城市规模对初婚年龄的影响研究——来自CLDS2016的经验分析

李光勤，冯亚芳，公衍磊

（1.安徽财经大学 国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233030；2.中共江苏省委党校 经济学教研部，江苏 南京 210009；3.上海财经大学 金融学院，上海 200433）

一、引言

我国是世界上少数实行户籍制度管理的国家之一。改革开放以前，由于严格的户籍制度限制，居民在城乡、地区之间的转移非常困难。改革开放以来，随着户籍制度管理的不断放松，人口迅速涌入城市，促进了我国国民经济的飞速发展。城市规模不断扩大，在发挥集聚优势的同时也催生了一系列社会问题。近年来，大城市“剩男剩女”数量的急剧增加逐渐成为全社会关注的热点问题。第六次人口普查数据显示2010年中国城市30岁以上的大龄未婚人口已经超过2 200万人，占同序列人口比重30%。国家民政部调查数据显示我国平均初婚年龄从1990 年的23.4 岁提高到2017 年的26.8岁，初婚年龄的持续延迟导致大龄单身居民群体不断壮大。这种趋势在许多大城市尤为明显，上海、广州、南京等多个城市的平均初婚年龄已超过30 岁，高于许多发达国家（地区）水平，大城市已经成为大龄未婚人口集聚的“重灾区”①数据来自国家民政部和各地民政局调查数据，其中，南京2017年的初婚平均年龄达到了32.6岁，广州为30.8岁，上海在2015年男女的平均初婚年龄分别为30.3岁和28.4岁，而2017年美国男女平均初婚年龄分别为29.5岁和27.4岁，英国分别为31岁和29岁。另外，著名婚恋网站“世纪佳缘”的大数据显示，2016-2017 年该网站注册的有明确交友目的的单身青年人数前三的城市分别为北京、广州与上海。。婚恋不仅是居民的个人选择问题，也是关系社会和谐稳定发展的大问题。初婚年龄的持续推迟为我国生育率低迷和人口结构老龄化程度的加剧埋下隐患。中央高度重视这一现状，2017年发布的《中长期青年发展规划（2016-2025年）》就提出要切实服务居民婚恋交友，重点做好大龄未婚居民群体的婚姻服务工作。

对于初婚年龄不断推迟的原因，已有研究做出了许多有益探讨。从宏观视角来说，社会变迁因素包括适婚年龄人口基数和结构的变动，［1-2］技术进步导致单身成本的下降，［3-4］市场化进程中结婚成本的增加，［5］政策和社会制度的变迁等均会对居民初婚行为产生影响。［6-7］而从个人微观视角来看，个人的教育获得、［8］女性经济独立和劳动参与［9］等均会显著推迟初婚年龄。但是，鲜有学者从经济学视角探讨城市规模对居民初婚行为的影响，为何大城市的男女更容易被“剩下”？现有的研究难以对这种现实状况进行解释。

根据布迪厄的场域理论，城市作为人们参与社会活动的主要场所，必然会对个人行为的选择模式产生重要影响。而在城市化进程不断加快的背景下，城市规模对居民生活的影响一直是国内外学术界关注的热点问题，已有相关研究主要从以下三个方面展开：一是探讨城市规模对个人生活方式的影响，包括居民的消费模式、储蓄模式、出行方式等；［10-12］二是城市规模对个人主观感受的影响，如流动人口的定居意愿、居民的幸福感等；［13-14］三是城市规模对个人机会获得的影响，如个人发展空间、工资收入、就业机会等。［15-16］但是，关于城市规模对个体初婚年龄的影响现有研究尚未涉及。我国目前仍处于快速城镇化阶段，未来十几年间数以亿计的人口将从农村涌入城市，从小城市涌入大城市②联合国秘书处经济和社会事务部人口司发布的《世界城市化展望2018》预测，到2030年中国城市化率将达到约70%，对应城镇人口为10.2亿，比2017年增加约2亿；到2047年城镇人口达峰值时将比2017年再增加约2.76亿。。在此背景下，研究城市规模对居民婚恋行为的影响具有重要的现实意义。

本文针对大城市居民初婚年龄延迟的现象构建计量经济学模型，考察城市规模是否影响居民初婚年龄以及具体的影响机制。本文的主要创新点和贡献体现在以下几个方面：第一，揭示了城市规模与“剩男剩女”现象之间的关系，拓宽城市规模影响个体行为选择的相关研究领域；第二，本文从房价和个体学历的角度考察了城市规模影响个体初婚年龄的具体渠道，一方面弥补了现有研究的不足，另一方面为大城市改善“剩男剩女”状况提供了方向和指导建议；第三，鉴于城市大龄单身居民群体的不断壮大，本文的研究成果能够对改善我国持续低迷的生育率和人口老龄化结构提供帮助，有利于社会的和谐稳定。

二、文献回顾与理论假说

场域理论表明个体的行为选择模式必然会被该行为发生的场域影响。随着城市化进程的不断加速，城市规模不断扩大，已有许多研究关注了城市规模作为主要因素对个体行为的影响程度和路径。首先，一般而言，大中小城市的开放性存在较大差距，大城市的居民由于受到更多外来文化的冲击，因此更有可能接受西方“重视各自经济独立性、试婚、同居、单身价值”等观念的影响，［9］［13］城市规模的扩张重塑了社会秩序，大城市中居民之间的社会联系不再紧密，［17］个人的婚恋行为受到的社会干预程度较小。第二，城市化本身伴随着工业化以及人的理性化和流动性，这些因素共同构成了现代社会疏离、复杂与不确定的人际关系特征，“陌生人社会”显著增加了婚姻搜寻和匹配的难度。［18］第三，居民在发生婚恋行为之前进行搜寻的过程中存在时间成本，［19］相比中小城市，大城市生活与工作压力更大，严重挤压了居民的业余可支配时间，缩小了婚恋社交圈，进而减少了择偶的机会，这也是大城市激烈的社会竞争压力内化为个人奋斗动力的结果体现。［20］第四，大城市能够为居民提供更多的职业发展机会和工资收入，［21］根据机会成本理论，居民选择单身会在职业获得上收到更大的收益，从而导致结婚年龄的推迟。［22-23］

以上论述可以说明城市规模与居民初婚年龄之间存在正向关系，即城市规模越大，初婚年龄越晚，但在不同时期这一影响的程度可能存在显著差异。首先，从社会观念来看，个人的行为选择不可避免会受到社会干预，人们仅拥有相对择偶自由权，加之中国传统观念对婚姻与家庭的重视，这也是“中国式逼婚”产生的原因。［24］在传统社会观念的强烈干预下，居民会普遍较早地进入婚姻，城市规模对初婚年龄的影响比较有限。但是随着时间推移，开放程度不断加深，社会对个人婚姻选择的干预程度减弱，［25］而个人因素对婚姻选择行为的影响程度不断加深，进而城市规模对居民初婚年龄的影响逐渐加深。其次，婚姻存在支付成本，包括恋爱花费和结婚成本（包括彩礼、婚礼花费和住房等）。在过去几十年间，我国居民的婚姻支付成本大幅度上升，在不同规模城市间的差异也逐渐扩大。［26］以住房为例，中国自1994年实施分税制和1999年住房体制改革以后，地方政府已逐渐形成土地财政依赖型的发展模式，2006-2010 年间中国房价收入比的城市分异呈现扩大趋势，相比中小城市，大城市的房价收入比上涨更为明显，［27］这也导致居民所面临的婚姻支付成本与城市规模成正比，越来越多来自大城市的居民表示“结不起婚”。最后，在过去几十年间，我国社会经历了剧烈的变迁和发展，居民的受教育年限不断增加，人口流动规模迅速扩大，更多的女性能够实现经济独立且参与社会劳动分工的程度不断加深，这些因素都会对初婚年龄产生显著的推迟作用。基于上述分析，本文提出如下理论假说：

假说1：居民所在城市的规模越大，其初婚年龄越晚，这种影响随着时代变迁逐渐加深。

Santos和Weiss指出婚姻存在消费成本，包括住房、子女教育等，表明婚姻需要一定的经济基础，其中住房作为组织家庭的必要物质条件对居民的婚恋决策具有重要影响。［28］国外已有许多学者研究了住房对个人婚姻决策的影响，证实了住房对组建家庭的重要性，并发现住房价格的变动对居民的初婚年龄、婚姻稳定性等具有显著影响。［29］在我国，早期的分配住房制度下居民的婚后住房主要通过租用公房和与父母同住来解决，因此结婚费用并不包含婚房。［30］但自改革开放以来，随着定额分配的平均主义消费模式被打破和居民收入水平的不断提高，消费主义和物质文化在我国居民群体中兴起，在婚姻市场上择偶标准也不断变迁，对生理属性的偏重被重视社会和经济属性所取代，［23］住房作为婚姻成本的重要组成部分和个人经济实力的重要体现，在大多数居民的婚恋观念中仍然属于刚需，家庭是住房的主要需求方，大多数的购房行为都是在做出婚姻决策时产生的；通过实证研究表明房价的上涨会对居民的初婚行为选择产生影响，造成初婚率下降。［31］而自2004年政府土地供给政策变更以来，我国房地产市场逐步发展成熟，各地住房价格都经历了跳跃式上涨，全国平均房价从2003年的2 390元/平方米上涨到2016年的9 966元/平方米，一个显著的现实是人口规模越大的城市房价涨幅也越高，范红忠等的研究也证实了城市人口规模和房价之间的正相关关系，人口规模越大的城市房价越高，大城市飞涨的房价已经成为居民步入婚姻的巨大障碍。［32］

以上内容表明了城市规模能够通过影响房价对居民的初婚年龄产生推迟作用，但对男女双方的影响程度存在差异。这是因为传统的性别角色分工仍然强烈影响着现有的婚恋观念，择偶时对男女双方的要求也各有侧重，住房仍然被大多数人认为是男性应当承担的成本，Fang 和Tian 的研究表明住房面积在婚姻市场上被用来区分男性的质量；［33］殷晶晶通过问卷调查研究表明71%的女性认为男性必须有房才能结婚；［34］李斌等探讨了中国的“丈母娘经济”，认为男孩需要通过拥有住房来提高自身在婚姻市场上的竞争力。［35］另一方面，由于现代社会的压力使得男性难以独自承担经济压力，随着女性劳动参与率的不断增加，女性的经济能力在婚姻市场上也越来越被重视。［36］我国自1973年实行计划生育政策以来，独生子女已经开始步入适婚年龄，中国社会中父母对子女的代际支持发挥作用，［37］女性在婚姻支付中开始承担越来越大的压力。基于上述内容，提出如下理论假说：

假说2：城市规模通过抬高房价对居民的初婚年龄产生推迟作用，对男性初婚年龄的推迟作用大于女性。

1999 年我国开始高校扩招，2003 年研究生开始扩招，截至2013 年，大学招生人数占适婚年龄居民的比例由不足5%上升到2013年的44%，研究生招生人数由不足2‰上升至4%。高学历人员规模不断增加，同时女性占比也持续提高，2016年在校女研究生占全部研究生的比重达到50.6%，已超过半数。规模不断扩大的高学历群体在进行就业选择时，为了获得优质的公共服务和更好的职业发展涌入大城市，［38］凭借其学历优势取得更好的职业表现，在大城市顺利立足。［39］许多研究已经证明了教育年限的增加对初婚年龄推迟的影响，朱州和赵国昌的研究表明每多接受1 年高等教育，适婚居民的初婚年龄将推迟1.5年，因此大专、本科教育会将初婚年龄推迟4.5年和6年。［40］大城市中高学历人员的集聚会推迟其初婚年龄。

高学历对大城市居民初婚年龄的影响存在性别差异。首先，由于试错成本更高，女性在择偶时通常考虑得更加全面，择偶标准更高，对男性更加挑剔，［41-42］这会增加婚姻匹配的难度。其次，由于婚姻的同类匹配原则和“男高女低”的择偶梯度的存在，导致婚姻中女性的受教育程度往往低于或等同于男性，也就是说男性随着学历的提升可选择的婚配对象不断增加，但女性随着学历的提高可选择的婚配对象不断减少，高学历女性受到更大的婚姻挤压。另外，从生理特征来说，女性相比男性可生育年龄更短，高等教育本身也占用了较长的可生育时间，在女性的生育特征被择偶对象重视的现实背景下，高学历女性在婚姻市场上处于尴尬境地。因此大城市中高学历女性往往承受更大的婚配压力。［43-44］基于上述内容，提出如下理论假说：

假说3：城市规模越大，拥有学历越高者初婚年龄更晚且存在性别差异。

三、计量模型与变量说明

1.计量模型

根据上文的理论假说，本文设定的计量模型重点检验城市规模对初婚年龄的影响。因此，本文的基本计量模型设定如下：

其中，i表示样本个体，k表示i个体所在的城市，marr_age表示结婚年龄；citypop表示城市规模；X代表影响初婚年龄的其他控制变量矩阵；city表示城市固定效应，用于捕捉随地区变化的一些因素；ξ为随机扰动项；γ为控制变量对应的系数矩阵。β为本文关心的系数，代表城市规模对初婚年龄的影响程度。如果β为正，说明城市越大，初婚年龄越大，即揭示城市规模越大，“剩男剩女”越多。

2.数据与变量

本文使用中山大学的中国劳动力动态调查2016 年数据（CLDS2016）进行实证研究。CLDS 数据库由中山大学社会科学调查中心成立的中国社会科学调查平台（世界一流大学配套专项）搜集和建立，是中国第一个以劳动力为主题的全国性跟踪调查数据库。主要聚焦于中国劳动力的现状与变迁，内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多研究议题，是一项跨学科的大型追踪调查，样本覆盖中国29个省、自治区、直辖市（除港澳台、西藏、海南外），调查对象为样本家庭户中的全部劳动力（15-64岁的家庭成员）。

本文关注的主要问题是城市规模对初婚年龄的影响，因此使用的是调查对象的初婚年龄及其现居城市的人口规模数据。这里存在一个问题，如果调查对象存在婚内迁徙行为，则显然其现在居住城市的人口规模不能对本研究做出贡献，而CLDS 数据库并不能区分调查对象婚后是否存在迁徙的情况。针对这一情况，本文认为人们更倾向于在婚前进行流动，而婚后则较为稳定，因此在样本足够大的情况下忽略婚后迁徙的情况。

本研究的因变量是初婚年龄，通过调查对象初婚发生的年份与出生年份相减得到。通过对原始数据的简单整理，删除年龄为负值、小于19 岁的以及大于60 岁的样本，最后剩下15 518个样本。核心解释变量是城市规模，主要采用每个样本所在城市的2010 年人口（在表1 中，还采用不同的年份城市人口代表各自年份的城市规模）来衡量，考虑每个年代的居民初婚年龄是受到不同年代城市规模的影响，因此在稳健性检验过程中，将样本按年龄进行分组后，使用其适婚年龄时对应的城市人口进行匹配。从表1 的初婚年龄特征来看，样本最小初婚年龄为19岁，最大初婚年龄为56岁，平均初婚年龄为23.98 岁，但是标准差达到3.765，说明样本之间的初婚年龄相差较大。根据初婚年龄的数据特征，本文制作了初婚年龄的核密度图（见图1），可以看出样本的初婚年龄主要分布在20-30 岁，比较符合传统观念中对结婚年龄的预期，但仍存在较多30 岁以上的初婚人数，即所谓的“剩男剩女”。

图1 样本初婚年龄的核密度图

表1 描述性统计

根据文献部分对初婚年龄影响因素的梳理和总结，本文选取如表1所示的控制变量，具体包括样本的个体及其家庭特征变量：

个人特征变量包括：年龄：采用个人的实际年龄衡量。受教育水平：采用个人的受教育年限表示，小学毕业为6年的教育经历；初中毕业为9年；高中和职高毕业则为12年；大专毕业为15年；本科毕业为16 年；硕士毕业为19 年；博士毕业为22 年。性别：男性为1，女性为0。政治面貌：1 表示共产党员，0 表示非共产党员。户籍：在问卷中，户口的类型有农业户口、非农业户口和没有户口，删掉没有户口的样本，将非农户口赋值为1，其他为0。

家庭特征变量包括：兄弟姐妹数量：采用样本所在家庭的子女总数（不包括样本本身）衡量。父母的受教育水平：采用父母受教育水平较高一方的受教育年限衡量。父母的政治面貌：如果父母有一方为共产党员则赋值为1，否则为0。父母的户口：如果父母有一方的户口为非农业户口则赋值为1，否则为0。

四、结果分析

1.基准回归

根据理论假说和式（1），本文首先采用普通最小二乘法（OLS）对模型进行基准回归（见表2）。第（1）列仅考虑核心解释变量城市人口规模对初婚年龄的影响，第（2）列和第（3）列分别加入了个人和父母的特征变量，第（4）列同时加入家庭和个人的特征变量，在此基础上，为了明确初婚年龄主要受到父母哪一方的影响，第（5）列和第（6）列将父母特征变量分别换成父亲的特征变量和母亲的特征变量。六个模型的估计均显示城市人口规模对居民的初婚年龄具有显著的正向影响，在控制变量不同的情况下，该系数均处于0.6～0.7 之间，系数变化非常小，说明城市人口规模影响居民初婚年龄这一结论受其他因素的干扰比较小，影响程度相对稳定。以第（4）列的估计结果来看，其经济学含义为，在控制个人和家庭因素的前提下，城市规模每增加1%，初婚年龄增加0.635年。

表2 基准回归

控制变量中，教育的系数均为正，表明个体受教育年限的增加会显著推迟其初婚年龄，这一结果与许多学者的已有研究成果相符。［8］父母的受教育水平也会对个体的初婚年龄产生正向影响，这可能是因为教育的代际溢出效应，即父母受教育程度越高，对子女的期望越高并且使得子女在教育上享受优势，从而提升了子女的受教育水平，进而推迟其初婚年龄。［45］但是由于第（4）列模型中同时加入了个体和父母的教育，父母教育的影响系数并不显著。从户口特征来看，个体及其父母的户口特征对初婚年龄均呈现负影响，即相对农村居民，城市居民的初婚年龄更晚。这可能是因为城市居民的平均受教育年限更高，婚姻观念更现代化等因素导致了初婚年龄的推迟，与此相关的是一些文献关注了农村较为普遍的早婚现象，［46］而由于户口在代际之间具有传递性，导致父母的户口也对子女的初婚年龄产生影响。从性别特征来看，男性的初婚年龄要高于女性初婚年龄，这和我国的现实国情基本一致，男子在结婚时往往需要有一定的经济实力来承担买房等婚姻支付的成本，另外男女可生育年龄的生理差异也会导致男女初婚年龄的差别。［47］从政治身份来看，如果样本是党员，初婚年龄会增加，但如果父母有一方为党员，子女的初婚年龄则更早。兄弟姐妹的数量对个体的初婚年龄并没有显著影响。一般来说，兄弟姐妹的数量越多意味着家庭的抚养成本越高，家庭也就相对贫困，一方面“穷人家的孩子早当家”，提前承担社会角色可能会促使个体提早结婚；但另一方面，家庭经济条件不好也可能使个体难以负担日益走高的结婚成本，导致结婚推迟。因此最终兄弟姐妹数量对初婚年龄并没有呈现出显著的影响。

2.稳健性检验

在基准回归中，本文统一使用样本所在城市2010 年的人口来考察城市规模与初婚年龄的关系，这是基于一个假设，即所有人的初婚年龄都是受2010 年的城市规模影响的，但事实上这里存在一个出生年代与适婚年龄的对应关系。例如，20 世纪60 年代出生的个体适婚时间大约为20 世纪90 年代，那么其初婚年龄应该受20 世纪90 年代的城市规模影响；同理20 世纪70 年代出生的个体应该受2000 年以后的城市规模影响，20 世纪80 年代出生的个体受到2010 年以后的城市规模影响。因此，为了进一步检验结果的稳健性，本文对样本的年龄段进行区分，相对应的采用2010年、2000 年、1990 年以及1983 年人口普查数据来衡量城市规模分别进行检验。

表3 的 第（1）列主要 考察2010 年的城市规模对“80 后”出生个体初婚年龄的影响，估计结果高度显著，其系数为0.715，比基准回归的系数更大，说明相比全部样本，2010 年的城市规模对“80后”样本的初婚年龄具有更大的影响。相对应的，第（2）列考察2000年的城市规模对“70后”出生样本初婚年龄的影响，系数为0.637，显著为正，与基准回归的系数大小基本一致。第（3）列考察90年代城市规模对“60 后”出生样本初婚年龄的影响，结果同样为正值，但系数只有0.411，明显小于基准回归的估计系数。而第（4）列针对“60 前”出生样本的估计结果显示，城市规模对初婚年龄的影响并不显著。从上述结果可以看出不同年代出生的个体初婚年龄受其适婚期城市规模的影响程度具有异质性，即随着年代的久远，影响越来越小，显著性也在降低，说明城市规模扩大对现代居民初婚年龄的推迟作用越来越大。

表3 分年代子样本回归

控制变量中，个人教育水平对初婚年龄的影响在“60 前”样本中不显著，原因很简单，20 世纪60年代以前出生的样本学历普遍并不高，根据我国1982年人口普查数据，初中及以下的人口占比达到93%，因此其初婚年龄受教育水平的影响并不大；而“80后”样本中，家庭中的兄弟姐妹数量对其初婚年龄具有显著的正向影响，这可能是因为“80 后”的适婚期恰好赶上了我国结婚消费的飞涨，刚刚进入职场的居民往往难以负担，此时家庭给予的代际互助是个体除自致性资源以外的重要补充，［48］而兄弟姐妹数量的增加会稀释个体所能获取的家庭资源，这种短缺容易导致居民结婚困难；但是户口对“80 后”样本初婚年龄的影响不再显著，这与我国户籍管理制度不断放松的现实国情相符，居民的户籍与其所拥有的资源之间的关联程度不断下降，因此户籍在婚姻市场上的被重视程度也不断下降；［49］其他结果与基准回归基本一致。

从表3的估计结果看，性别对各年龄段样本的初婚年龄都具有显著影响。分别考察不同年代出生的不同性别的个体初婚年龄受城市规模的影响，得到表4 的估计结果。从男性来看，随着年代往前推移，城市规模对初婚年龄的影响平稳减小，其中20 世纪60 年代前出生样本的估计结果不显著；从女性来看，城市规模对“80 后”和“70 后”个体的初婚年龄影响较大，“60 后”样本相对较小，“60 前”样本不再显著；从男女对比情况来看，“80后”和“70后”的女性初婚年龄受城市规模的影响比男性更大，但“60 后”样本受到的影响相对男性要低。城市规模扩大对“70 后”和“80 后”的女性初婚年龄推迟作用更加明显，这可能是因为在传统的性别角色分工中女性需要通过婚姻获取经济收益，［50］但是随着时代变迁，相比中小城市，大城市中的女性由于受教育年限增加、参与社会劳动带来的经济独立以及传统社会观念的改变等因素，不必要通过婚姻获取社会地位，［22］导致初婚年龄的推迟。控制变量与基准回归基本保持一致，不再赘述。

表4 区分年龄及性别检验

3.内生性问题

以上城市规模对初婚年龄影响的实证研究中可能存在一些内生性问题。内生性问题可能来源于以下三个方面：第一，城市规模是一个相对综合的概念，采用城市人口衡量城市规模可能不够准确，即存在度量误差的问题；第二，影响初婚年龄的因素非常多，在模型中无法将这些因素全部控制，即存在遗漏变量问题；第三，初婚年龄与城市规模之间，城市规模能够影响初婚年龄，同时一些未婚居民涌入城市也会使得城市规模变大，即两者之间可能存在一定的互为因果关系。解决内生性问题往往采用工具变量法，本文借鉴陆铭等的思想，在全样本检验中采用1953 年的城市人口规模作为2010年城市规模的工具变量，［16］并在区分年龄段的检验中将1953 年的城市人口规模作为几个时期城市规模的工具变量。表5汇报了利用工具变量进行估计的结果。

表5 城市规模与初婚年龄的关系

从第一阶段的估计结果来看，五个模型的F值均在10 以上，说明工具变量的估计是可信的。R2的数值均较大，说明采用1953 年普查获取的全国城市人口规模为工具变量对后面几个时期的城市规模均具有较强的解释能力。第二阶段的估计结果显示全样本情况下，2010年的城市规模对居民的初婚年龄具有显著影响，系数为0.635，与基准回归基本一致。分年代子样本回归发现2010年的城市规模对“80后”出生的个体初婚年龄具有显著的正向影响，系数为0.46；2000 年的城市规模对“70 后”样本的初婚年龄影响系数为0.416；1990 年的城市规模对“60 后”样本的初婚年龄影响系数为0.432；“60前”样本的估计结果不显著。整体来看，估计结果与前面的研究结果类似。控制变量的系数与基准回归相比也没有显著的变化。

五、机制分析

前文中全样本实证检验结果表明在控制个体和家庭特征后城市规模对初婚年龄具有显著的正向影响，进一步利用不同时段的城市规模以区分样本年龄段分别进行分析，证实了城市规模扩大对个体初婚年龄的推迟作用随着时代变迁逐渐增强。那么城市规模对初婚年龄的影响机制是什么？在上文提出的理论假说的基础上，本文分别以房价和学历为机制进行检验分析。

1.城市规模影响初婚年龄的房价机制

在当前的中国，拥有一套住房仍然是形成婚姻的重要先决条件，因此房价与城市规模之间存在的正相关关系就尤为值得关注。［32］［51］本部分借鉴丁祖昱的方法，［27］采用样本所在城市房价与收入的比值来衡量个人的购房能力，以此为核心解释变量考察房价收入比对初婚年龄的影响，从而间接验证城市规模影响初婚年龄的房价机制。表6展示了房价收入比对初婚年龄的估计结果，其中房价收入比采用2010 年各个城市的商品房销售价格与城市居民的月收入之比来衡量。第（1）列为全样本回归结果，交互项的系数显著为正，即房价收入比越高，初婚年龄越大，也就是说房价较高地区的居民往往较晚进入婚姻，这也与我国的现实状况一致。第（2）列和第（3）列为分性别检验，结果表明房价对男女的初婚年龄都呈正向影响，高房价对男性初婚年龄的推迟作用要大于女性，这与本文的理论假说2相符。

表6 城市规模影响初婚年龄的房价机制分析

当前社会对“剩男剩女”问题的关注主要集中在“80后”这一群体，全样本检验采用的房价收入比为2010年的数据，与其对应的适婚年龄群体也是“80后”，因此，下文进一步对“80后”样本进行检验，结果为第（4）列到第（6）列。总样本和分性别的子样本检验结果均显示房价收入比对“80 后”群体的初婚年龄具有显著影响，其系数均明显大于全样本的系数。这主要是因为“80后”在成长过程中经历了剧烈的社会变迁，平均分配的住房制度被取消，婚姻市场上对择偶对象经济条件的重视程度也越来越高，［52］而商品房改革以来飞涨的房价使“是否有房”成为衡量结婚对象质量的重要指标，这一方面提高了拥有住房的居民在婚姻市场上的竞争力，促使其扩大搜寻范围，抬高了择偶要求，延长了搜寻时间；另一方面对于没有住房的居民来说，高房价则显著增加了其结婚难度。男女原有的差异化的择偶标准（男性的资源，女性的外貌）开始逐步融合，已有许多研究证明了经济潜力对女性婚姻的促进作用，［53］也有越来越多的居民认为住房应由男女双方共同承担。［54］因此，房价对“80 后”女性的初婚年龄也产生较大影响。

2.城市规模影响初婚年龄的学历机制

根据杨克文和李光勤的结论，学历越高的居民越可能被“剩下”。［8］如果高学历遇到大城市会对初婚年龄产生怎样的影响？基于此，本部分重点考察城市规模是否通过高学历来影响个体的初婚年龄。具体的检验策略为式（1）中加入城市规模与样本受教育水平的交互项。由于我国的义务教育自1986 年开始普及，高校自1999年开始扩招，因此“80后”群体是受教育年限迅速增长的一代人，也是目前重点关注的“剩男剩女”群体，因此本部分仅对“80 后”的样本进行分析。第（1）列为“80后”的总样本回归结果，第（2）列和第（3）列分别为男女子样本回归结果。结果发现城市规模的估计系数均不显著，其值为负值；受教育水平的系数也不显著，其值也为负数；只有城市规模与受教育水平的交互项系数显著为正。这说明城市规模与学历共同对初婚年龄起作用。其经济学含义为：当高学历遇到大城市，更可能被“剩下”，这就是大城市里的高学历“剩男剩女”较多的原因。分性别来看，大城市中高学历女性被剩下的可能性较男性更大。这一实证结果与假说3 基本相符。城市中高学历的女性往往会受到更大的婚姻挤压，现有许多研究关注了高学历女性的婚恋难问题，［55］研究表明大部分高学历女性具有婚恋意愿，但实现起来更加困难，高学历女性也并非不结婚，只是初婚年龄更晚。表7中男性系数不显著可能是因为样本量过少，仅388 个；也可能是因为男性在婚姻搜寻行为中更能根据环境来调整自己的行为，在婚姻市场中可接受的范围更大。

表7 城市规模影响初婚年龄的学历机制分析

六、结论与建议

随着我国城市化进程不断推进，大城市大龄未婚居民群体不断壮大。婚恋不仅是居民的个人选择问题，同时也关系着人口结构的健康和社会发展的稳定。本文基于CLDS2016 的数据考察了城市规模对居民初婚年龄的影响，得到以下主要结论：第一，城市规模会对居民的初婚年龄产生正向影响，即城市规模每增加1%，初婚年龄增加0.635 年，随着时代变迁这一影响程度逐渐加深，其中对男性初婚年龄的影响稳中略升，而对女性初婚年龄的影响则大幅增加；第二，房价是城市规模影响初婚年龄的一个重要机制，大城市的高房价对男性初婚年龄的推迟作用大于女性，对“80 后”居民初婚年龄的影响比全样本更大；第三，大城市中的高学历居民初婚年龄更大且高学历女性较男性更容易被“剩下”。

上述研究结论表明了大城市中的高房价和高学历人群的集聚是城市规模影响居民初婚年龄的重要机制。为了缓解大城市中适龄居民难找对象的问题，本文建议采取以下措施：一是推行保障性住房政策，将经济实力薄弱的适婚男女纳入保障范围，缓解其住房压力；二是做好对适龄居民的婚恋服务工作，定期举办相亲活动，针对高学历人群做出相应的改进安排，有效降低婚姻搜寻的难度；三是引导健康适宜的婚恋观念，提倡简约的婚姻支付行为和科学的家庭分工模式，提高居民对婚姻的预期收益。