中国居民婚前同居对初婚年龄的影响研究

戚珍珍， 邵文豪

(1.华东师范大学 社会发展学院，上海 200241；2.华东理工大学 社会与公共管理学院，上海 200237)

家庭是构建社会的基本单元，婚姻是缔结家庭的重要方式，作为反映社会婚姻与家庭变迁的重要指标，初婚年龄一直倍受学界关注。数据显示，我国男性的平均初婚年龄已由1990年的23.57岁上升至2017年的27.31岁，女性的平均初婚年龄则从22.02岁上升至25.60岁，初婚年龄的推迟态势明显①。目前，学者们对此问题的研究可概括为以下两大面向：一是从宏观社会结构出发，论述初婚年龄受社会婚姻观念和制度的约束，并关注人口生育政策[1]、性别结构[2]、收入差距[3]、高校扩招政策[4]以及房价变化[5-6]等的影响；二是从微观层面的个体与家庭特征着手，试图从性别[7]、受教育水平[8-9]、职业[10]、出生世代[11]、户籍[12]、父母受教育程度[13]、父亲职业类型[14]、家庭同胞结构[15]以及劳动力迁移[16-18]等方面对初婚年龄的变化进行解释。

上述研究提供了初婚年龄影响因素的丰富内容，但在第二次人口转变理论视角下，初婚年龄推迟和婚前同居率上升成为该次人口转变的共同特征[19]。西方诸多研究也致力于从婚前同居的角度理解并阐释特定国家或地区平均初婚年龄的变化，然而这一点在对我国初婚年龄变动的解释中却少有涉及，仅有的两篇相关研究得出了相反的结论[20-21]。2001年和2003年《关于适用〈中华人民共和国婚姻法〉若干问题的解释(一)》和《婚姻登记条例》等法律变更中，“非法同居”的“非法”二字被删除，中国家庭追踪调查数据也显示，在2000年以后进入初婚的世代中，约三分之一的夫妻有过婚前同居[22]，法治层面的不干涉和道德层面的群体认同性均表明婚前同居已经成为一种新的个体生活方式。鉴于此，本文拟将婚前同居引入到初婚年龄的讨论中，一方面实时监测我国居民初婚年龄和婚前同居的变化趋势，另一方面或可增加解释初婚年龄变化的新视角，并为生育率、婚姻质量等相关问题的研究提供思考。具体而言，主要围绕以下两个问题展开，一是在控制婚前同居的自选择性后，居民婚前同居对其初婚年龄的影响状况，二是探究婚前同居对初婚年龄的影响是否存在出生世代差异。

一、文献综述与研究假设

现有学者多基于经济学和社会学的经典理论视角来解释初婚年龄的变化。性别角色分工理论、婚姻市场理论、婚姻搜寻理论等经济学视角认为何时进入婚姻是对结婚成本和收益进行比较后做出的理性判断，现代社会女性经济能力的提升能够帮助她们耐心等待合适的伴侣，进而做出结婚收益最大化的决定。[23-24]社会学的婚姻挤压论、婚姻梯度选择、婚姻动机论则阐释了人口结构和数量变化、传统择偶观念转变等因素对初婚年龄的影响。[25-26]而在第二次人口转变视角下，女性自我价值的实现、家庭观念的改变、性解放和个体主义等因素共同推动了婚姻和家庭领域的变革，就婚前同居如何影响初婚年龄的变化有以下两种不同的观点。

第一种观点是婚前同居会推迟初婚年龄，学界通常从“选择论”“经验论”和“同居是婚姻的替代”三个维度来论证和阐释。“选择论”将婚前同居视为恋爱双方彼此选择的过程。在这一过程中，恋爱双方会花费一定时间去深入了解对方，如对方的生活习惯、脾气秉性等内在特征与品质，以此确认对方是否携有对婚姻质量不利的因素，进而做出是否结婚的决定。研究表明，具有低教育水平[27]、不稳定的家庭背景[28-29]、婚姻家庭态度背离传统[30]等特质的个体更倾向于与恋爱对象保持同居关系。在选择论视角下，无论同居的结果如何，婚前同居都会占用一定的时间，倘若这段同居关系最终走向破裂，这种推迟效应则会更加明显。“经历论”重在强调婚前同居经历本身改变了同居者对待两性关系、婚姻及家庭的态度，进而降低了适婚青年进入婚姻的主观意愿。持该论点的学者认为同居作为一种个体化的生活方式，改变了婚姻作为终身契约的价值和意义，替代了婚姻在保持日常亲密生活中的地位，弱化了同居双方的道德性承诺和结构性承诺，即同居者在同居过程中的处事行为和方式较少地受到原生家庭父母的束缚，且同居者对待伴侣的道德责任感较低,能够较为轻易地结束一段关系[31]，因此最终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骤的逻辑来探究同居与婚姻的关系。作为亲密关系存续的新形式，他们强调同居关系有替代婚姻关系的趋势与可能，如多位学者对博兹瓦纳、德国和匈牙利等国家青年的婚前同居现象进行研究后得出的一致结论是年青人更多地将同居视为婚姻的另外一种可替代性选择[32-34]。更有甚者，席琳[35]等人发现在加拿大的年青人中，生育已不仅仅局限于传统的婚姻之中，同居关系中的生育也是青年成为父母的一种方式，如此使得同居可取代婚姻进而成为伴侣生活的新形式。

另一种观点是婚前同居对初婚年龄具有提前效用。从经济财富的积累来看，婚前同居有助于城市中的未婚男女共同分担租房等生活成本，加速用于支撑婚姻的经济资本的获得，提前为结婚做好经济准备[36]；同时婚前同居增加了女性怀孕的风险，但部分国家婚外生育政策的限制会促使同居者走向婚姻[37]；在婚前同居的过程中，同居者更易遭到父母的频繁催婚，也有可能尽早地进入婚姻生活[38]。

上述两种观点均得到了国外一定实证研究的检验，但考虑到在我国传统儒家文化与现代自由思想并存的社会环境下，社会经济地位较高的个体更倾向于选择婚前同居[39]，同时青年情侣对婚姻的物质基础要求越来越高[40]，尤其是在物价水平较高的特大和超大城市，直接进入婚姻的几率可能会越来越低；而有效的避孕手段和人工流产技术最大程度上避免了婚前生育，个体自主性的提升和父母传统观念的改观使得结婚的自愿性不断加强，因此婚前同居对初婚年龄的促进机制在国内并不一定有力，其婚姻推迟效应更具有理论依据和信服力。一方面，具有自由主义和现代化思想的个体更少受传统婚姻规范的约束，不仅会选择在初婚前同居，而且倾向于推迟婚姻; 另一方面，初婚前同居发挥了婚姻的部分功能，减少了结婚的迫切性。因此，本文提出假设1: 初婚前同居会延迟中国居民的初婚年龄。

此外，有学者指出同居的内涵可能会随着社会情境的变迁而发生转变，当同居在特定的社会结构、文化和历史背景下的意义和流行程度不同时，同居对初婚年龄的影响也会发生变化[41-44]。在同居的发展早期，婚前同居仅仅作为青年步入婚姻的一个步骤，并未得到社会的广泛认同，婚前同居者受到既有传统家庭观念和两性交往观念的较大影响，更有可能尽早进入婚姻，故此时婚前同居对初婚年龄具有提前作用。而随着同居从经济社会发展水平较高的地区向外蔓延，欠发达地区的年青人也开始接受婚前同居，发达地区年青人中的同居越来越普遍，此时的婚前同居不仅包括了上述内涵，而且逐渐成为检验双方关系的一种策略，对初婚年龄的影响具有多重性，提前和推迟作用皆有可能发生。在婚前同居发展的第三阶段，开放自由的家庭和两性观念充分传播，同居已被绝大多数社会成员所接受，成为青年进入联合(union)的惯用方式[45]，越来越多的年轻人选择晚婚甚至不婚，此时同居主要对初婚年龄起到推迟作用。与同居的内涵相适应，实证研究表明同居在年老的出生队列中是一个极为罕见的行为，但在“80后”中，超过四分之一的男性和女性都有过初婚前同居的经历[46]，且这一比例已经接近甚至超过了一些欧洲国家，比如西班牙和意大利[47]。考虑同居内涵与世代的变化具有一致的方向，故本文提出假设2：在不同的出生世代中，婚前同居对初婚年龄的影响存在差异。

二、数据、变量与模型

(一)数据

本文数据来自2018年中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)。CFPS覆盖全国25个省/市/自治区，采用分层、多阶段、与人口规模成比例的概率抽样方法，旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。2018年CFPS成人问卷数据库涉及居民初婚年龄、婚前同居、出生日期等相关问题，考虑到16岁是CFPS儿童卷与成人卷的划分标准，且多数研究将16岁作为初婚风险的起始时间[48-49]；同时人口学中通常以50岁作为终身不婚的年龄界限[50]，因此笔者将研究对象界定为有过婚姻经历且初婚年龄在16—50岁的个体，并匹配2016年数据库中的结婚日期、出生日期等变量予以完善数据，共计有效样本数为3611个。

(二)变量

本文的研究问题是婚前同居对初婚年龄的影响，因此因变量为初婚年龄，通过计算被调查对象结婚日期与出生日期之差得出。主要解释变量婚前同居为二分变量，在问卷中的具体问题为“结婚前是否同居过一段时间”，“0”表示与初婚配偶“没有发生婚前同居”，“1”表示“发生了婚前同居”。

除了以上关注的关键变量之外，结合既有与初婚年龄相关的研究，纳入以下控制变量：受访者的性别、年龄、年龄的平方项、受教育程度、户口、出生世代、母亲受教育程度、个人年收入的对数、择偶方式和工作性质，具体变量设置及赋值情况如表1所示。需要特殊说明的是，出生队列按照被访者的出生时间划分为1960年前、1960—1979年、1980年及以后三个时期。1960年以前的出生队列多数集中在1980年之前进入婚姻，代表着受传统婚姻观念影响的一代人，1960—1979年出生的这群人一般在1980年以后完成婚姻，其婚姻观念兼具传统和现代的特征，而1980年及以后出生的人在较大程度上受到现代婚姻观念的影响。

表1 变量定义与处理方法

(三)方法

样本的自选择性在回归分析中引起的偏误已被广泛讨论，本研究中婚前同居的自选择性问题可通过Heckman二阶段模型来解决。首先构建修正因子逆米尔斯比率λ：

(1)

其次，将逆米尔斯比率λ作为一个控制变量即公式(1)带入到回归模型中，构建以初婚年龄为因变量的OLS回归模型，研究发现所有预测变量的方差膨胀因子(VIF)低于10，因此不存在多元共线性问题，具体模型设定如下：

(2)

在模型中，Y表示初婚年龄，X1代表核心自变量“是否婚前同居”，Xi为其他控制变量，α1，αi，ω为相应解释变量的待估参数，α0为常数项，ε是误差向量。

三、研究结果

(一)描述性统计分析

如图1所示，从初婚年龄结果来看，婚前同居者初婚年龄的峰值出现时间晚于未婚前同居者。具体而言，从比重分布来看，婚前同居群体中有31.1%的居民选择在23—25岁结婚，而没有婚前同居的个体的初婚年龄集中在20—22岁，占该群体的比例为31.32%。从平均值来看，有婚前同居经历的居民的平均初婚年龄为24.76岁，大于没有婚前同居经历的居民的23.70岁，所以有必要进一步深入讨论婚前同居对初婚年龄的影响。

图1 CFPS 2018年我国居民初婚年龄的群体差异

表2对样本的主要变量进行了描述性统计，具体而言有以下特征：①相较于女性，男性样本有更多的婚前同居经历，占比为52.47%；没有婚前同居经历的样本以女性为主，占比为52.86%；②婚前同居者的平均年龄较非婚前同居者低；③年龄的平方项在有无婚前同居经历的样本中具有较大差异；④分教育程度看，在有婚前同居经历的样本中，大专及以上学历的样本占比达30.40%，而没有婚前同居经历的样本中该比例仅为21.94%，初中及以下学历的人群，有无婚前同居经历的样本占比分别为40.88%和49.48%，说明随着个体受教育程度的提高，自由开放的思想观念得以广泛传播和接受，婚前同居的比例也随之上升；⑤分户籍看，在有婚前同居经历的样本中，非农业户籍的比例更大，占比为31.15 %，没有婚前同居经历的样本中农业户籍的比例更大，占比为71.76 %，说明了城市化的发展有利于开放自由的个体化思想观念的传播；⑥分出生世代看，在1960年以前和1980年及以上的出生世代中，婚前同居的比例分别为2.76%和69.04%，而没有婚前同居经历的比例分别为29.85%和21.66%，表明婚前同居在年轻的出生世代中更为流行；⑦从母亲受教育程度看，就“高中及以上”学历而言，在婚前同居和非婚前同居经历样本中的占比分别为22.15%和14.32%，而在“初中及以下”学历中，这一比例分别为77.85%和85.68%，从代际传递的视角来看，母亲受教育程度的提高有助于为子女创造自由包容的家庭成长环境，进而提升了子女对新思想和新观念的接受度；⑧从个人年收入的对数来看，有婚前同居经历的样本其个人年收入的对数(10.55)略高于无婚前同居经历的样本(10.24)，验证了前文所述的社会经济地位越高的个体越会选择婚前同居；⑨从择偶方式来看，婚前同居者以“自己认识”的方式择偶为主，占比为55.95%，而在非婚前同居者中这一比例仅为25.05%；⑩从工作性质来看，婚前同居者从事非农工作的比例远高于非婚前同居者，二者占比分别为85.17%和63.08%。

显著性检验结果显示，婚前同居者与非婚前同居者在各变量上均具有显著性差异，即婚前同居者中男性较多、年龄均值偏低、受教育程度较高、非农业户籍为主、出生世代较年轻、母亲受教育程度较高、个人年收入较高、以自己认识为主要择偶方式、较多从事非农工作，因此表2的结果进一步表明婚前同居者往往具有较大的自选择性。

表2 样本描述性统计

(二)婚前同居对初婚年龄的影响

表3是运用Heckman二阶段模型回归分析的基本结果，Probit回归模型1首先估计了婚前同居的影响因素，OLS回归模型2中纳入了逆米尔斯比率(λ)，OLS回归模型3作为参照未纳入逆米尔斯比率(λ)，具体模型解释如下：首先，在婚前同居影响因素的Probit模型中，性别、年龄、年龄的平方、出生世代、个人年收入的对数和择偶方式对婚前同居具有显著性影响。具体而言，性别对婚前同居的影响在1%的水平上显著，相较于女性，男性选择婚前同居的可能性更大；年龄对婚前同居具有正向显著性影响，且年龄的平方项显著为负，因此年龄与婚前同居可能性之间存在倒U型关系；分出生世代看，相较于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别增加0.462和0.633，结果均在10 %的水平上显著，这与已有的研究结论相一致[51-52]；而作为个体社会经济地位的体现，个人年收入的对数在5%的显著性水平上对婚前同居产生正向影响，相对而言，有较高收入水平的个体，婚前同居的可能性更大[53]；最后，以自己认识的方式结为夫妻的个体具有较大的婚前同居可能性，其结果在1%的水平上显著。

其次，考虑是否纳入逆米尔斯比率(λ)，生成两个OLS回归模型即模型2和模型3。模型2显示，这一修正因子对初婚年龄不具有显著性影响，说明样本的选择性偏差影响有限，故笔者主要基于表3中的模型3对影响因子进行解释。模型3的参数估计结果一定程度上验证了婚前同居的经历确实推迟了初婚年龄，从回归系数看，相较于没有婚前同居的个体，有婚前同居经历的居民初婚年龄延迟了1.239岁，验证了假设1；男性初婚年龄较女性而言平均推迟了0.708岁，其结果在10%的水平上显著；年龄和年龄的平方对初婚年龄的影响均在1%的水平上显著，且二者共同展示了个体年龄与初婚年龄之间的倒U型关系；受教育程度对初婚年龄的推迟作用也验证了既有的众多研究[54-56]，相较于初中及以下学历的个体，大专及以上学历的个体的初婚年龄推迟了2.371年；就不同出生世代而言，相较于1960年以前的出生世代，更年轻的世代的初婚年龄反而更小，这一定程度上是因为1960年之前出生的个体处于婚龄阶段时恰逢“晚、稀、少”的人口政策出台，初婚年龄有所延后，而1960—1979年代出生的个体处于婚龄阶段时国家已将婚龄降低至男22岁、女20岁，对于更年轻即1980年及以后的出生世代而言，当前仍有部分人群未进入婚姻，因此样本中所涉及的个体以早婚人群为主，故初婚年龄的变化趋势并未得到完全反映[57]；此外，母亲受教育程度越高，个体初婚年龄相对较晚，其结果在10%的水平上显著，这可能是由于教育的代际传递而导致子女缔结婚姻的年龄也相对较晚。

表3 Heckman两阶段模型回归

(三)婚前同居对初婚年龄影响的世代差异

由于婚前同居的流行呈现不断蔓延之势，且不同出生世代对初婚年龄的影响存在差异，因此笔者进一步探究在不同出生世代中婚前同居对初婚年龄的影响。考虑到在1960年以前的出生世代中，婚前同居现象极少，因此笔者主要分1960—1979年和1980年及以后两个出生世代建立回归模型4—7，如表4所示。模型4—5是1960—1979年出生世代的回归模型，模型6—7是1980年及之后出生世代的回归模型，其中模型4和模型6纳入了修正因子逆尔米斯比率。由于修正因子不具有显著性，说明婚前同居的自选择性造成的内生影响有限，因此笔者主要基于模型5和模型7进行详细分析。

表4 不同出生世代下婚前同居对初婚年龄影响的回归模型

首先，婚前同居对初婚年龄的影响在不同出生世代间存在差异。1960—1979年出生世代中婚前同居变量的系数为1.847，而1980年及之后出生世代的回归系数为0.707，这反映了婚前同居对于“60后”和“70后”初婚年龄的影响较大，但由于“90后”及以后群体中仍有部分个体未进入婚姻，所以其回归系数需进一步随着社会的发展得到检验。第二，年龄和年龄的平方项对初婚年龄的影响仅在“60后”和“70后”群体中具有显著性，其结果显示年龄与这两类群体的初婚年龄存在正“U”型关系，即有一个低谷。第三，受教育程度对初婚年龄的影响也存在世代差别。相较于初中及以下学历，大专及以上学历对年轻世代初婚年龄的影响要高于1960—1979年出生世代，分别为3.168和1.590岁；高中学历仅对1980年及以后出生世代的初婚年龄具有显著性影响，这是因为较高的教育程度与在校就读时间的延长联系在一起，客观上推迟了初婚年龄[58-59]；随着高等教育的普及和个体对教育水平越来越高的追求，大学教育的推迟作用越来越明显。第四，以“自己认识”为主要择偶方式的“60后”“70后”出生世代，其初婚年龄相对较晚；而工作性质为农业的80年及以后出生世代的个体，其初婚年龄相对较早，这可能与农业从事者长期以来早婚早育的传统有关。综合上述对不同世代回归结果的分析，可以发现婚前同居对初婚年龄的影响在不同出生世代间存在差异，由此证实了假设2。

四、结论与讨论

基于中国家庭追踪调查2018年数据，本研究的结论部分支持了目前许多工业化国家关于婚前同居、教育程度与初婚年龄之间关系的主要假设，同时也有新的研究发现。伴随着中国社会中个体化的崛起，越来越多的年青人追求开放自由的婚恋观念，初婚前同居成为许多人生命历程中的重要事件。研究显示在1980年及以后出生的年轻世代中，婚前同居者的比例更高。本研究也验证了性别、出生世代、个人年收入和择偶方式对婚前同居具有显著性影响，男性更有可能选择婚前同居，经济发展和社会文化也会通过对个体现代家庭观念的改变进而影响其家庭行为。

回归结果进一步表明，在控制了婚前同居的自选择性后，婚前同居者的初婚年龄平均延迟了1.239岁，即婚前同居的经历本身会改变个体对待婚姻的态度，包括削弱对伴侣的道德承诺和对婚姻作为终身制度的结构性承诺，经历假说得到了支持。同时，性别、年龄、年龄的平方项、受教育程度、出生世代和母亲受教育程度对初婚年龄也具有显著性影响，这与男性初婚年龄晚于女性的文化传统、在校就读时间的延长、教育的代际传递具有较强的相关性，与部分学者的研究结论也具有一致性[60]。从不同出生世代来看，婚前同居对初婚年龄的推迟效应在1960—1979出生世代中的表现最为明显，这与年轻世代中婚姻事件尚未完全结束存在关联，有待于后续进一步验证。

在中国，作为第二次人口转变的重要特征，婚前同居的流行和初婚年龄的推迟变得越来越普遍。社会观念的日益开放和包容、社会生活的日益个体化、性别关系的日趋平等、女性社会经济地位的日益提高为婚前同居提供了发展条件。同时对于同性恋、不婚族等群体而言，婚姻已不是人生的追求和选择，晚婚不婚趋势愈加明显，更有甚者，西方国家已经出现了同居替代婚姻的趋势[61]。然而，婚姻目前仍是人们生育行为发生的必要条件，婚外生育仍不被社会大众和伦理所接受，婚前同居所造成的初婚年龄的推迟可能会通过挤压可生育年龄进而导致生育率下降，对母婴健康、社会人口再生产造成一定的威胁。因此，同居对初婚年龄的推迟一定程度上对婚姻制度造成了冲击。中国作为“强家庭主义”文化的国家，应努力维护婚姻在人口和社会发展中积极且不可替代的作用，通过以家庭为单位增发福利津贴、降低夫妻首次购房的首付比例等政策手段维护婚姻制度，尝试降低初婚年龄，加快人口的代际更替，保持我国的人口红利优势。

最后，本文的局限性主要体现在两个方面：其一，本文关注的婚前同居仅是与初婚配偶的同居，而与非初婚配偶的同居经历未予以考虑，可能带来误差；其二，受制于调查资料，本文无法同时关注到同居时青年的家庭经济地位、所处的地理区位等信息。期待中国家庭追踪调查的进一步完善和更新，未来可对上述缺陷予以完善，做出更为深入的研究和分析。

注释：

①分性别平均初婚年龄根据《中国人口和就业统计年鉴》数据中的平均单身年龄间接测算所得。