同胞结构对农村男青年初婚年龄的影响

王 兵，李 坤，刘利鸽

（西北农林科技大学人文社会发展学院，陕西杨凌712100）

同胞结构对农村男青年初婚年龄的影响

王 兵，李 坤，刘利鸽

（西北农林科技大学人文社会发展学院，陕西杨凌712100）

基于CGSS2006和CGSS2008叠加数据，采用事件史分析方法，分析了同胞结构对农村男青年初婚年龄的影响。研究发现同胞结构对农村男青年的初婚年龄产生显著影响，主要体现在：同胞数量越多，农村男青年初婚年龄越晚；拥有兄弟会推迟农村男青年初婚年龄，拥有姐妹以及姐妹比例高则有利于提前农村男青年的初婚时间，计划生育政策实施后家庭同胞效应更加明显。资源约束理论和家庭融合理论可以解释农村地区男青年初次婚姻缔结时间的同胞效应。

农村男青年；同胞结构；初婚年龄；资源约束

一、引言

婚姻是家庭建立的基础与社会结构的基石，初婚年龄受到社会高度关注。2016年末，我国男性青年人口70079万人，比女性多3376万。随着出生性别比不断升高，80～90后适龄非婚人口男女比例为136：100，70后非婚人口男女比例则高达206：100，男女比例严重失衡。随着男性婚姻挤压的加重和婚姻圈的扩大，农村女性可以通过婚姻实现向上流动，而农村男青年在婚姻市场中的地位却更加不利，并可能诱发一系列人口社会后果。农村男青年的初婚问题不仅是家庭问题，还是关系社会和谐与稳定的社会问题。

人口学、社会学、经济学领域的学者们高度关注初次婚姻的影响因素。已有研究从外出经历、社会变迁、网络结构等视角入手，讨论影响男女初婚年龄的因素，得出了许多有意义的结论，比如外出务工推迟男女结婚的年龄；社会网络和借贷网络在经济条件和交往介绍等重要环节起关键作用。近年来，家庭因素重新回到人们的视野中，同胞数量的作用开始受到国内学者的关注。但是学者们并没有得到一致的结论，刘利鸽和靳小怡（2011）[1]对安徽某县的调查发现，同胞数量越多，结婚年龄越晚；王鹏和吴愈晓[2]基于CGSS2006调查数据的分析却发现，同胞数量越多，结婚年龄越早。

计划生育政策实施后人口生育率开始迅速下降（叶华、吴晓刚，2011）[3]。原来自然生育状态被打破，家庭子女数量的硬约束以及存在于农村的男孩偏好对农村家庭的子女数量及性别结构造成了深远影响。随着计划生育政策实施后出生的人口陆续进入婚姻市场，婚姻挤压问题便出现了（李树茁，2013）[4]。偏远山区、农村女性开始越来越多嫁入平原、城市地区，而农村适婚男青年则越来越难以找到合适的婚恋对象。本文正是在此婚姻挤压背景之下，探讨同胞（兄弟姐妹）结构对于农村男青年初婚年龄的影响，并试图揭示计划生育实施以来同胞结构影响农村男青年初婚年龄的机制及变化趋势。

二、理论基础与研究假设

（一）资源稀释与初婚年龄

资源稀释理论也称资源约束理论，是贝克尔在其著作《家庭论》中提出的。贝克尔（1998）[5]认为，如果在没有资源约束的情况下，婚姻资源与同胞结构无关；但在家庭资源存在约束的情况下，父母会理性地分配家庭资源，以使其效用最大化；随着同胞数量的增加，同胞之间对有限的家庭资源的竞争越发激烈，因此平均每个孩子分配到的资源将减少，尤其是家庭中的女孩更不易被同等对待。由于在婚姻市场上一个家庭中的兄弟多数处于竞争状态，家庭会根据出生次序（Edlund，1999）[6]或者家长偏好（Jenningset al.，2012）[7]来对子女进行家庭资源分配，这就意味着同胞结构和婚姻年龄存在一定的关系。

资源稀释理论认为，在家庭资源约束存在的情况下，家庭将按照效用最大化的原则在不同子女之间分配重要资源。因此，在农村中，随着婚娶成本陡升，家庭资源必然只能在儿子之间进行分配，如果拥有兄弟，对于家庭来说是个重大负担，对于男青年本人其结婚年龄必然会被推迟。另外，由于中国传统结婚次序（Vogl，2012）[8]的存在，家庭为了防止哥哥的婚姻受到影响，一般情况下都会集中全部的资源先供哥哥找对象；而在农村彩礼急剧上升的今天，为一个儿子结婚往往会花费整个家庭数年的积蓄（唐灿、马春华、石金群，2009）[9]，使得下一个儿子结婚时家庭资源已捉襟见肘，客观上推迟其结婚的年龄。

基于以上分析提出假说1和假说2：

假说1：在婚姻市场中，拥有兄弟会推迟男青年的结婚年龄；

假说2：拥有哥哥的男青年的结婚年龄要晚于拥有弟弟的男青年。

（二）家庭融合与初婚年龄

家庭融合理论认为，弱势群体的弱势性来源于生命中不可避免的部分，如果弱势群体得不到必要的承认和保护，就会很容易被社会抛弃（黄匡时，2010）[10]。因此，父母有可能会投入更多的资源给弱势的孩子，以避免被社会抛弃。那么，与资源约束理论的投资行为相反，在家庭融合理论阐释的情况下，父母会将更多的教育资源投资给回报相对较低的孩子（邱幼云，2015）[11]。我国农村的多子女家庭出现了通过嫁女儿获取嫁妆的方式来为儿子筹集彩礼的现象，甚至出现了通过两家换婚的方式直接为儿子换取配偶（吴重庆，1999）[12]。

对男青年来说，在婚姻市场中，拥有姐妹会产生与拥有兄弟截然相反的效果，家庭融合理论认为，家庭成员之间会相互扶助，家长分配资源时也会偏向于弱势一方。因为农村婚姻挤压的存在，相较于女青年，男青年在婚姻市场上是弱势一方，所以大部分男青年会受到家庭的照顾。在当下社会中，女性在婚嫁之前所赚取的收入一般情况下归原生家庭所有；在其婚姻时还可能会出现高额的彩礼，其中相当一部分归女方家庭所有。在婚姻挤压下，这些资源可以对家庭中男性同胞的婚姻缔结有所支持，以帮助其顺利成婚。女性即使在婚嫁后仍是其男性同胞重要的借贷对象。因此，从筹集结婚费用的角度，拥有姐妹则会提前农村男青年的结婚年龄；相对于兄弟数量，姐妹数量越多，则越有利于农村男青年婚姻的缔结。则在此基础上提出假说3。

假说3：在婚姻市场中，拥有姐妹的男青年的结婚年龄提前，姐妹比例越高，其结婚年龄越小。

（三）计划生育与初婚年龄

当前，农村性别比例逐步扩大，彩礼负担逐步增长，讨论同胞结构对于各个年代的人都是十分必要的。自上世纪70年代计划生育政策实施以来，男女出生性别比例逐步扩大。男性到了适婚年龄后遭受了越来越大的婚姻挤压，并扩大了结婚年龄差。因此，相比其他年代出生的农村男青年，上世纪70年代和80年代出生的农村男青年在婚姻市场上的竞争更加激烈，同一家庭中兄弟之间的婚姻竞争也比更加残酷。而拥有姐妹则可以有效缓解农村男青年所面对的婚姻成本压力。在此基础上提出假说4。

假说4：年龄越小的农村男青年，拥有兄弟对其结婚风险概率越不利，拥有姐妹会提高其结婚风险概率，姐妹比例高会增加其婚姻风险概率。

三、数据、模型与变量

（一）数据

本文采用中国社会综合调查数据（CGSS）进行实证分析。由于主要分析农村男青年的初婚年龄问题，在样本上受到了许多限制，为了缩小抽样误差，增加样本容量，本文采用叠加历次CGSS调查数据的办法来实现。CGSS是由中国人民大学和香港科技大学在全国范围内联合开展的连续性调查，到目前为止已公开数据主要有6次，分别是2003年、2005年、2006年、2008年、2010年和2012年。其中，仅有2006年和2008年两次调查数据中包含了兄弟姐妹个数的信息，因此，本文采用2006年和2008年两次调查的合并数据。虽然每年CGSS的调查内容有所变动，但是大部分问题及其询问方式保持了较强的一致性，且都报告了初婚时间、个人基本特征、教育背景、父母信息和工作信息等。采用3个数据库叠加可以克服当前关于人口调查的小样本代表性差的局限，当然可以用虚拟变量来反映不同数据库之间的差别（阮荣平，2014）[13]。本文按照户籍、性别和年龄（18-50岁）共选取样本2098个，其中CGSS2006数据库有1524个样本，CGSS2008数据库有574个样本。

（二）模型

本文采用事件史分析方法（Event History Anal⁃ysis Model）中的cox回归模型估计同胞结构对初婚年龄的影响。Cox回归模型是英国伦敦大学Cox于1972年提出的一种半参数模型，该方法可以在不对生存时间的具体分布进行假设的情况下评价因子的效果，大大降低了事件史分析的繁琐性（张文彤，2004）[14]。由于Cox回归模型假定较少，数据完全符合要求。Cox回归模型的基本思想是，在风险函数与研究因子之间建立线性模型关联，通过回归估计就可以考察研究因子对风险函数的影响效果。本文建立的模型如下：

其中，h(X，t)是具有影响因子向量X的风险函数，可以理解为某个农村男青年在成年之后影响因子X取一定值时，在时点t突然结婚的风险；h0(t)可以理解为基准人的风险函数；βi是需要进行估计的因子向量X的系数向量。

（三）变量

1.因变量

由于样本包括了农村未婚与已婚男青年，但没有办法预知未婚男青年能否结婚以及结婚时间，而事件史模型可以通过设立删失值（censor）的办法处理这类数据，以最大程度保证数据信息不遗失的情况下估计变量之间的影响。本文中事件是指是否进入初婚，所选的因变量为进入婚姻风险的持续期，也就是从成年后到结婚前所持续的时间（“光棍”时间）。我国法律规定，男性最早结婚的时间为22岁。但是从生物学的角度判断，男性18岁已经生理发育成熟（郗杰英、杨守建，2008）[15]。我国农村地区也广泛认可男青年在18岁之后已经进入结婚年龄，因此，进入婚姻风险时间设定为18岁。50岁之前男性处于婚育期，50岁之后没有结婚则可以基本认定其终身不婚（刘利鸽、靳小怡，2011）[1]。联合国教科文组织认为18-50的人可以称之为青年，本文采纳此定义。因此，选取18-50岁的农村未婚和已婚男青年来分析同胞结构对初婚年龄的影响。本文用删失值（cen⁃sor）来处理到了风险期结束仍未结婚的数据，如果到50岁仍未结婚则删失值取1，如果在此期间结婚则观察结束，删失值取0。

2.自变量

自变量为同胞结构。参考 Conley（2000）[16]的性别类别划分，本文设置了拥有兄弟、拥有姐妹、姐妹比例等3个性别结构变量，以及同胞数量，来分析同胞结构变量对因变量的影响作用。同胞数量是指同父母的兄弟姐妹数。CGSS2006和CGSS2008详细报告了兄、弟、姐、妹的数量，因此可以通过相加得到同胞数量。拥有兄弟变量为虚拟变量，兄弟数相加大于等于1则表述为1，否则为0；拥有姐妹变量的生成参照拥有兄弟变量。姐妹比例变量主要是考察家庭环境对初婚年龄的影响，用姐妹数量除以兄弟姐妹总数来表示。

3.控制变量

由于已经选择了农村男青年的初婚年龄作为研究对象，所以与其他研究不同（於嘉，2013；许琪，2015）[17-18]，性别与户籍不再作为控制变量。本文的控制变量主要包括受访者的出生年代、民族、教育程度、父亲的受教育程度、父亲的职业以及数据库来源。由于本文选择的是2006年和2008年调查时18～50岁的农村居民，所有样本均于1956年到1990年出生，因此出生年代主要分为50～60后（1956～1969年），70后（1970～1979年）和80后（1980～1990）。民族变量是二分类变量，汉族赋值为1，少数民族赋值为0。受教育程度变量分为小学及文盲、初中、高中、大专及以上四个等级。CGSS2006问卷和CGSS2008问卷分别使用被访者18岁或14岁时父亲的职业；本研究将此变量转化为“标准国际职业社会经济地位指数”（ISEI）。IS⁃EI是取值介于19～88的连续变量，分数取值越高代表父亲的职业地位越高。数据库来源设置虚拟变量，如果数据来自CGSS2006变量赋值为1，来自CGSS2008变量赋值为0。

主要变量统计描述如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计表

四、研究发现

（一）同胞结构与初婚年龄描述性分析结果

在2098个农村成年男青年样本中，已婚、未婚样本分别为1680个和418个，占总样本的78.2%和34.7%。利用Kaplan-Meier模型得出18-50岁的农村男青年从成年（18岁）至初婚（或综合调查开展年份）的平均单身时间为6.09年。其中，已婚农村男青年从成年到初婚的平均单身时间为5.61年，未婚农村男青年从成年到综合调查开展年份的平均单身时间为8.02年。

同胞数量与同胞性别结构对初婚年龄的基础关系如表2所示。由于同胞数量大于等于5个时，农村男青年无兄弟或者无姐妹的样本太小，因此本文比较时合并了5个及5个以上的同胞数量。随着同胞数量的增加，农村男青年成年后平均单身时间趋于增长，这个规律与已有研究的发现相一致（刘利鸽、靳小怡，2011；於嘉，2013）[1，18]。另外，表2初步揭示了同胞性别结构（拥有兄弟、拥有姐妹）对单身时间（从成年到初婚）的系统影响。在保持同胞数量不变的情况下，拥有兄弟的农村男青年的平均单身时间要明显长于无兄弟者的平均单身时间，其平均结婚年龄要晚于无兄弟的农村男青年；与之相反，保持同胞数量不变，拥有姐妹的农村男青年的平均单身时间要明显短于无姐妹的平均单身时间，其平均结婚年龄要早于无姐妹的农村男青年。

表2 按照同胞结构和规模区分的单身时间（年）

（二）同胞结构与初婚年龄回归分析结果

本文采用半参数Cox回归模型估计同胞结构对初婚年龄的影响，通过Stata12.0软件回归模拟发现，同胞结构对于初婚年龄来说存在显著的同胞结构效应。表3中模型（1）、（2）和（3）控制了人口基本特征和父亲的政治面貌、教育水平以及职业社会经济地位等因素。父亲的政治面貌、教育水平以及职业经济社会地位可以在很大程度上解释家庭的经济社会地位（严善平，2000）[19]。

模型（1）说明，在控制人口基本特征及家庭环境时，平均来说，在任何一个时间点上，拥有兄弟的农村男青年的结婚风险都是无兄弟者的0.882倍（e-0.126=0.882）；换言之，农村男青年中，拥有兄弟的结婚风险比无兄弟者的显著低11.8%（1-e-0.126=0.118）。根据资源稀释理论，在存在资源约束的情况下，家庭将按照效益最大化的模式分配资源。在我国，大部分农村男青年成婚的成本由其家庭支付（贺雪峰，2009）[20]。因此，对于农村男青年来说，在同胞数量一定的情况下，拥有兄弟无疑将分散其用于成婚的资源，而资源减少将引起初婚年龄的上升。

模型（2）说明，在控制人口基本特征和家庭因素的情况下，平均来说，在任何一个时间点上，拥有姐妹的农村男青年的结婚风险都是无姐妹者的1.342倍（e0.294=1.342）；换言之，农村男青年中，拥有姐妹的结婚风险要比无姐妹者的高34.2%。根据家庭融合理论，家庭会照顾其弱势成员。目前，农村婚姻市场存在不平衡状态（韦艳、张力，2011）[21]，多数情况下，农村家庭可以因为女儿结婚而增加儿子结婚的费用积累。因此，在拥有姐妹时，农村家庭会有更多的收入来源，从而增加男青年初婚的风险概率。

模型（3）说明，在其他因素不变的情况下，平均来说，在任何一个时间点上，农村男青年的姐妹比例每高出10%，其结婚风险要高出2.8%（e0.276×10%-1=0.028）。当同胞数量一定时，女性比例越高，男性比例肯定越低。从资源稀释理论和家庭融合理论可知，此时对于农村男青年而言，资源稀释和家庭融合同时起到正向的作用。因此，女性比例越高，农村男青年的结婚风险越大。数据分析结果也验证了这一判断。从模型（1）、模型（2）和模型（3）的分析得出，平均来看，同胞数量增加一个，农村男青年的结婚风险降低2.9%～4.0%（1-e-0.029=0.029，1-e-0.041=0.04）；同胞数量、拥有兄弟对农村男青年的初婚年龄风险有负向影响；拥有姐妹、姐妹比例对农村男青年的初婚年龄风险有正向影响。假说1和假说3得到验证。

通过模型（1）、模型（2）和模型（3）对控制变量的分析发现，数据来源、民族对农村男青年的初婚年龄没有显著影响；父亲的职业地位和教育水平对农村男青年的初婚年龄风险均有正向影响，父亲的职业地位越高、教育水平越高，农村男青年的结婚风险越大。但是，父亲的政治面貌对农村男青年的初婚年龄有负向影响，父亲为党员的农村男青年结婚年龄要显著高于父亲不是党员的农村男青年。这可能是由于党员家庭更要执行党的晚婚晚育政策，从而客观上推迟了儿子的结婚年龄。农村男青年中，相较于70后（出生于1970～1979年），50～60后（出生于1956～1969年）的初婚风险显著较高，80后（1980～1990年）的初婚风险显著较低。也就是说，50～60后农村男青年的结婚时间更早，成年后单身时间更少，而80后农村男青年的初婚年龄更大。

表3 同胞结构对初婚年龄的影响

本文在控制同胞数量的同时，探讨拥有哥哥与拥有弟弟两个变量对初婚年龄的影响。如表4所示，对于农村男青年而言，拥有哥哥的结婚风险是没拥有哥哥的结婚风险的0.868倍（e-0.141=0.868）；也就是说，同胞数量一定时，拥有弟弟的结婚风险比没有弟弟低13.2%（1-e-0.141=0.132）。对于农村男青年而言，拥有弟弟的结婚风险是没有弟弟的结婚风险的0.908倍（e-0.096=0.908）；也就是说，同胞规模一定时，拥有弟弟的结婚风险比没有弟弟的结婚风险低9.2%（1-e-0.096=0.092）。分析发现，对于农村男青年的初婚年龄风险，拥有哥哥的效应要大于拥有弟弟的效应，从而验证了假说2。

（三）计划生育前后同胞结构对初婚年龄的影响

本文还引入了“计划生育前后”变量，将计划生育后（1970年）定义为1，计划生育前定义为0。将“计划生育前后”变量与同胞结构的交互项分别加入模型（1）、模型（2）和模型（3）中，得到模型（6）、模型（7）和模型（8）。模型（6）发现，交互项系数为负，说明计划生育后拥有兄弟比计划生育前拥有兄弟更加降低了农村男青年的结婚风险。模型（7）发现，交互项系数为正，说明计划生育后拥有姐妹比计划生育前拥有姐妹更加增加了农村男青年的结婚风险。模型（8）发现，交互项系数为正，说明计划生育后姐妹比例高比计划生育前姐妹比例高更加增加了农村男青年的结婚风险。因此假说4得到验证。

五、结论与启示

计划生育政策的实施带来了家庭同胞数量的减少，同时使同胞性别结构发生重大改变。随着计划生育政策实施后出生的婴儿长大成人进入结婚生子的年龄，性别失衡无论在家庭中还是在社会中对婚姻的作用逐渐显现出来。此时，相较于农村女性，婚姻挤压对农村男青年的作用更加显著。目前，关于同胞结构效应的研究主要集中于教育获得方面，但相关研究提出与应用的资源约束理论和家庭融合理论在解释同胞结构对初次婚姻的影响时依然是强有力的。

表4 兄弟结构对初婚年龄的影响

表5 计划生育前后同胞效应对初婚年龄的影响

基于2006年和2008年中国综合社会调查（CGSS）的叠加数据，采用事件史分析方法，本文发现，同胞结构对于农村男青年的初婚年龄产生了显著影响，且资源稀释理论和家庭融合理论可以解释我国农村男青年初次婚姻的同胞效应。具体而言，根据资源稀释理论，兄弟之间存在家庭资源的竞争；拥有兄弟不利于农村男青年获得家庭资源以缔结婚姻，这会延长其成年后的单身时间，在各个时间点上降低其初婚风险。根据家庭融合理论，父母会在子女之间照顾弱势一方。对于农村男青年来说，拥有姐妹一方面可以减少家庭资源稀释，另一方面可以通过姐妹的婚姻或工作收入来筹备其结婚所需资源。因此，拥有姐妹有利于农村男青年的婚姻缔结，缩短其成年后的单身时间，在各个时间点上增加其初婚风险。此外，姐妹比例高有助于农村男青年的个人婚姻获得，缩短其成年后的单身时间，在各个时间点上增加其初婚风险。

在我国农村地区一般由家庭来负担男青年的结婚费用，当家庭存在预算约束时，拥有兄弟会降低每个男青年所分配的结婚费用；如果不能够及时筹集足够的婚姻费用，就会推迟其结婚的年龄，甚至是降低其结婚的概率。由于在东亚地区广泛存在着兄弟姐妹依次结婚的习俗（Vogl，2012）[8]，所以为了防止哥哥的婚姻受到影响，农村家庭往往在哥哥结婚之后才会考虑为弟弟筹备结婚所需。本文验证了在保持同胞数量不变的情况下，拥有哥哥和拥有弟弟均不利于农村男青年的个人婚姻获得，并且拥有哥哥的影响要显著大于拥有弟弟的影响。

随着计划生育政策的实施，我国新生婴儿的男女性别比开始升高，在其长大成人谈婚论嫁时出现了“男多女少”的现象，男性结婚成本加大，婚姻挤压问题渐显。本文验证了同胞结构对计划生育政策实施前后出生的农村男青年的初婚年龄有不同程度的影响。研究发现，相较于计划生育政策实施前出生的农村男青年，计划生育政策实施后出生的农村男青年，其初婚年龄受到同胞结构的影响更为强烈。具体而言，计划生育政策实施后，拥有兄弟对农村男青年的初婚年龄更加不利，会降低初次婚姻的概率；拥有姐妹、姐妹比例高对农村男青年的初婚年龄更加有利，会提高其初次结婚的概率。

基于以上发现，本文认为，在婚姻挤压日益严重的今天，在资源约束严格的农村地区，同胞结构对男青年初婚年龄的作用日益明显，这为人口与社会福利方面公共政策制定提供了依据。比如，通过完善新型农村社会养老保险制度，改变农村老人完全依赖儿子养老的状态，不但有利于弱化性别偏好，促进出生性别比趋于正常，而且有利于未来婚姻市场上供需关系的平衡，这对缓解和治理婚姻挤压都具有积极意义。我们也相信，从长远来看，全面二孩生育政策的实施对出生性别比恢复正常和缓解农村男性结婚压力，均具有重要的社会意义。

[1]刘利鸽，靳小怡.社会网络视角下中国农村成年男性初婚风险的影响因素分析[J].人口学刊，2011（2）：21-30.

[2]王鹏，吴愈晓.初婚年龄的影响因素分析基于CGSS2006的研究[J].社会，2013（3）：89-110.

[3]叶华，吴晓刚.生育率下降与中国男女教育的平等化趋势[J].社会学研究，2011（5）：153-177+245.

[4]李树茁，果臻.当代中国人口性别结构的演变[J].中国人口科学，2013（2）：11-20+126.

[5]加里·斯坦利·贝克尔.家庭论[M].北京：商务印书馆，1998.

[6]Edlund L.Son preference，Sex ratios，and Marriage Patterns[J].Journal of Political Economy，1999，107（6）：1275-1304.

[7]Jennings E.A.，Axinn W.G.，Ghimire D.J.The Effect of Parents’Attitudes on Sons’Marriage Timing[J].American So⁃ciological Review，2012：0003122412464041.

[8]Vogl T.Marriage Institutions and Sibling Competition：Evi⁃dence from South Asia[R].National Bureau of Economic Re⁃search，2012.

[9]唐灿，马春华，石金群.女儿赡养的伦理与公平——浙东农村家庭代际关系的性别考察[J].社会学研究，2009（6）：18-36+243.

[10]黄匡时，嘎日达.社会融合理论研究综述[J].新视野，2010（6）：86-88.

[11]邱幼云.社会性别视角下的高嫁妆现象：基于闽南C镇的实证研究[J].中国青年研究，2015（5）：71-75.

[12]吴重庆.社会变迁与通婚地域的伸缩——莆田孙村“通婚地域”调查[J].开放时代，1999（4）：71-81.

[13]阮荣平，郑风田，刘力.信仰的力量：宗教有利于创业吗[J].经济研究，2014（4）：171-184.

[14]张文彤.SPS统计分析高级教程[M].北京：高等教育出版社，2004.

[15]郗杰英，杨守建.“谁是青年”再讨论[J].中国青年研究，2008（8）：27-31.

[16]Conley D.Sibship Sex Composition：Effects on Education⁃al Attainment[J].Social Science Research，2000（3）：441-457.

[17]许琪.外出务工对农村男女初婚年龄的影响[J].人口与经济，2015（4）：39-51.

[18]於嘉，谢宇.社会变迁与初婚影响因素的变化[J].社会学研究，2013（4）：1-25+242.

[19]严善平.大城市社会流动的实态与机制——来自天津市居民问卷调查的实证分析[J].中国社会科学，2000（3）：104-114+205.

[20]贺雪峰.农村代际关系论：兼论代际关系的价值基础[J].社会科学研究，2009（5）：84-92.

[21]韦艳，张力.农村大龄未婚男性的婚姻困境：基于性别不平等视角的认识[J].人口研究，2011，35（5）：58-70.

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

国家社会科学基金项目“基于公婆—儿媳代际互动的农村老年人家庭养老支持研究”（16CRK009）；陕西社会科学基金项目“陕西农村基层社会治理创新战略与路径研究”（2014G02）。

王兵，男，河南沁阳人，西北农林科技大学讲师，管理学博士，研究方向：农村社会学；李坤，女，安徽六安人，西北农林科技大学硕士研究生，研究方向：农村社会学；刘利鸽，女，河南许昌人，西北农林科技大学副教授，管理学博士，研究方向：农村社会学。