng)接近甚至超過(guò)了一些歐洲國(guó)家，比如西班牙和意大利[47]。考慮同居內(nèi)涵與世代的變化具有一致的方向，故本文提出假設(shè)2：在不同的出生世代中，婚前同居對(duì)初婚年齡的影響存在差異。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。CFPS覆蓋全國(guó)25個(gè)省/市/自治區(qū)，采用分層、多階段、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方法，旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。2018年CFPS成人問(wèn)卷數(shù)據(jù)庫(kù)涉及居民初婚年齡、婚前同居、出生日期等相關(guān)問(wèn)題，考慮到16歲是CFPS兒童卷與成人卷的劃分標(biāo)準(zhǔn)，且多數(shù)研究將16歲作為初婚風(fēng)險(xiǎn)的起始時(shí)間[48-49]；同時(shí)人口學(xué)中通常以50歲作為終身不婚的年齡界限[50]，因此筆者將研究對(duì)象界定為有過(guò)婚姻經(jīng)歷且初婚年齡在16—50歲的個(gè)體，并匹配2016年數(shù)據(jù)庫(kù)中的結(jié)婚日期、出生日期等變量予以完善數(shù)據(jù)，共計(jì)有效樣本數(shù)為3611個(gè)。

(二)變量

本文的研究問(wèn)題是婚前同居對(duì)初婚年齡的影響，因此因變量為初婚年齡，通過(guò)計(jì)算被調(diào)查對(duì)象結(jié)婚日期與出生日期之差得出。主要解釋變量婚前同居為二分變量，在問(wèn)卷中的具體問(wèn)題為“結(jié)婚前是否同居過(guò)一段時(shí)間”，“0”表示與初婚配偶“沒(méi)有發(fā)生婚前同居”，“1”表示“發(fā)生了婚前同居”。

除了以上關(guān)注的關(guān)鍵變量之外，結(jié)合既有與初婚年齡相關(guān)的研究，納入以下控制變量：受訪者的性別、年齡、年齡的平方項(xiàng)、受教育程度、戶口、出生世代、母親受教育程度、個(gè)人年收入的對(duì)數(shù)、擇偶方式和工作性質(zhì)，具體變量設(shè)置及賦值情況如表1所示。需要特殊說(shuō)明的是，出生隊(duì)列按照被訪者的出生時(shí)間劃分為1960年前、1960—1979年、1980年及以后三個(gè)時(shí)期。1960年以前的出生隊(duì)列多數(shù)集中在1980年之前進(jìn)入婚姻，代表著受傳統(tǒng)婚姻觀念影響的一代人，1960—1979年出生的這群人一般在1980年以后完成婚姻，其婚姻觀念兼具傳統(tǒng)和現(xiàn)代的特征，而1980年及以后出生的人在較大程度上受到現(xiàn)代婚姻觀念的影響。

表1 變量定義與處理方法

(三)方法

樣本的自選擇性在回歸分析中引起的偏誤已被廣泛討論，本研究中婚前同居的自選擇性問(wèn)題可通過(guò)Heckman二階段模型來(lái)解決。首先構(gòu)建修正因子逆米爾斯比率λ：

(1)

其次，將逆米爾斯比率λ作為一個(gè)控制變量即公式(1)帶入到回歸模型中，構(gòu)建以初婚年齡為因變量的OLS回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)所有預(yù)測(cè)變量的方差膨脹因子(VIF)低于10，因此不存在多元共線性問(wèn)題，具體模型設(shè)定如下：

(2)

在模型中，Y表示初婚年齡，X1代表核心自變量“是否婚前同居”，Xi為其他控制變量，α1，αi，ω為相應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)，α0為常數(shù)項(xiàng)，ε是誤差向量。

三、研究結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

如圖1所示，從初婚年齡結(jié)果來(lái)看，婚前同居者初婚年齡的峰值出現(xiàn)時(shí)間晚于未婚前同居者。具體而言，從比重分布來(lái)看，婚前同居群體中有31.1%的居民選擇在23—25歲結(jié)婚，而沒(méi)有婚前同居的個(gè)體的初婚年齡集中在20—22歲，占該群體的比例為31.32%。從平均值來(lái)看，有婚前同居經(jīng)歷的居民的平均初婚年齡為24.76歲，大于沒(méi)有婚前同居經(jīng)歷的居民的23.70歲，所以有必要進(jìn)一步深入討論婚前同居對(duì)初婚年齡的影響。

圖1 CFPS 2018年我國(guó)居民初婚年齡的群體差異

表2對(duì)樣本的主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，具體而言有以下特征：①相較于女性，男性樣本有更多的婚前同居經(jīng)歷，占比為52.47%；沒(méi)有婚前同居經(jīng)歷的樣本以女性為主，占比為52.86%；②婚前同居者的平均年齡較非婚前同居者低；③年齡的平方項(xiàng)在有無(wú)婚前同居經(jīng)歷的樣本中具有較大差異；④分教育程度看，在有婚前同居經(jīng)歷的樣本中，大專及以上學(xué)歷的樣本占比達(dá)30.40%，而沒(méi)有婚前同居經(jīng)歷的樣本中該比例僅為21.94%，初中及以下學(xué)歷的人群，有無(wú)婚前同居經(jīng)歷的樣本占比分別為40.88%和49.48%，說(shuō)明隨著個(gè)體受教育程度的提高，自由開放的思想觀念得以廣泛傳播和接受，婚前同居的比例也隨之上升；⑤分戶籍看，在有婚前同居經(jīng)歷的樣本中，非農(nóng)業(yè)戶籍的比例更大，占比為31.15 %，沒(méi)有婚前同居經(jīng)歷的樣本中農(nóng)業(yè)戶籍的比例更大，占比為71.76 %，說(shuō)明了城市化的發(fā)展有利于開放自由的個(gè)體化思想觀念的傳播；⑥分出生世代看，在1960年以前和1980年及以上的出生世代中，婚前同居的比例分別為2.76%和69.04%，而沒(méi)有婚前同居經(jīng)歷的比例分別為29.85%和21.66%，表明婚前同居在年輕的出生世代中更為流行；⑦從母親受教育程度看，就“高中及以上”學(xué)歷而言，在婚前同居和非婚前同居經(jīng)歷樣本中的占比分別為22.15%和14.32%，而在“初中及以下”學(xué)歷中，這一比例分別為77.85%和85.68%，從代際傳遞的視角來(lái)看，母親受教育程度的提高有助于為子女創(chuàng)造自由包容的家庭成長(zhǎng)環(huán)境，進(jìn)而提升了子女對(duì)新思想和新觀念的接受度；⑧從個(gè)人年收入的對(duì)數(shù)來(lái)看，有婚前同居經(jīng)歷的樣本其個(gè)人年收入的對(duì)數(shù)(10.55)略高于無(wú)婚前同居經(jīng)歷的樣本(10.24)，驗(yàn)證了前文所述的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的個(gè)體越會(huì)選擇婚前同居；⑨從擇偶方式來(lái)看，婚前同居者以“自己認(rèn)識(shí)”的方式擇偶為主，占比為55.95%，而在非婚前同居者中這一比例僅為25.05%；⑩從工作性質(zhì)來(lái)看，婚前同居者從事非農(nóng)工作的比例遠(yuǎn)高于非婚前同居者，二者占比分別為85.17%和63.08%。

顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，婚前同居者與非婚前同居者在各變量上均具有顯著性差異，即婚前同居者中男性較多、年齡均值偏低、受教育程度較高、非農(nóng)業(yè)戶籍為主、出生世代較年輕、母親受教育程度較高、個(gè)人年收入較高、以自己認(rèn)識(shí)為主要擇偶方式、較多從事非農(nóng)工作，因此表2的結(jié)果進(jìn)一步表明婚前同居者往往具有較大的自選擇性。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

(二)婚前同居對(duì)初婚年齡的影響

表3是運(yùn)用Heckman二階段模型回歸分析的基本結(jié)果，Probit回歸模型1首先估計(jì)了婚前同居的影響因素，OLS回歸模型2中納入了逆米爾斯比率(λ)，OLS回歸模型3作為參照未納入逆米爾斯比率(λ)，具體模型解釋如下：首先，在婚前同居影響因素的Probit模型中，性別、年齡、年齡的平方、出生世代、個(gè)人年收入的對(duì)數(shù)和擇偶方式對(duì)婚前同居具有顯著性影響。具體而言，性別對(duì)婚前同居的影響在1%的水平上顯著，相較于女性，男性選擇婚前同居的可能性更大；年齡對(duì)婚前同居具有正向顯著性影響，且年齡的平方項(xiàng)顯著為負(fù)，因此年齡與婚前同居可能性之間存在倒U型關(guān)系；分出生世代看，相較于1960年之前的出生世代，1960—1979年和1980年及以后出生的世代婚前同居的可能性分別增加0.462和0.633，結(jié)果均在10 %的水平上顯著，這與已有的研究結(jié)論相一致[51-52]；而作為個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的體現(xiàn)，個(gè)人年收入的對(duì)數(shù)在5%的顯著性水平上對(duì)婚前同居產(chǎn)生正向影響，相對(duì)而言，有較高收入水平的個(gè)體，婚前同居的可能性更大[53]；最后，以自己認(rèn)識(shí)的方式結(jié)為夫妻的個(gè)體具有較大的婚前同居可能性，其結(jié)果在1%的水平上顯著。

其次，考慮是否納入逆米爾斯比率(λ)，生成兩個(gè)OLS回歸模型即模型2和模型3。模型2顯示，這一修正因子對(duì)初婚年齡不具有顯著性影響，說(shuō)明樣本的選擇性偏差影響有限，故筆者主要基于表3中的模型3對(duì)影響因子進(jìn)行解釋。模型3的參數(shù)估計(jì)結(jié)果一定程度上驗(yàn)證了婚前同居的經(jīng)歷確實(shí)推遲了初婚年齡，從回歸系數(shù)看，相較于沒(méi)有婚前同居的個(gè)體，有婚前同居經(jīng)歷的居民初婚年齡延遲了1.239歲，驗(yàn)證了假設(shè)1；男性初婚年齡較女性而言平均推遲了0.708歲，其結(jié)果在10%的水平上顯著；年齡和年齡的平方對(duì)初婚年齡的影響均在1%的水平上顯著，且二者共同展示了個(gè)體年齡與初婚年齡之間的倒U型關(guān)系；受教育程度對(duì)初婚年齡的推遲作用也驗(yàn)證了既有的眾多研究[54-56]，相較于初中及以下學(xué)歷的個(gè)體，大專及以上學(xué)歷的個(gè)體的初婚年齡推遲了2.371年；就不同出生世代而言，相較于1960年以前的出生世代，更年輕的世代的初婚年齡反而更小，這一定程度上是因?yàn)?960年之前出生的個(gè)體處于婚齡階段時(shí)恰逢“晚、稀、少”的人口政策出臺(tái)，初婚年齡有所延后，而1960—1979年代出生的個(gè)體處于婚齡階段時(shí)國(guó)家已將婚齡降低至男22歲、女20歲，對(duì)于更年輕即1980年及以后的出生世代而言，當(dāng)前仍有部分人群未進(jìn)入婚姻，因此樣本中所涉及的個(gè)體以早婚人群為主，故初婚年齡的變化趨勢(shì)并未得到完全反映[57]；此外，母親受教育程度越高，個(gè)體初婚年齡相對(duì)較晚，其結(jié)果在10%的水平上顯著，這可能是由于教育的代際傳遞而導(dǎo)致子女締結(jié)婚姻的年齡也相對(duì)較晚。

表3 Heckman兩階段模型回歸

(三)婚前同居對(duì)初婚年齡影響的世代差異

由于婚前同居的流行呈現(xiàn)不斷蔓延之勢(shì)，且不同出生世代對(duì)初婚年齡的影響存在差異，因此筆者進(jìn)一步探究在不同出生世代中婚前同居對(duì)初婚年齡的影響?？紤]到在1960年以前的出生世代中，婚前同居現(xiàn)象極少，因此筆者主要分1960—1979年和1980年及以后兩個(gè)出生世代建立回歸模型4—7，如表4所示。模型4—5是1960—1979年出生世代的回歸模型，模型6—7是1980年及之后出生世代的回歸模型，其中模型4和模型6納入了修正因子逆爾米斯比率。由于修正因子不具有顯著性，說(shuō)明婚前同居的自選擇性造成的內(nèi)生影響有限，因此筆者主要基于模型5和模型7進(jìn)行詳細(xì)分析。

表4 不同出生世代下婚前同居對(duì)初婚年齡影響的回歸模型

首先，婚前同居對(duì)初婚年齡的影響在不同出生世代間存在差異。1960—1979年出生世代中婚前同居變量的系數(shù)為1.847，而1980年及之后出生世代的回歸系數(shù)為0.707，這反映了婚前同居對(duì)于“60后”和“70后”初婚年齡的影響較大，但由于“90后”及以后群體中仍有部分個(gè)體未進(jìn)入婚姻，所以其回歸系數(shù)需進(jìn)一步隨著社會(huì)的發(fā)展得到檢驗(yàn)。第二，年齡和年齡的平方項(xiàng)對(duì)初婚年齡的影響僅在“60后”和“70后”群體中具有顯著性，其結(jié)果顯示年齡與這兩類群體的初婚年齡存在正“U”型關(guān)系，即有一個(gè)低谷。第三，受教育程度對(duì)初婚年齡的影響也存在世代差別。相較于初中及以下學(xué)歷，大專及以上學(xué)歷對(duì)年輕世代初婚年齡的影響要高于1960—1979年出生世代，分別為3.168和1.590歲；高中學(xué)歷僅對(duì)1980年及以后出生世代的初婚年齡具有顯著性影響，這是因?yàn)檩^高的教育程度與在校就讀時(shí)間的延長(zhǎng)聯(lián)系在一起，客觀上推遲了初婚年齡[58-59]；隨著高等教育的普及和個(gè)體對(duì)教育水平越來(lái)越高的追求，大學(xué)教育的推遲作用越來(lái)越明顯。第四，以“自己認(rèn)識(shí)”為主要擇偶方式的“60后”“70后”出生世代，其初婚年齡相對(duì)較晚；而工作性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的80年及以后出生世代的個(gè)體，其初婚年齡相對(duì)較早，這可能與農(nóng)業(yè)從事者長(zhǎng)期以來(lái)早婚早育的傳統(tǒng)有關(guān)。綜合上述對(duì)不同世代回歸結(jié)果的分析，可以發(fā)現(xiàn)婚前同居對(duì)初婚年齡的影響在不同出生世代間存在差異，由此證實(shí)了假設(shè)2。

四、結(jié)論與討論

基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)，本研究的結(jié)論部分支持了目前許多工業(yè)化國(guó)家關(guān)于婚前同居、教育程度與初婚年齡之間關(guān)系的主要假設(shè)，同時(shí)也有新的研究發(fā)現(xiàn)。伴隨著中國(guó)社會(huì)中個(gè)體化的崛起，越來(lái)越多的年青人追求開放自由的婚戀觀念，初婚前同居成為許多人生命歷程中的重要事件。研究顯示在1980年及以后出生的年輕世代中，婚前同居者的比例更高。本研究也驗(yàn)證了性別、出生世代、個(gè)人年收入和擇偶方式對(duì)婚前同居具有顯著性影響，男性更有可能選擇婚前同居，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)文化也會(huì)通過(guò)對(duì)個(gè)體現(xiàn)代家庭觀念的改變進(jìn)而影響其家庭行為。

回歸結(jié)果進(jìn)一步表明，在控制了婚前同居的自選擇性后，婚前同居者的初婚年齡平均延遲了1.239歲，即婚前同居的經(jīng)歷本身會(huì)改變個(gè)體對(duì)待婚姻的態(tài)度，包括削弱對(duì)伴侶的道德承諾和對(duì)婚姻作為終身制度的結(jié)構(gòu)性承諾，經(jīng)歷假說(shuō)得到了支持。同時(shí)，性別、年齡、年齡的平方項(xiàng)、受教育程度、出生世代和母親受教育程度對(duì)初婚年齡也具有顯著性影響，這與男性初婚年齡晚于女性的文化傳統(tǒng)、在校就讀時(shí)間的延長(zhǎng)、教育的代際傳遞具有較強(qiáng)的相關(guān)性，與部分學(xué)者的研究結(jié)論也具有一致性[60]。從不同出生世代來(lái)看，婚前同居對(duì)初婚年齡的推遲效應(yīng)在1960—1979出生世代中的表現(xiàn)最為明顯，這與年輕世代中婚姻事件尚未完全結(jié)束存在關(guān)聯(lián)，有待于后續(xù)進(jìn)一步驗(yàn)證。

在中國(guó)，作為第二次人口轉(zhuǎn)變的重要特征，婚前同居的流行和初婚年齡的推遲變得越來(lái)越普遍。社會(huì)觀念的日益開放和包容、社會(huì)生活的日益?zhèn)€體化、性別關(guān)系的日趨平等、女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的日益提高為婚前同居提供了發(fā)展條件。同時(shí)對(duì)于同性戀、不婚族等群體而言，婚姻已不是人生的追求和選擇，晚婚不婚趨勢(shì)愈加明顯，更有甚者，西方國(guó)家已經(jīng)出現(xiàn)了同居替代婚姻的趨勢(shì)[61]。然而，婚姻目前仍是人們生育行為發(fā)生的必要條件，婚外生育仍不被社會(huì)大眾和倫理所接受，婚前同居所造成的初婚年齡的推遲可能會(huì)通過(guò)擠壓可生育年齡進(jìn)而導(dǎo)致生育率下降，對(duì)母嬰健康、社會(huì)人口再生產(chǎn)造成一定的威脅。因此，同居對(duì)初婚年齡的推遲一定程度上對(duì)婚姻制度造成了沖擊。中國(guó)作為“強(qiáng)家庭主義”文化的國(guó)家，應(yīng)努力維護(hù)婚姻在人口和社會(huì)發(fā)展中積極且不可替代的作用，通過(guò)以家庭為單位增發(fā)福利津貼、降低夫妻首次購(gòu)房的首付比例等政策手段維護(hù)婚姻制度，嘗試降低初婚年齡，加快人口的代際更替，保持我國(guó)的人口紅利優(yōu)勢(shì)。

最后，本文的局限性主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：其一，本文關(guān)注的婚前同居僅是與初婚配偶的同居，而與非初婚配偶的同居經(jīng)歷未予以考慮，可能帶來(lái)誤差；其二，受制于調(diào)查資料，本文無(wú)法同時(shí)關(guān)注到同居時(shí)青年的家庭經(jīng)濟(jì)地位、所處的地理區(qū)位等信息。期待中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的進(jìn)一步完善和更新，未來(lái)可對(duì)上述缺陷予以完善，做出更為深入的研究和分析。

注釋：

①分性別平均初婚年齡根據(jù)《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)中的平均單身年齡間接測(cè)算所得。