教育獲得對初婚年齡的影響研究

 

　　作者簡介：楊克文，西南財經大學 公共管理學院，四川 成都 611130 李光勤，浙江農林大學 暨陽學院，浙江 紹興 311800 楊克文(1984- )，男，河南駐馬店人，西南財經大學公共管理學院博士研究生； 李光勤(1979- )，男，四川瀘縣人，浙江農林大學暨陽學院副教授，上海財經大學財經研究所博士研究生。

　　內容提要：伴隨著世界多數工業化國家出現晚婚和不婚現象，中國年輕一代的婚戀觀也在發生巨變。在中國老齡化問題日益嚴重的背景下，考察居民個體的晚婚現象顯得尤為必要。本文使用2016年的中國勞動力動態調查(CLDS)數據，考察教育獲得與居民初婚年齡的關係。研究發現教育獲得對居民初婚年齡具有顯著的正向影響，受教育程度每增加1年，居民初婚年齡上升0.11年；通過改變教育獲得的度量方法後的穩健性檢驗，結論仍然成立。考慮教育獲得的測量不準確、初婚年齡與教育獲得之間可能存在反向因果關係以及可能存在的遺漏變量等問題，採用工具變量進行兩階段最小二乘法估計結果仍然成立。分性別的研究發現教育獲得對女性初婚年齡存在正面影響，但是對男性的影響並不穩健。分年代樣本的回歸發現出生於20世紀50年代之前的個體受教育程度越高其初婚年齡越小；出生於50年代之後的個體受教育程度對其初婚年齡具有顯著的正向影響，且係數呈現越來越大的趨勢。進一步對影響機制進行分析後發現父母的教育傳遞性會通過教育獲得對子女的初婚年齡產生正向影響，父母的農業戶口和家庭兄弟姐妹數量會通過教育獲得對子女初婚年齡產生負向影響。為緩解人口老齡化程度，促進我國經濟健康發展，建議國家出臺適當的政策降低居民初婚年齡。

　　關 鍵 詞：受教育年限/初婚年齡/教育傳遞性/工具變量/Education Attainment/First Marriage Age/Educational Transmissibility/Instrumental Variable

　　標題注釋：浙江省高校重大人文社科項目攻關計劃項目「代際收入流動性對居民收入差異的傳導機制研究：基於『二代』現象的理論解釋」(2014QN027)。

　　一、引言

　　隨著我國義務教育制度的實施，我國居民的平均受教育年限顯著提升。據中山大學發布的《中國勞動力動態調查：2015年報告》的數據顯示，2014年我國勞動力受教育年限以中等教育為主，平均受教育年限為9.28年，說明我國勞動力平均受教育年限已經超過了九年義務教育的年限。但是，另外一個現實的問題是我國居民的初婚年齡也在不斷提高。劉爽等的研究發現1980年我國居民的平均初婚年齡為23.78歲，2010年提高到24.85歲，30年間居民平均初婚年齡推遲了大約1歲。[1]那麼受教育年限與初婚年齡之間是否存在必然的聯繫，這種聯繫是否是一種因果關係，兩者的內在聯繫機制是什麼?

　　現有研究中針對教育獲得與初婚年齡之間的關係結果存在一些分歧。一些研究認為教育提高了初婚年齡。[2-4]另一些研究表明教育降低了初婚年齡，而且主要體現在女性樣本中。[5-7]Kalmijn認為教育對女性結婚概率的影響既可能是正面的也可能是負面的，這取決於不同的社會環境，但是教育會提高男性的結婚概率。[8]Ono認為在性別不平等較為嚴重的傳統社會裡，受教育程度高的女性更可能在勞動力市場上獲得成功，從而提高了進入婚姻的機會成本，這將降低她們的結婚意願，進而推遲結婚年齡。[9]相反，Kalmijn、Fukuda的研究發現，在一些性別更加平等的社會，女性的經濟能力對家庭經濟狀況同樣重要時，男性的經濟前景對於家庭的重要性就會下降，這將使男性在婚姻市場上競爭女性的經濟資源，結果教育程度的提升反而提高了女性的結婚概率。[8][10]

　　目前，針對我國的教育獲得與初婚年齡之間關係的研究還較少。我國正處於傳統社會向現代社會、傳統的教育模式向新的教育模型轉變中，教育獲得與初婚年齡之間的關係是不確定的，因此，不能完全套用國外的研究結果。而這一研究對於我國進入老齡化社會過程中，解決勞動力供給逐漸出現的不足現象，推進延遲退休等制度均具有重要意義。本文基於CLDS2016的翔實微觀調查數據，研究教育獲得與初婚年齡之間的關係，與已有文獻相比，主要有以下創新之處：第一，已有文獻得到教育獲得與初婚年齡之間的關係可能是正，也可能是負，其原因是內生性問題並沒有得到有效的處理，而本文尋找到合適的工具變量，採用兩階段最小二乘估計方法得到更為可信的結果；第二，現有文獻大多沒有分析地區異質性的特徵對結婚年齡的影響，不考慮這些異質性特徵會導致估計結果有偏，本研究中控制了地區風俗習慣等地區異質性因素會使估計結果更為準確；第三，由於本研究的樣本量比較大，可以識別出性別、不同出生年代的教育獲得對初婚年齡的影響，還可以對教育獲得對初婚年齡的影響機制進行經驗考察。

　　二、文獻回顧與理論假設

　　Becker首次使用成本與收益的經濟學分析方法研究婚姻問題。他假設婚姻市場的參與者是理性人，每個人會通過比較結婚的淨收益與單身時的收益來決定是否結婚。結婚的淨收益由結婚的收益和成本兩方面共同決定，如果結婚的淨收益大於單身的收益，個體將選擇結婚，反之則不結婚。[11]結婚的收益包括生產互補性收益(如家庭分工和專業化、養育自己的孩子)、分擔風險的益處和消費互補性的收益(如聯合消費公共品、共享休閒活動)。[3][12]結婚的成本主要包括兩部分，一是法律費用、伴侶搜尋成本等，[11]二是住房和子女撫養等婚姻中的消費承諾。[13]

　　婚姻通常被看作是進入成人階段的標誌，它不僅要求個人在經濟上保持獨立，而且需要花費大量的時間和精力與配偶維持密切關係。[4]但是作為學生通常在經濟上尚未獨立，需要依賴家庭和父母的幫助，最重要的是為了完成學業同樣需要投入大量的時間和精力。在有限的時間和退學結婚的高額機會成本的雙重約束下，完成學業再進入婚姻市場通常是人們的理性選擇。[6]婚齡時間不僅是人們進入婚姻市場的重要時間，也是人們發展個人事業，在勞動力市場上不斷取得成功的時間。一方面，個體收入越高越有利於完成婚姻承諾，在婚姻市場上的競爭力就會越強，這有利於降低初婚年齡；另一方面，個體工作時間越長、生活節奏越快，為了發展事業而用於結交異性的時間就會越少，從而會減少對婚姻資本的投資，導致初婚年齡推遲。此外，單身時的收益不僅在於有更多的時間發展個人事業，同時也可以在婚姻市場上獲得更多異性信息，提高婚配質量。[14]而教育程度越高，個人越可能在勞動力市場上表現得更好。[15]因此，本文提出如下假設：

　　假設1：在其他條件不變的情況下，受教育程度越高的個人初婚年齡越大。

　　從我國傳統婚姻觀念來看，不僅遵循著「男主外，女主內」的家庭分工模式，而且通常按照「男高女低」的模式進行婚配。[16-17]在傳統家庭分工模式下，丈夫主要從事市場勞動，妻子從事家務勞動。家庭中按性別進行的專業化分工和生產能使婚姻收益最大化。[18]在這個模型中，受教育程度更高的男性在勞動力市場上更可能成功，根據假設1，這會提高他們的初婚年齡。對於女性來說，傳統上中國的婚配模式存在「男高女低」現象，男性承擔養家餬口的主要責任，女性主要負責料理家務，由於不用養家，所以女性的經濟特徵並不是傳統婚姻中男性考慮的主要因素。[16]但隨著新中國成立，這種傳統的性別關係在發生改變。中國共產黨提倡女性解放的觀念，使得女性更加獨立，包括對家庭經濟資源的貢獻。[19]在經濟改革時期，女性不斷縮小和男性的教育差距，甚至超過了男性的教育水平，相應地改善了她們在勞動力市場上的待遇。由於女性在家庭中承擔更多贍養老人和照顧孩子的任務，勞動力市場上的成功會提高從事家務的機會成本，降低從婚姻中獲得的收益，因此，相對於男性，受教育程度更高的適婚女性更可能晚婚甚至不婚。[18]另一方面，在婚姻市場上，適婚男女按照「男高女低」的模式進行婚配，因此婚姻中男性的教育程度通常高於女性的或者與女性的教育程度相同。[20]隨著男性受教育程度的提升，他們可選擇的婚配對象也在不斷增加，但是隨著女性受教育程度的提升，她們可選擇的婚配對象將會減少。因而，從擇偶標準的角度來看，男性受教育程度越高初婚年齡越小，女性受教育程度越高初婚年齡越大。綜合我國傳統的家庭分工模型和擇偶標準，本文提出如下假設：

　　假設2：受教育程度對男性初婚年齡的影響不能確定，但受教育程度會顯著影響女性的初婚年齡。

　　新中國成立之前，中國處於傳統農業封建社會，個人婚姻不能自主，通常由父母替代擇偶，而「門當戶對」是該時期擇偶的典型特徵。[4]與此同時，傳統舊社會鼓吹「女子無才便是德」，在當時普遍受教育程度較低的情況下，個體接受過較多教育就變成了一種明顯優勢，他們更趨向於早結婚。[21]而沒有受過教育的個體，家庭經濟條件相對較差，婚姻市場的競爭力也較差，從而結婚時間會較晚。

　　新中國成立以後，我國社會變遷程度日益加劇。[22]社會、經濟和政治等環境不斷變化，打破了男女不平等的枷鎖，讓男性和女性有同等的權利可以獲得平等的受教育機會，同時我國的教育體系得以進一步完善，特別是《義務教育法》的頒布，要求每個人都應該接受至少九年的教育時間。而在婚姻方面，1950年頒布的第一部《婚姻法》廢除了中國封建社會中的婚姻包辦等不良婚姻陋習，自由婚戀的觀念得以廣泛傳播。這一系列的改革使得我國居民的受教育水平和初婚年齡發生不同程度的變化。[23]

　　進入新世紀後，我國開始進行了住房的市場化改革，這對居民在婚姻市場上的競爭力產生負向影響。[24]因此，為了應對競爭不斷加劇的婚姻市場，不僅家庭需要為子女婚姻儲蓄，[25]而且適婚青年也不得不在勞動力市場上奮鬥。1999年開始實施的高等教育擴招，不僅加劇了勞動力市場競爭，而且職業獲得的難度也不斷增加。因此為了提高在勞動力市場上成功的可能性，婚戀不得不讓位於事業。由於受教育程度更高的適婚青年採取「先立業後成家」的策略更可能成功，這使得受教育程度更高的適婚青年更可能晚婚。基於以上分析，本文提出如下假設：

　　假設3：在其他條件不變的情況下，出生於不同時代的居民，教育獲得對其初婚年齡的影響不同。

　　婚姻匹配不僅是個人匹配的問題，而且是兩個家庭匹配的問題。因此，每個家庭的具體特徵會影響每個人的受教育水平，進而影響到其初婚年齡。具體來說，經典理論認為教育是具有傳遞性的，即父母的受教育水平會顯著影響下一代的受教育水平。[26]在中國傳統文化中，「望子成龍」的思路會影響每個家庭對子女的教育投資，從而希望子女獲得更多的教育，這對於受過良好教育的父母更明顯。根據布勞-鄧肯的經典職業地位獲得模型，教育是人力資本的重要組成部分，是決定人們在勞動力市場表現的關鍵因素，並影響著自身的社會地位獲得；[27]王甫勤等認為教育也是家庭背景優勢傳遞的再生產機制，即通過文化資本、教育分流等方式確保其子女獲得更多教育機會，家庭背景優勢以此實現代際傳遞。[28]同時，除了教育可以傳遞之外，還有父母的身份可以傳遞給下一代，從而影響其受教育水平，進而影響其初婚年齡。父母的身份主要體現在兩個方面，第一身份是戶籍身份，即父母的戶口類型；第二個身份是政治身份，即父母是否為黨員。另外，家庭的人口結構也是影響其教育獲得的重要因素，如果一個家庭的子女數量較多，那麼必然會降低每個子女的受教育水平，從而影響其初婚年齡。谷宏偉和楊秋平的研究發現家庭子女數量對城市家庭子女教育投資具有負向影響。[29]因此，本文提出如下假設：

　　假設4：一個人的教育獲得可能受到父母的教育水平和身份以及家庭子女數量等因素的影響，從而影響其初婚年齡。

　　三、研究設計

　　1.模型與方法

　　本文將先後採用普通最小二乘法(OLS)和兩階段最小二乘法(2SLS)研究教育獲得對中國居民初婚年齡的影響：

　　其中，表示居民初婚年齡；表示受教育水平；代表其他控制變量；為隨機擾動項。上式的估計方法主要採用OLS。然而，OLS估計可能存在嚴重的內生性問題。首先，遺漏變量問題。初婚年齡受初婚時的經濟基礎決定，但我們無法獲得初婚時家庭和個人的經濟狀態變量。而且個體受教育程度的高低往往是家長及本人的決策結果，因而受教育程度的高低可能與個人能力及家庭教育觀念有關，[30]而這些不可觀察因素也會影響婚姻狀況，從而帶來遺漏變量問題；其次，反向因果問題。個體早期社會化過程通常受原生家庭的影響程度較大，父母不僅是自己的撫養人，也是自己價值取向形成的榜樣。[31]因此父母的家庭婚姻觀念也會影響自己對待婚姻的態度，[32]其中父母的結婚年齡較晚也會在一定程度上影響子女的結婚年齡。父母教育程度作為衡量家庭文化資本的重要指標，根據文化再生產理論，子女的教育水平會受到家庭文化資本的影響。[26]父母教育程度越高，他們對子女的教育期望也會越高，子女的教育程度提升會促進子女結婚年齡上升，所以，在一定程度上結婚年齡會影響受教育水平；第三，測量誤差問題。由於樣本中個體年齡跨度較大，年齡較大的部分樣本可能對自己的受教育水平記憶不準確，會導致他們在作答時存在誤判，從而使得我們的測量存在一定的誤差。綜合以上情況，上述研究的內生性問題是無法規避的。

　　在此情況下，為了準確估計教育對中國居民初婚年齡的影響，我們採用工具變量方法來解決內生性問題。有效的工具變量要滿足兩個條件，一是與隨機擾動項不相關；二是與相應的內生變量相關。為此，本文將使用個體所在社區的平均受教育水平(不包含個體教育)作為個體教育獲得的工具變量。一方面，社區效應的存在使得教育獲得往往具有示範效應。[33]最典型的例子「狀元村」現象，按照風水學來說，可能是這個村的風水好導致這個村出現較多讀書比較好的人，但事實上是因為教育的示範效應讓這個村的平均受教育水平提高，所以個人的受教育水平是受到社區平均受教育水平的影響。另一方面，社區平均受教育水平與家庭不可觀測的傳統、偏好、能力等變量無關，具有很強的外生性，從微觀個體層面上來講與個體初婚年齡不相關。而且個體初婚年齡也無法反過來影響社區平均受教育水平，因此能夠克服反向因果關係。此外，社區平均受教育水平也大大降低了個人教育獲得可能存在的測量誤差。該工具變量的設計已有學者採用。[34]

　　我們採用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型進行參數估計，第一階段回歸用個體教育獲得對作為工具變量的社區平均受教育水平進行如下估計：

　　其中，表示個體受教育水平；表示社區平均受教育水平；表示其他控制變量；為隨機擾動項。然後運用第一階段的估計結果估計第二階段的回歸：

　　此時估計的β為個體教育獲得對中國居民結婚年齡的因果效應，而OLS得出的是兩者之間的相關關係。

　　2.數據與變量

　　本文使用2016年中國勞動力動態調查(China Labor-force Dynamic Survey，簡稱CLDS)數據進行研究。CLDS採用科學的概率抽樣方法和輪換樣本追蹤方式，既能較好地適應中國劇烈的變遷環境，又能同時兼顧橫截面調查的特點。CLDS以15-64歲的勞動年齡人口為對象，以勞動力的教育、就業、職業流動等的現狀和變遷為核心，通過對中國城市和農村的村居進行追蹤調查，建立了以勞動力為調查對象的綜合性資料庫，包含了勞動力個體、家庭和社區三個層次的追蹤和橫截面數據。CLDS每兩年追蹤調查一次。2016年CLDS樣本覆蓋中國29個省市，樣本規模為401個村居，14226戶家庭，21086個個體，具有全國代表性。

　　本文研究的因變量為居民初婚年齡。CLDS數據比較詳細地記錄了個體的出生年份和初婚年份，因此可以通過初婚年份和出生年份的差值來獲得居民結婚時的年齡。進入婚姻之後，由於在校生和非在校生在時間的分配上和經濟來源上可能差異較大，而且大部分個體是在完成學業之後進入婚姻市場的，[6]因此本文將研究對象限定為非在讀居民，並將居民結婚年齡小於0或者大於實際年齡的樣本刪除，同時刪除年齡、性別等關鍵變量缺失的樣本。

　　主要解釋變量為受教育水平。本文採用三種變量進行度量：第一，教育層次。問卷將教育分為「1表示未上過學；2表示小學/私塾；3表示初中；4表示普通高中；5表示職業高中；6表示技校；7表示中專；8表示大專；9表示本科；10表示碩士；11表示博士」。本文將普通高中、職業高中、技校和中專統一設定為高中並用4表示，大專、本科、碩士和博士分別為5-8，其他教育層次不變，教育層次是取值為1-8的定序變量。第二，教育年限。本文將未上過學換算為1年的教育經歷；小學/私塾為6年；初中為9年；高中為12年；大專為15年；本科為16年；研究生為19年；博士為22年。第三，教育年限的對數，即對教育年限取對數所得。通過前面的分析可以知道教育水平可能存在測量誤差的問題，因此採用教育年限作為主要的解釋變量，採用教育年限的對數和教育層次兩個變量作穩健性檢驗。

　　雖然通過不同的教育獲得測量方式可以在一定程度上解決測量誤差的問題，但是內生性問題並非僅由測量誤差所引起，它還可能通過遺漏變量和反向因果引起。因此為了更好地控制和解決內生性問題，本文將使用工具變量法進一步全面地解決測量誤差、遺漏變量和反向因果問題。與衡量教育獲得的三種方式相對應，本文將使用社區平均教育年限、社區平均教育年限的對數和社區平均教育層次作為相應教育獲得的工具變量，以便更好地識別模型的因果效應。

　　控制變量中我們控制了個人的個體特徵變量、14歲時父母的特徵變量和現在父母的特徵變量。

　　個人的個體特徵變量：主要控制了性別(男性為1，女性為0)、戶口類型(農業戶口為1，非農業戶口為0)、兄弟姐妹人數(按兄弟姐妹的實際人數，不包括被調查者自己)、是否黨員(黨員為1，非黨員為0)等。

　　父母的特徵變量包括父親和母親戶口類型(農業戶口為1，非農業戶口為0)、父親和母親是否為黨員(黨員為1，非黨員為0)、父親和母親的教育年限(未上過學換算為1年的教育經歷；小學/私塾為6年；初中為9年；高中為12年；大專為15年；本科為16年；研究生為19年；博士為22年)。考慮到父母的特徵變量較多，在後面的分析中我們將父母的特徵變量進行整合，主要採用父母戶口類型(父母均為農業戶口為1，否則為0)、父母的職業類型(父母的最高職業類型)、父母黨員(父母有一人為黨員為1，否則為0)、父母最高教育(父母的最大受教育年限)。

　　結婚年齡與結婚時家庭的經濟狀態有關係，但由於從調查中無法獲得受訪者在結婚時的家庭經濟狀態，所以可能會影響到估計結果的準確性。幸運的是，問卷中對受調查者14歲時父母和家庭的情況進行了詳細的調查。一般來說，當一個人14歲時，其父母的年齡可能處於35-40歲中年人階段，家庭經濟狀態與子女成年結婚時的狀態較為接近，因此可能處理一定遺漏變量的問題。14歲時父母和家庭的特徵變量包含14歲時是否為移民(移民為1，非移民為0)、父母在婚(父母在婚為1，父母離棄為0)、家庭社會地位(採用14歲時家庭所處的社會階層，用1-10衡量，1為最低階層，10為最高階層)、父親工作類型和母親工作類型。根據李春玲對不同職業的職業聲望的劃分，按照職業聲望從低到高把工作類型劃分為五類，分別用1代表農林牧漁水利生產人員，2代表商業、服務業人員和生產運輸工人等，3代表辦事人員和有關人員，4代表專業技術人員，5代表單位負責人。[35]

　　除了上述控制變量外，我們還控制了樣本所在地級市的地區虛擬變量。

　　表1顯示樣本基本信息的描述性統計結果。從表1可以看出，初婚年齡約為23.4歲。從個體教育程度來看，平均受教育年限約為8年，初中學歷水平。

　　圖1 教育獲得與初婚年齡

　　圖1顯示教育獲得與我國居民初婚年齡的關係。從圖1可以看出，隨著受教育程度的提升，我國居民初婚年齡不斷上升，這初步表明教育獲得對我國居民初婚年齡具有正面影響。

　　表2顯示不同出生年代下教育獲得與初婚年齡的關係。可以發現對於不同年代出生的群體來說，隨著受教育水平的提升，他們的初婚年齡基本都在上升。從不同受教育水平來看，隨著出生年代越來越近，他們的初婚年齡基本都表現出先上升後下降的趨勢。總體來說，人們的初婚年齡會隨著受教育程度的提升而升高。

　　四、實證結果及分析

　　1.基準回歸

　　根據理論假設和公式(1)，我們採用OLS對模型進行估計(見表3)。

　　第(1)列只控制城市特徵條件下，結果顯示教育獲得對初婚年齡具有顯著的正面影響，係數為0.215，說明受教育水平每增加1年，初婚年齡增加約0.215年。從調整的擬合優度指標來看，可以解釋因變量總變異的12.4%。第(2)列在第(1)列的基礎上加入了個體特徵變量，教育年限對居民初婚年齡仍然具有顯著的正向影響，但影響係數變小了，整體上模型的解釋能力有較大的提升。第(3)列和第(4)列在第(1)列的基礎上分別加入了個體14歲時家庭背景和父母的特徵變量，模型的解釋力有一定的提升，核心解釋變量係數仍然顯著為正。第(5)列進一步控制了個體特徵、14歲時家庭背景和父母特徵，結果發現，相比第(1)列教育獲得對初婚年齡的影響仍然顯著為正，模型的解釋能力大幅度上升，這表明控制更多變量對於模型的解釋能力更有利。第(6)列在第(5)列的基礎上不考慮城市固定效應，核心變量的係數仍然顯著為正，但模型的解釋力下降，而且教育年限對初婚年齡的影響係數大幅度上升，說明不考慮城市固定效應會讓模型的解釋力下降，且會高估教育對初婚年齡的影響。考慮到大量的樣本對於14歲時的家庭情況並未回答，導致在回歸過程中，控制14歲時的家庭特徵的模型中樣本損失較多。而且從第(5)列的估計結果可以看出，幾個表示14歲時家庭特徵變量的係數均不顯著，這表明控制14歲時家庭背景並不必要。鑑於此，第(7)列在控制個體特徵、父母特徵以及城市變量的情況下，發現模型的解釋力與第(5)列相比並無顯著的區別。教育年限對初婚年齡的影響係數為0.11，說明當居民多接受一年教育，其初婚年齡將會提高0.11年。

　　控制變量基本符合理論預期。從個體特徵來看，相對於女性，男性初婚年齡較大，這與我國的婚姻法規定有關。兄弟姐妹人數越多初婚年齡越晚。相對於非黨員，黨員的初婚年齡較大。擁有農業戶口的居民相對於非農戶口的居民結婚更早。從父母特徵來看，父親教育程度越高，子女結婚越晚，這在一定程度上證明了家庭文化再生產理論。母親是農業戶口的個體結婚更早。父親的戶口和黨員身份、母親的教育和黨員身份對子女初婚年齡不具有顯著影響。

　　2.穩健性檢驗

　　為了檢驗基準回歸結果的穩健性，在控制和不控制城市固定效應兩種情況下，考察三種不同衡量教育方式的受教育程度對初婚年齡的影響(見表4)。由於在基準回歸中父親與母親的變量較多，在表4及以後的分析中採用父母的幾個縮減變量。第(1)列在未控制城市固定效應的情況下採用教育年限的方式衡量教育獲得，結果發現教育獲得對初婚年齡具有顯著的正面影響，係數為0.147，說明受教育水平每增加1年，初婚年齡增加約0.15年，模型的解釋能力為13.9%。第(2)列在控制城市固定效應的情況下，模型的解釋能力提升到19.4%，教育獲得對初婚年齡具有顯著的正面影響，係數為0.11，與表3的第(7)列估計結果一致。

　　第(3)列和第(5)列在不控制城市固定效應的條件下考察受教育年限的對數和教育層次對初婚年齡的影響，模型的解釋力變化不大，核心解釋變量係數仍然顯著為正。第(4)列和第(6)列在控制城市固定效應的條件下考察受教育年限的對數和教育層次對初婚年齡的影響，模型的解釋力變化比第(3)列和第(5)列有顯著提升，受教育年限的對數和教育層次的係數分別為0.338和0.389，說明受教育年限每上升1%，初婚年齡將上升0.338年；教育層次每上升一個層次，初婚年齡將上升0.389年。從六個模型的估計結果可以看出，穩健性檢驗結果與基準回歸的估計結果基本一致，同時考慮城市固定效應後，模型的解釋力會顯著提升，但受教育程度對初婚年齡的估計係數相對更小，說明不考慮城市固定效應時會高估受教育程度對初婚年齡的影響程度。控制變量的估計結果與基準回歸一致。

　　3.工具變量

　　已有的研究對於教育獲得對初婚年齡的影響並未討論其內生性問題。[36]但是根據我們的分析，可能存在嚴重的內生性問題，從而導致所得結果不準確。為此，本文還將使用工具變量方法來進一步解決內生性問題，結果如表5所示。六個模型均採用DWH檢驗核心解釋變量的內生性，結果發現的確存在內生性，第一階段回歸結果發現社區平均教育獲得對個人教育獲得具有顯著的正面影響，且F統計值顯著大於10，表明採用社區平均教育獲得作為個體教育獲得的工具變量是合理的，不存在弱工具變量問題。[37]

　　第(1)列和第(2)列分別不控制和控制城市固定效應的情況下，發現受教育程度對初婚年齡具有正向影響，係數分別為0.425和0.354，說明受教育水平每增加1年，初婚年齡增加約0.425年和0.354年，與表4第(1)列和第(2)列的估計結果相比，係數有顯著提升，說明存在內生性的問題，如果不考慮內生性問題會導致估計結果的低估。第(3)列和第(4)列分別不控制和控制城市固定效應的情況下，發現受教育程度的對數對初婚年齡仍然具有正向影響，係數分別為2.074和2.234，說明受教育水平提升1%，初婚年齡增加約2.074年和2.234年。第(5)列和第(6)列分別不控制和控制城市固定效應的情況下，發現受教育層次對初婚年齡仍然具有正向影響，係數分別為1.305和0.999，說明每提高一個教育層次，初婚年齡增加約1.305年和0.999年。控制變量的估計結果與表4的估計結果基本一致。

　　從基準回歸、穩健性檢驗，以及採用工具變量的估計結果發現，教育程度提高對初婚年齡具有顯著的正向影響，驗證了理論假設1。

　　4.進一步討論

　　這一部分進一步討論教育獲得對初婚年齡影響的性別差異(見表6)。第(1)列和第(2)列採用教育年限的方式衡量教育獲得，結果發現教育獲得對男性初婚年齡係數為負且不顯著，但是對女性具有顯著的正向影響。第(3)列和第(4)列採用教育年限的對數衡量教育獲得，結果發現教育獲得對男性初婚年齡具有顯著的負向影響(5%的統計顯著性)，但是對女生具有顯著的正向影響。第(5)列和第(6)列採用受教育的層次衡量教育獲得，結果發現教育獲得對男性初婚年齡的係數為正且不顯著，但是對女生具有顯著的正向影響。整體而言，教育獲得對男性初婚年齡的影響可正可負，而且可能具有負向的顯著影響，但對女生則具有顯著的正向影響，假設2得以驗證。控制變量的影響係數與基準回歸的估計結果基本一致。

　　表7匯報了出生在不同年代的分樣本回歸結果。第(1)列的樣本是出生在20世紀50年代以前的居民，結果發現教育獲得對初婚年齡具有顯著的負向影響，係數為-0.19，說明受教育水平每增加1年，初婚年齡下降約0.19年，這與當時的歷史條件有關，當時普遍受教育水平並不高，所以受教育的時間與結婚時間並不衝突，而且受過教育的個體往往家庭條件較好，從而具備初婚的條件，而沒有受過教育的人往往家庭條件較差，他們的結婚年齡受到家庭因素影響，從而初婚年齡往往會比較大。第(2)列至第(6)列的樣本是50年代之後出生的居民，結果發現教育獲得對初婚年齡具有顯著的正向影響，而且隨著出生時間的推進，教育獲得對初婚年齡的影響程度不斷加深。在90年代以後出生的樣本中係數相對小一些，其原因是他們目前正處於適婚年齡，所以係數相對低一些也是正常的。因此，整體而言，在不同年代中教育獲得對初婚年齡的影響在不斷變化，假設3得以驗證。

　　控制變量中，其結果與基準回歸基本一致，只是部分年代的樣本量和其處於結婚年齡階段不同導致結果有一定的差異。

　　五、機制分析

　　第四部分對教育獲得與初婚年齡之間的因果關係進行了系統的討論，但是並沒有回答教育獲得如何影響初婚年齡。這部分我們分別從教育傳遞性、身份傳遞性、戶口的傳遞性、家庭兄弟姐妹數量等家庭背景的不同角度考察教育獲得對初婚年齡的影響機制。具體來說，在基準回歸的基礎上分別加入父親的教育、母親的教育、父母的最高教育、父母的戶口、父母的黨員身份以及家庭兄弟姐妹數量與受教育水平的交叉項，估計結果如表8所示。

　　第(1)列至第(3)列分別控制了父親的教育、母親的教育以及父母的最高教育與個人教育的交叉項，結果顯示這些交叉項的係數均為正，表明父母教育可以影響子女的教育獲得，進而影響子女的初婚年齡，說明教育具有傳遞性，這種傳遞性導致子女提高初婚年齡，這進一步驗證了家庭的文化再生產性。第(4)列控制了父母的黨員身份與個體教育的交叉項，結果顯示該交叉項對初婚年齡沒有顯著影響，說明政治身份並不具有傳遞性。第(5)列和第(6)列分別控制了父母的戶口及家庭兄弟姐妹數量與個人教育的交叉項，結果發現交叉項的係數均為負，表明父母的農業戶口和兄弟姐妹人數會通過受教育水平影響子女的初婚年齡，且父母的農業戶口會讓子女通過減少受教育水平使其初婚年齡下降，兄弟姐妹數量更多的家庭，往往每個子女受教育水平不高，從而初婚年齡下降。假設4得以驗證。

　　六、結論及政策建議

　　伴隨著世界多數工業化國家出現晚婚和不婚現象，中國年輕一代的婚戀觀也在發生巨變。在中國老齡化問題日益嚴重的背景下，考察居民個體的晚婚現象顯得尤為必要。為此，本文使用2016年中國勞動力動態調查(CLDS)數據，考察教育獲得對初婚年齡的影響，主要結論如下：

　　第一，教育獲得對初婚年齡具有顯著的正面影響，在其他條件不變的情況下，受教育程度每增加1年，居民初婚年齡上升0.11年，通過改變教育獲得的度量方法後的穩健性檢驗，結論仍然成立。考慮到教育獲得的測量不準確、初婚年齡與教育獲得之間可能存在反向因果關係，以及可能存在的遺漏變量等問題，採用工具變量的兩階段最小二乘法估計結果仍然成立，只是係數有一定的變化。

　　第二，分性別的研究發現教育獲得對女性初婚年齡存在正向影響，但是對男性的影響並不穩健；分年代樣本的回歸發現出生於50年代之前的樣本，受教育程度越高初婚年齡越小，出生於50年代之後的個體，受教育程度對初婚年齡具有顯著的正向影響，且係數呈現越來越大的趨勢。

　　第三，城市異質性是影響初婚年齡的重要因素，如果不考慮城市異質性會導致模型解釋力下降，且可能會高估教育獲得對初婚年齡的影響。

　　第四，考察教育獲得對初婚年齡的影響機制後發現，教育傳遞性會通過教育獲得對初婚年齡產生正向影響，而家庭子女數量、農村戶口傳遞性會通過教育獲得對初婚年齡產生負向影響，政治身份不會通過教育獲得來影響初婚年齡。

　　當前，我國已經進入了人口老齡化社會，未來老齡化還會不斷加深，這會引起一系列的社會和經濟問題，首要的是我國過去四十餘年的人口紅利將不復存在，對我國經濟快速健康增長帶來不利的影響。特別是在我國全面放開二胎政策後，由於初婚年齡的提高使得居民的二胎生育率並不高。[38]為此，本文認為在人口老齡化不斷深化、二胎政策全面實施，以及人口紅利逐漸消失的背景下，需要採用一定的對策降低初婚年齡，這有利於提高居民的二胎生育意願，也可以加快人口的代際更替，從而保持我國的人口紅利優勢，緩解人口老齡化程度，促進我國保持持續健康的經濟增長率。

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