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1、接受高等教育对女性婚姻的延迟效应分析,教育社会学论文摘 要： 随着我们国家高等教育的推广与社会经济文化的变迁 ，剩男剩女 问题逐步凸显。基于 中国社会综合状况调查CSS 2022年数据，运用倾向得分匹配回归模型，从个体内部因素与外部因素两个角度实证检验高等教育对婚姻的影响。回归分析结果表示清楚，接受高等教育会显着推延城乡高学历女性群体的婚姻时间，但并未降低该群体的结婚意愿，接受高等教育只是延迟婚姻，而不是不婚。基于以上结论，我们国家国内社会应努力营造一个相对宽松的婚恋舆论环境，应采取积极措施降低受高等教育群体步入婚姻的经济成本，延缓婚姻推延的趋势。 本文关键词语 : 高等教育:城乡女性:婚姻:
2、 引言 近年来，随着社会的发展，性别平等意识不断加强，我们国家接受高等教育的女性数量得到了快速提升。初婚初育的年龄大幅推延。2021年婚姻互联网大数据显示，我们国家男性初婚平均年龄为32.2岁，女性初婚平均年龄为29.9岁。除此之外，国家统计局发布数据显示，截至2021年，我们国家育龄妇女平均初婚年龄为25.7岁，平均初育年龄，为26.8岁搜狐网，与1990年相比，均有不同程度的推延。在 二胎 政策施行后，我们国家人口发展的内生动力从政策因素转变为经济社会因素，这在一定程度上导致我们国家育龄妇女平均初婚年龄和平均初育年龄的推延。婚姻作为个体组建家庭延续后代的重要起点，初婚年龄的推延会对我们国家
3、的人口数量和质量产生宏大的影响1。但当前尚未有研究以比拟的视角，对城乡受高等教育的女性群体进行研究，在本来的 一孩 政策下，这一年龄序列的群体其成长的经过中享遭到了家庭史无前例的资源投入，但同时也见证了社会贫富的两极分化，及至步入婚龄，在 随夫居 的文化背景下，留在城市的高学历毕业生对住房构成了刚性需求，这也在一定程度上推延了个体婚姻的时间，并对婚姻的稳定性产生了一些负面影响2。 从现有文献看，接受高等教育确实提高了女性的人力资源禀赋，但似乎并未提高女性在婚姻市场上的比拟优势，反而增加了她们的搜索配偶的难度。一方面，接受高等教育会在一定程度上推延结婚时间，进而使其错过最佳婚育期，并且受教育程度
4、越高，被推延的时间越久，初婚年龄也就越晚3。另一方面，受教育程度是男女双方择偶的重要标准之一，在我们国家传统文化影响下，男性 向下 兼容的能力更强，而女性更倾向于寻找 强 于自个的结婚对象，这在一定程度上减少了高学历女性在婚姻市场中的选择。作为优秀女性的代表之一，高学历女性的婚姻一直都是社会舆论关注的重点，高学历女性的婚配问题引发了广泛的社会讨论。 当前，高等教育影响婚姻的机制的一个共鸣为：女性获得高等学历十分是研究生以上学历后，使得能与之 般配 的男性变得更少。婚姻市场中，假如把女性视为供应方，男性视为需求方，高等教育的扩招使得供应曲线右移和需求曲线左移，会直接导致 市场价格 下降。假如高学
5、历女性在搜索 适宜丈夫 时有一个 丈夫保存工资 ，且不愿降低标准，仍然维持传统婚姻匹配形式，则搜索失败的概率会较之未接受高等教育的女性增大4。 结合我们国家当下实际与文化传统背景，有学者以为，接受过高等教育的女性更倾向于选择受教育程度与自个一致或高于自个的男性作为配偶。然而，受限于高学历男性的数量，她们的择偶范围会略小于未接受过高等教育的女性。与未接受过高等教育的女性相比，受高学历女性获得经济独立的比例更高层次，且拥有相对优渥的条件，因此有更高层次的几率继续搜索婚配对象直到找到符合自个标准的 如意郎君 。本文详细假设H0如下：在传统婚恋观念的背景下，高学历女性有更大的可能性选择受教育程度与自个
6、类似或高于自个的配偶，故而增加搜索配偶的难度，进而推延婚姻。 一、相关研究 择偶作为成婚经过之一，其结婚时间、结婚率总能率先反映社会经济文化的变迁5。但当前尚未有研究以城乡群体比拟的视角对接受高等教育的群体进行比照研究，高校扩招政策于1999年施行，此后逐年扩招使得大学生数量剧增。受扩招影响的群体在成长经过中享遭到了父母史无前例的投入，同时也见证了社会贫富差距的扩大，所享遭到的资源并不均等。因而，该群体的婚恋观念遭到了众多因素的影响6。当到达适婚年龄时，在 嫁高娶低 的文化背景下，以及快速增长的房价，使得婚姻的不稳定性在加强，离婚率持续上升7。在这一背景下，作为我们国家社会经济发展中的中流砥柱
7、，高学历群体的婚姻是如何的？能否会由于接受高等教育而推延甚至是不结婚？ 高等教育对婚姻的影响在学术界众讲纷纭，莫衷一是。一些学者以为，高等教育带来的结婚年龄的推延以及女性社会地位的提高，降低了人们结婚的可能性4；朱州和赵国昌2022从性别认同的角度分析，以为男性与女性之间存在技能互补现象，详细来讲为男性在工作中有相对优势，而女性则在持家上有更大的相对优势8。但高学历女性在家务劳动方面具有相对劣势，在传统的 男主外，女主内 的家庭分工下，高学历女性有更大的可能性打破传统的性别认同观念，她们以为个体从婚姻中获得的收益相对较小，进而接受高等教育会使得高学历女性的结婚率下降。但与上述研究结论持不同意见
8、的是奉行奥芬海默的 婚姻职业进入 理论的学者，该理论强调了经济因素对女性进入婚姻的重要性，高学历的女性拥有相对独立的经济，女性的婚姻选择的标准不再是传统的个人相貌和家庭社会背景，而是被个人将来的经济社会地位和职业前景所取代8。在该理论框架下，一些学者以为接受高等教育所带来的经济优势将会提高高学历人群进入婚姻的概率9,10，并且随着社会经济的发展，外部经济压力的上升，这种促进效应愈加显着11。最后，还有一些学者以为，我们国家作为普婚国家，接受高等教育的年轻人口序列更多的是选择推延结婚而非不婚，接受高等教育提升了中国女性本身的人力资本禀赋，这种人力资源禀赋能够提高女性的自信心，使其愈加耐心地寻找适
9、宜恰当的婚姻对象，但在30岁之前仍会较为普遍地进入婚姻12。 综上所述，学术界关于高等教育对个体婚姻时间的影响尚未获得一致意见。接受高等教育能否会推延城乡女性婚姻时间？本文接下来的部分将着重讨论个体接受高等教育对婚姻时间的影响。 二、数据与测量 1. 数据来源。 本文的数据来源于中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目 中国社会状况综合调查 Chinese Social Survey。该调查采用入户访问的方式，且每两年进行一次，调查区域覆盖了全国31个省/自治区/直辖市，该数据包含了全国各省样本家庭的多种信息，华而不实详细包含了个人基础信息、劳动与就业
10、、家庭构造、家庭经济状况等内容，是一项全国性、大规模的社会跟踪调查项目。根据本文的研究目的，我们选取了2022年调查数据，并且根据我们国家法定结婚年龄，本文首先剔除了年龄在20岁下面样本，同时根据数据显示，年龄在40岁以上样本的结婚率基本保持固定，没有大幅变动，绝大多数样本的初婚年龄在40岁之前便能够完全观察到，因此剔除了年龄在40岁以上的样本。接下来还删除了学历、初婚等重要变量缺失或者异常值。经挑选，符合本研究的样本总量为2 933人。 2. 因变量。 本研究以高学历群体的婚配时间为研究对象，故而包含夫妻两者，但本研究十分关注城乡女性的婚姻时间，因而本研究以城乡女性样本为研究主体，同时，将城
11、乡男性的结果作为城乡女性结果的比照。本文试图讨论的是高等教育能否会影响样本的结婚时间，假如影响，则对男性与女性、城市与农村的差异是如何的。十分的，由于再婚的情况相比照较复杂，并且不在本研究的范围内，因而本研究删除再婚样本，将初婚样本作为研究对象的主体。 3. 自变量。 为检验研究假设，并保证估计的一致性，本文主要选取客观层面的数据，因而自变量由性别、年龄、民族等因素构成，处理变量是由教育等方面决定的，结局变量为婚姻变量。除此之外，本文还将各省根据地理位置划分为华北、东北、华东、中南、西南和西北六大地区，并且引入地区变量作为控制变量，下页表1是模型因变量和自变量赋值情况。 能够看出，因变量、性别
12、、民族、户口以及受教育程度变量均为0和1变量，年龄为连续变量。在接下来的部分中，将对数据进行描绘叙述性分析。 三、描绘叙述分析 数据描绘叙述性分析结果如下页表2所示。表2分别给出了年龄在2240岁间分性别分城乡的描绘叙述性统计分析。能够看到，城镇女性样本共512人，华而不实平均年龄为31.97，结婚率为73.24%，华而不实汉族的比例为92.97%，接受过高等教育的比例为66.8%。农村女性样本容量为372，华而不实结婚率为87.79%，平均年龄为31.85，汉族占比为92.47%，受高等教育比例为20.66%。对于城镇男性来讲，样本容量为1 278，平均年龄在31.9岁，结婚率为89.59%
13、，受高等教育比例为69.62%。对于农村男性，其平均年龄为31.56，结婚率为64.57%。汉族占比为89.82%，受高等教育比例为26.27%。不难看出，城镇地区的受高等教育比例要高于农村地区，但从结婚率的角度来看，城镇地区的结婚率要低于农村地区。但我们不能就此认定接受高等教育比例越高的地方，其结婚率越低。 表1 模型变量赋值讲明 表2 描绘叙述性分析 资料CSS2022 四、模型假设 由于能否接受高等教育是自我选择的，存在内生性问题，并且在数据中个体的婚姻状况与能否接受高等教育是一个既定事实，我们显然无法让一个个体 光阴倒流 ，让其不接受高等教育进而进行比照，以观测高等教育对婚姻的影响。对
14、于此类 反设事实 问题，学术界通常采用倾向性得分匹配、双重差分或断点回归等方式方法，考虑到数据样本的局限性，本文拟采用学术界常用的倾向性得分匹配PSM方式方法估计接受高等教育对婚姻的影响效果。使用倾向性得分匹配方式方法的详细步骤如下：首先，运用Logit(Probit模型估计年龄在2240岁的每个城乡个体接受高等教育的条件概率拟合值；其次，对模型中的能否接受高等教育的样本个体进行匹配，并判定能否通过平衡性检验；最后，计算接受高等教育的个体与未接受高等教育个体之间的平均处理效应ATT。 华而不实，Y1i为个体结婚的概率，Y0i为个体未结婚时可能结婚的概率，E(Y1i|Di=1能够观测到，而E(Y
15、0i|Di=1不可被观测，是一个反设事实结果。 五、实证结果与分析 因篇幅所限，本文以近期邻匹配为例，给出了平衡性检验的结果如下页表3所示。能够看到，在匹配前各项变量的t值均在1%水平显着，这意味着个样本之间存在显着性差异，但在使用近期邻匹配方式方法后，t值均低于1.69，即经过匹配后，控制组与干涉组样本中各项变量的系统性差异不显着，即样本接受高等教育的概率类似。也就是讲，基本到达类似随机试验的效果。总体来讲，样本匹配效果较好，基本到达了预期，下面利用密度函数图进行更直观的讲明。 除此之外，本文把学历在大学专科及以上的个体辨别为高学历群体。在前文的理论框架下，本文构建了以能否结婚为因变量，以户
16、籍、年龄、民族为控制变量的倾向性得分匹配模型如下页表3所示。 匹配结果图示化能愈加直观地讲明匹配效果，图1至本文图4分别是分性别分城乡群体的干涉组高学历人群和控制组低学历人群的倾向得分值在匹配前后的核密度函数，图中不难看到，倾向得分概率分布在匹配前后呈现出较大差异。假如未采用倾向得分匹配，直接对这两组样本进行回归，我们将无法区分其婚姻时间的变动是由于接受高等教育而改变，还是由于在其他因素的影响下而发生改变，因而所得到的结果会由于未解决内生性的问题而存在较大偏误。但在匹配后，两组样本接受高等教育的概率较为相近，讲明两者的特征在各方面获得了较好的匹配效果。因而，也证明了采用倾向性得分的方式方法来研
17、究高等教育能否会推延婚姻这个 反设事实 的合理性。 表3 样本匹配平衡检验 资料CSS2022；表中只报告了运用近期邻匹配方式方法进行倾向得分匹配后的平衡性检验结果 图1 城市女性匹配结果图示化 图2 城市男性匹配结果图示化 图3 农村女性匹配结果图示化 图4 农村男性匹配结果图示化 基于以上匹配检验结果，本文通过构建匹配样本的 反设事实 ，重新测算匹配高等教育对婚姻影响，结Untreated果如表4所示。表4给出了处理组接受高等教育、控制组未接受高等教育个体基于PSM方式方法计算的处理组与控制组组建婚姻的比拟。能够看到，城市女性平均处理效应为-0.187列1所示，在1%的显着性水平下显着，而
18、城市男性平均处理效应为-0.190列2所示，同样在1%的显着性水平下显着。这意味着，在其他条件类似的情况下，处于一样年龄的个体，在其接受高等教育后，有更低的概率结婚。比照城市样本中的男性和女性能够发现，接受高等教育均会在一定程度上推延城市男性和城市女性的婚姻，并且高等教育对城市男性与城市女性的影响效果基本类似。接下来，我们观测农村群体，由列3能够看到，农村女性的平均处理效应为-0.196，农村男性的平均处理效应为-0.154，均在1%的显着性水平下显着。能够观测到，接受高等教育同样也会对农村样本产生影响，详细表现为接受高等教育会推延样本结婚，并且从平均处理效应的大小来看，高等教育对农村女性的影
19、响效果要高于农村男性。这个结果的出现，可能是由于接受高等教育后，经历的丰富与视野的开放会在一定程度上提高了女性的独立意识与独立生活的能力。并且从农村男性的平均处理效应低于其他几个群体的角度，能够看到固然接受过高等教育会推延其结婚的时间，但对于我们国家农村男性来讲，婚姻仍然特别重要，他们对婚姻持有更欢迎、更积极的态度。但从其他群体的角度上看，高学历的城市女性以及农村女性有较高的风险演变为 剩女 ，而高学历城市男性可能是由于我们国家的婚恋传统风俗，需要为步入婚姻承当更大的经济压力，这就迫使城市高学历男性在大学毕业以后，花费一段时间来积累一定的财富才能结婚。因而，高等教育对城市男性初婚年龄段的推延效
20、应更大。 表4 高等教育对婚姻影响的测算 资料CSS2022；*表示p 0.01，*表示p 0.05，*表示p 0.1，样条匹配采用自助法计算标准误，重复抽样500次 六、稳健性检验 固然上文已经用近期邻匹配方式方法检验了高等教育对婚姻的影响，但由于数据、变量、匹配方式方法等限制，实证分析仍然需要稳健性检验，以验证高等教育对婚姻能否有一致、稳定的效果。表5给出了其他三种匹配方式方法下高等教育对婚姻的影响。处理组平均处理效应ATT的结果显示，在消除了样本间可观测的系统性差异后，接受高等教育对女性婚姻有显着推延影响，与上文实证检验结果基本保持一致，讲明上文的实证结果是稳健的。 表5 其他倾向得分匹
21、配的结果 资料CSS2022；*表示p 0.01，*表示p 0.05，*表示p 0.1，样条匹配采用自助法计算标准误，重复抽样500次 综上所述，自1999年以来，高校扩招政策切实有力地扩大了高等教育的覆盖范围，高学历群体在选择配偶时，其内心的标准也水涨船高。扩招政策所带来的结果，直接导致了婚姻市场中高学历的女性数量的快速增长，在传统婚配利益最大化的原则下，高学历女性与男性婚配的时机迅速增加，但相比之下，未接受过高等教育的女性固然也会向同质化婚姻发展，但是受 嫁高娶低 梯度婚配形式的影响，其婚姻匹配范围仍然比前者更广，因此在一定程度上挤压了受高等教育的农村女性。这也解释了为什么高等教育对农村女
22、性婚姻的负面影响要高于农村男性。 七、政策建议 本文使用 中国社会状况综合调查 Chinese Social Survey，简称CSS)2022年数据，利用倾向得分匹配PSM模型，分析了高等教育对婚姻时间的影响。本文研究发现，相对于低学历群体，接受高等教育对城乡女性的结婚时间有显着的推延效应。本文的奉献在于，本文采用PSM模型解决了样本的内生性，进而估计高等教育对高学历人群初婚年龄的影响。 除此之外，本文还存在一些缺乏之处，一是由于数据所限，本文并未观测到高等教育推延初婚年龄的机制，仅通过实证结果，无法发现高等教育对初婚年龄的影响主要是由于在校学习时间延长造成的顺延，还是婚育观念的转变；二是由
23、于问卷所限，尚不能获取样本结婚前的工作所在城市或安家城市的详细信息，因而很难估计出当地因风俗、彩礼、房价等因素对于个体结婚时间的影响。另外，本文所用的数据样本容量仅为2 933个，因而符合研究条件的研究生数量也相对较少，无法进一步估计研究生教育对婚姻推延的影响。 随着晚婚晚育现象的日益凸显，并且高校扩招后，接受高等教育的群体规模愈加庞大，接受过高等教育的群体对婚姻的态度引起了越来越多的关注与讨论。从人们朴素的认知来看，高校扩招政策会延长个体接受教育的时间，并且高学历女性进入劳动力市场后，其社会经济地位有较大提升，这将对我们国家人口平均初婚年龄产生一定程度的推延。根据实证检验，本文以为，接受高等
24、教育会在一定程度上推延城乡高学历女性的初婚年龄，但这并非代表着不婚，高等教育推延婚姻的同时，往往还提升了人们的经济潜力，增加了她们进入婚姻的优势。 除此之外，从实证结果能够看到，高等教育对城乡女性的婚姻影响有显着推延作用。这意味着，在我们国家传统的 嫁高娶低 观念中，高学历城乡女性的教育婚配空间比低学历的女性小。假如保持当下趋势继续发展，高学历男性存量的缺少，将会挤压高学历女性的婚姻市场，进而 供求 失衡，进而导致大量高等学历女性处于 越优秀，越单身 的状态。 受教育程度对于女性始终是择偶的重要标准。教育程度不仅与将来的经济实力、与生活品质密切相关，还深入影响着一个人的人生观、价值观和世界观，
25、而这些都是影响将来家庭和谐的重要因素，对于经济相对独立的高学历女性，精神层面的契合或许愈加重要，进而有更大的可能性会继续寻找直至找到符合要求的配偶才结婚。因而，怎样解决教育性别构造不平衡的问题，促进其顺利婚配，是学界与部门需要关注的问题。 基于以上结论，本文以为国内媒体与社会需要给予高学历女性一个较为宽松的舆论环境。结婚并不是人生的最终目的，结婚也并不能作为评价个体生活质量的标准。拥有高学历的优秀女性不愿将就，进而推延结婚，甚至是不结婚。这一点是个人的选择，也是社会进步的具体表现出，理应遭到尊重，不应当遭到社会的另眼相看甚至歧视，最终她们都会找到适宜的配偶结婚。除此之外，社会群众需要用长远的目
26、光看待婚恋问题，树立正确的婚恋观。尤其是高等学历群体的长辈们，过度担忧婚姻问题，不仅不会产生积极影响，还会给子女带来额外压力。与其催促，倒不如给予她们足够的个人空间。高学历女性本身在加强抵抗社会压力能力的同时，也需要树立恰当的婚恋价值观，全面综合地考量自个的结婚对象，进而适时进行婚配。 以下为参考文献 1范文婷,宋健,李婷高等教育与女性婚配:基于年龄、时期和队列的视角J人口学刊, 2021,(2):48-59. 2高玉春受高等教育青年择偶标准:社会变迁中稳定、相容、互惠的婚姻等待J 中国青年研究, 2022.(10). 3章逸然,章飚,胡凤英 女大难嫁 还是 男大难婚 一_婚姻匹配的男女差 异
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