高校擴招對我國初婚年齡的影響?yīng)?/h1>
2016-01-30 02:01:21劉昊??
人口與經(jīng)濟 2016年1期 關(guān)鍵詞：性別差異
劉昊??
摘要：利用第五次和第六次全國人口普查數(shù)據(jù)，考察了自高校擴招以來我國人口受教育結(jié)構(gòu)發(fā)生的巨大變化對我國初婚年齡的影響。結(jié)果顯示，高校擴招后，我國各年份出生同期人的中位初婚年齡持續(xù)上升；在2010年，受益于高校擴招的適婚人口的已婚比例相比2000年同齡人的已婚比例顯著下降，且受高等教育人口的已婚比例低于未受高等教育人口的已婚比例。高校擴招帶來的人口受教育結(jié)構(gòu)變化對我國初婚的推遲現(xiàn)象具有較強的解釋力，解釋力表現(xiàn)出隨年齡增加逐漸減小的特點，并具有性別差異，其中對“六普”時點23歲的男性解釋力高達78%，對23歲女性的解釋力亦超過50%。
關(guān)鍵詞：高校擴招； 初婚推遲； 性別差異； 普查數(shù)據(jù)
中圖分類號：C92-05文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2016）01-0019-10
DOI：103969/jissn1000-4149201601003
一、問題的提出
婚姻是社會和法律共同認可的配偶約定和契約關(guān)系，是組成家庭的基礎(chǔ)，也是人成年歷程中的關(guān)鍵事件。婚姻的許多方面都受到社會學(xué)家和人口學(xué)家的廣泛關(guān)注，比如初婚年齡變動趨勢及其影響因素、初婚風險、配偶匹配及婚齡差等。研究顯示，近年來歐美發(fā)達國家或地區(qū)和亞非拉等發(fā)展中國家或地區(qū)的初婚年齡如中位婚齡都呈現(xiàn)上升的趨勢，其中教育的擴張是一個重要的影響因素。
中國人的婚姻家庭觀念很強，是一個“普婚”的國家，終身未婚率很低。傳統(tǒng)的婚姻是由父母安排的，青年人到適婚年齡大部分會由父母安排結(jié)婚，具有早婚的特點。隨著社會的發(fā)展，包辦婚姻向自由戀愛結(jié)婚的轉(zhuǎn)變明顯，父母安排在婚姻中的影響漸小，年輕人獲得更多自由來尋找結(jié)婚對象，初婚年齡也出現(xiàn)了上升的趨勢，即新中國成立后全國平均初婚年齡變化呈波動中總體上升的趨勢，特別是北京等地趨勢明顯。
對我國初婚年齡提高的主要解釋有兩種：人口政策派和社會經(jīng)濟發(fā)展理論派。人口政策派認為：20世紀70年代，我國為控制人口過快增長，鼓勵晚婚晚育，一般將比法定婚齡晚3年結(jié)婚視為晚婚，即男性大于25歲，女性大于23歲。人口政策對初婚年齡的影響很大。社會經(jīng)濟發(fā)展理論派認為我國經(jīng)濟建設(shè)取得巨大進步，社會發(fā)展很快，女性經(jīng)濟能力提升，也一定程度上推遲了平均初婚年齡。不過，近年來，有多個對個體的研究認為受教育程度的提高會推遲初婚，特別是對女性影響較大，且影響程度具有地域差異。但是，尚未有研究從教育擴張的角度在宏觀上對我國初婚年齡的變化趨勢進行影響程度的分析。
新中國成立以后，我國社會發(fā)生了巨大而又快速的變遷，每十年甚至每五年社會都出現(xiàn)較大變化，對我國初婚年齡的變化趨勢研究需要不斷追蹤。特別是21世紀以來，我國人口政策保持穩(wěn)定，但教育政策發(fā)生了較大變化。我國于1999年發(fā)布《面向21世紀教育振興行動計劃》，正式提出要擴大高等教育規(guī)模，全面開始高校擴招。自1999年以來，我國高等教育規(guī)模大幅提升，本?？圃谛Ｉ?guī)模從1998年的340萬人提高到2231萬人，高等學(xué)校數(shù)量從1022所提高到2723所，高等教育毛入學(xué)率在2010年達到265%數(shù)據(jù)來源：1998年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報；2010年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報。。根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)來源：2000年第五次全國人口普查；2010年第六次全國人口普查。，6歲以上人口中受教育程度根據(jù)普查數(shù)據(jù)指標解釋，受教育程度是指普查時所接受的最高學(xué)歷教育，包括在校、畢業(yè)等。在大專及以上的人口比例從2000年的38%已經(jīng)上升到2010年的95%，其中普查時20-30歲人口的大專及以上教育程度人口比例從2000年的80%上升到2010年的238%。
盡管社會的人口受教育結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)發(fā)生了如此巨大的變化，但目前尚未有研究針對21世紀以來，我國初婚年齡的變化趨勢進行分析。特別是，到2010年第六次全國人口普查時，早期受益于“高校擴招”政策的大學(xué)生們已經(jīng)陸續(xù)進入婚齡，可以初步觀察到高校擴招即高等教育的擴張所帶來的對初婚年齡的影響。根據(jù)前述已提到的研究，受教育程度提高會在一定程度上推遲婚齡，那么可以推測高校擴招會對我國初婚年齡的整體水平帶來較大的影響。甚至已有研究討論了高校擴招對河北省育齡婦女生育模式的影響，認為其推遲了平均初育年齡，對生育模式變化的貢獻率高達3470%[15]。在我國非婚生育極少的背景下，初婚是先于生育的，這一研究的結(jié)果更讓我們大膽推測高校擴招對我國初婚年齡也應(yīng)該有較大的影響。
那么，我國21世紀以來初婚年齡的變化趨勢究竟是怎樣的呢？微觀層面的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，受教育程度高的人口存在相對晚婚的傾向。那么教育擴張情況下，我國初婚年齡的變化主要是由于人口受教育結(jié)構(gòu)的變化即受高等教育的人口比例提高引起的，還是由于某類受教育程度人口初婚年齡變化引起的呢？我國高校擴招政策所帶來的人口受教育結(jié)構(gòu)變化究竟對初婚年齡的整體水平帶來了多大的影響呢？本文擬通過對第五次全國人口普查和第六次全國人口普查（以下簡稱“五普”、“六普”）的數(shù)據(jù)進行分析，回答上述幾個問題。
二、理論框架和文獻綜述
我國高校按計劃招生，從1999年開始的高校擴招政策通過逐年擴招的方式，直接改變了人口受教育結(jié)構(gòu)，大大提升了人口受高等教育比例。這一結(jié)構(gòu)性的變化通過傳導(dǎo)會影響我國整體初婚年齡水平。
首先，高校擴招大大提升女性受教育程度，提高女性經(jīng)濟獨立預(yù)期，將推遲整體初婚年齡。對初婚年齡影響因素研究的重要基點是從女性經(jīng)濟地位的變化來探討的。帕森斯（Parsons）的性別角色分工理論認為男性通過工作為家庭獲取主要的經(jīng)濟來源，女性則照料家庭和養(yǎng)育子女，但在經(jīng)濟來源上依賴丈夫的支持。當女性經(jīng)濟能力提升并逐漸獨立時，她們不需要早婚以獲得經(jīng)濟支持，因此可能推遲結(jié)婚，從而社會整體表現(xiàn)出初婚推遲。不過，隨著從婚姻中獲得經(jīng)濟收益的降低，女性經(jīng)濟獨立僅僅是推遲初婚還是會帶來終身不婚，學(xué)者仍有討論。奧本海默（Oppenheimer） 認為現(xiàn)代家庭已經(jīng)不單單依靠男性的收入，而是考慮雙方的經(jīng)濟能力，因此經(jīng)濟能力強能幫助女性進入婚姻，同時女性經(jīng)濟能力提升只是幫助她們耐心等待合適的伴侶，而非不婚。對男性而言，經(jīng)濟能力強始終是幫助他們進入婚姻的重要因素。
高校擴招后，按計劃招生的高校不按性別區(qū)分招生要求，女性受高等教育比例大大提高，到2010年已與男性基本持平。而高等教育則是現(xiàn)代社會個體經(jīng)濟能力獲得的重要途徑之一：根據(jù)人力資本理論，教育能提高勞動者工作能力，進而帶動工資提高，可以將教育的過程看作人力資本投資的過程。該理論也在我國得到了證實，多項研究認為2000年以后我國的高等教育回報率在10%左右且在持續(xù)增長并高于世界平均水平，而且女性的回報率高于男性。那么，高校擴招大大提高了女性受教育程度，提升其實際經(jīng)濟能力使得其對未來經(jīng)濟能力的預(yù)期提高，進而提升經(jīng)濟能力降低對婚姻伴侶的經(jīng)濟依賴從而可能推遲初婚。
在校生身份本身就會推遲初婚，高校擴招所帶來的大量適婚青年接受高等教育也會將初婚年齡推遲。高等教育一般從18歲開始，本科畢業(yè)為22歲左右，如果讀研究生，在校期會一直延長到25-30歲。法律規(guī)定男性22歲，女性20歲就可以結(jié)婚，說明這個年齡之后的未婚人口都已經(jīng)進入適婚年齡，因此，受高等教育的人口在校時間延長本身就可能推遲初婚，而且，由于女性進入婚齡比男性要早，那么女性因接受高等教育而延長在校時間對初婚年齡帶來的影響可能比男性更大。
綜上所述，高校擴招這一教育政策會帶來人口受教育結(jié)構(gòu)的變化，進而推遲我國整體的初婚年齡。
三、我國初婚年齡變化趨勢
本文對全國人口總體初婚年齡變化趨勢的考察是從出生同期人的角度，查看同一出生年份的人口初婚年齡的情況。由于存在終身未婚的人，且本文擬觀察人口部分尚未超過30歲，如果使用平均初婚年齡或平均單身年齡計算會受右刪減的影響造成較大偏差，因此本文使用中位初婚年齡進行趨勢分析。
圖11970-1990年出生同期人初婚中位年齡資料來源：根據(jù)“六普”基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計算獲得。
根據(jù)“六普”數(shù)據(jù)，本文利用分初婚年齡、性別、初婚年份數(shù)據(jù)，試圖對近20年我國初婚年齡的變化進行分析。為此，文章選取“六普”時點年齡為20-40歲即出生年份為1970年到1990年間的人的初婚中位年齡進行估計，即該年份出生同期人已婚比例為50%時的年齡，如圖1和表1所示。對各年份出生同期人的
初婚中位年齡，需要利用“六普”
數(shù)據(jù)進行估算。以1970年出生的男性同期人為例，估計方法如下：根據(jù)“六普”數(shù)據(jù)，可以得到該出生同期人初婚年齡的累積頻率分布，找到累積頻率分布離50%最近的兩個整數(shù)年齡點（“六普”數(shù)據(jù)中，只能獲得整數(shù)年齡點的累積頻率分布），即22歲累積已婚比例為4144%，23歲累積已婚比例為5292%。然后，假設(shè)該出生同期人在22歲到23歲這一年里，初婚行為均勻分布，可以估算1970年男性出生同期人的中位初婚年齡為2275歲具體計算方法為：22+（50%-4144%）/（5292%-4144%）=2275。。其中，到2010年人口普查時點，男性1985年及以后出生的人口和女性1987年及以后出生的人口已婚比例均未過半，在中位年齡趨勢圖中未標注。
從圖1和表1中可以發(fā)現(xiàn)，1970年到可觀測的1984年（女性可到1986年）間，各年份出生同期人初婚中位年齡持續(xù)保持上升趨勢，增長速率較穩(wěn)定，在15年間男性增加17歲，女性增加13歲，增幅分別為75%和63%。預(yù)計未來趨勢仍將繼續(xù)上升，男性1985年出生的人口在普查時點已經(jīng)超過245歲（1984年男性出生同期人初婚中位年齡），而已婚比例僅有465%；女性1987年出生人口在普查時點也已經(jīng)超過225歲（1986年女性出生同期人初婚中位年齡），而已婚比例僅有446%，因此男性1984年出生同期人、女性1987年出生同期人的初婚中位年齡會在已有趨勢上繼續(xù)上升。
到2010年，我國提倡晚婚晚育的人口政策已經(jīng)穩(wěn)定執(zhí)行了三四十年，對初婚年齡變化的影響應(yīng)該逐漸減小，那么對于此次觀測到的21世紀以后才初婚的1970-1990年份出生同期人的初婚中位年齡持續(xù)上升的趨勢如何解釋？誠然，初婚年齡受各類政策和社會變遷及發(fā)展的綜合影響，本文希望結(jié)合高校擴招政策帶來的短期受高等教育人口比例的快速增加，盡量剝離其他因素，估計其對初婚年齡變化的影響程度。
四、高校擴招對我國初婚年齡變化的影響
前述已經(jīng)分析，高校擴招是一個政策工具，它通過直接影響人口受高等教育比例進而影響初婚年齡。在這個過程中，社會各方面會同時發(fā)生其他變遷，可能會對婚齡帶來影響。但是，有兩點可以確定：一是在高校擴招政策后到2010年，我國人口政策對婚齡的要求沒有發(fā)生新的變化，人口政策已經(jīng)穩(wěn)定了三四十年，其影響已較?。欢窃谟媱澱猩捏w系下，我國人口受高等教育比例的變化是受高校擴招政策唯一影響的。那么，我們在估算高校擴招政策的影響時，通過受教育程度對人口總體初婚年齡水平的變化進行分解，只估算人口受高等教育比例變化對初婚年齡的影響，從而剝離其他因素的影響。
人口總體初婚年齡水平的變化按受教育程度可以分解為兩個方面，一個方面是人口受教育結(jié)構(gòu)變化帶來的影響，即受高等教育人口比例增加后，這部分人口的初婚年齡水平對總體的影響會加大；另一個方面則是不同受教育程度人口組內(nèi)初婚年齡水平發(fā)生變化，從而帶來人口總體的初婚年齡變化。后面在估算高校擴招政策的影響時主要是針對第一方面即人口受教育結(jié)構(gòu)變化帶來的影響，通過對人口總體初婚年齡變化進行分解，更明晰地了解變化原因。特別的，本文研究高校擴招政策的影響，在研究對象上只選取受益于該政策的人口作為研究對象，并選取合適的參照組，盡可能地較少受非擴招政策因素的擾動。
1. 研究對象
我國1999年正式開始高校擴招，以18-19歲為應(yīng)屆高中畢業(yè)生年齡推算，1999年參加高考受益于高校擴招政策的高中畢業(yè)生的出生年份應(yīng)為1980-1981年為主，本文將受益人口的出生年份起始年定為1980年，“六普”時點年齡為30歲。經(jīng)過三到四年的大專及以上教育，畢業(yè)時為22-24歲左右，同時考慮第二節(jié)的初婚中位年齡，本文將受益人口可研究對象在“六普”時點的最小年齡定為23歲，即1987年出生。因此，本文將高校擴招對我國初婚年齡變化影響的研究對象定義為1980-1987年出生的同期人，“六普”時點年齡為23-30歲；參照組對象為1970-1977年出生的同期人，“五普”時點年齡為23-30歲。
“五普”和“六普”普查時點23-30歲人口分性別受教育程度在大專及以上的比例見表2。可以發(fā)現(xiàn)，23-30歲人口在“五普”和“六普”時點受教育程度即人口受教育結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大的變化，受大專以上教育的人口比例達到“五普”的近三倍，其中女性人口在“五普”時各年齡受大專以上教育的比例均落后于男性，甚至在1970年出生人口中落后幅度達到25%，但到“六普”調(diào)查時，女性受教育程度結(jié)構(gòu)與男性基本相同，未表現(xiàn)出顯著的性別差異。
2. 計算方法
為了解高校擴招的影響，假設(shè)1999年我國沒有進行高校擴招，按照1978-1998年高校招生規(guī)模的發(fā)展勢頭，到2010年，我國人口應(yīng)該是怎樣的受高等教育比例呢？本文通過教育年鑒數(shù)據(jù)國際通用評價高等教育普及程度的指標是毛入學(xué)率，即當年本專科在校生人數(shù)與當年18-24歲年齡組人口的百分比。數(shù)據(jù)來源：《中國教育統(tǒng)計年鑒》。獲得各年份的本?？圃谛Ｉ藬?shù)，并從“六普”數(shù)據(jù)中獲得各年齡組數(shù)據(jù)，通過隊列推移得到各年份18-24歲組人口數(shù)，計算得到我國1978-2010年高等教育毛入學(xué)率的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)，1978-1998年高
等教育毛入學(xué)率按照較小、穩(wěn)定的增速緩慢增長，從1998年出現(xiàn)顯著拐點，1999年高校擴招之后增長速度顯著提高。根據(jù)我國高等教育毛入學(xué)率的數(shù)據(jù)，本文選取1978-1998年的數(shù)據(jù)，按此招生增長速率進行預(yù)測預(yù)測方法：以高等教育毛入學(xué)率為因變量，以年份為自變量，利用1978-1998年數(shù)據(jù)進行了一元線性回歸擬合，擬合效果較好，R2為093，以該擬合方程對2010年高等教育毛入學(xué)率進行了預(yù)測。，可以發(fā)現(xiàn)在非擴招的情況下，我國2010年高等教育毛入學(xué)率應(yīng)為296%。查看毛入學(xué)率的歷史數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)1999年毛入學(xué)率為238%，2000年的毛入學(xué)率為323%，2000年的毛入學(xué)率是最接近2010年非擴招毛入學(xué)率預(yù)測值的。
恰好，2000年我國進行了第五次全國人口普查，能夠獲得2000年我國各年齡人口受教育程度的人數(shù)，本文認為可以考慮用“五普”數(shù)據(jù)中各年齡高等教育人口比例（受高等教育指大專及以上教育程度，以下同）來推測非擴招情況下2010年的情況。同時，在梁秋生等考察高校擴招對育齡婦女生育模式的文章中，也是用2000年“五普”人口受高等教育比例作為不擴招情況下2010年人口受高等教育比例進行估算[15]。
第一，將各年齡人口總體已婚比例按公式（1）進行分解，即：
Mi=Psi*Msi+Phi*Mhi（1）
其中：Mi為普查時點年齡為i歲的出生同期人已婚比例。Psi為年齡i歲出生同期人中未受高等教育的人口比例。Msi為年齡i歲出生同期人中未受高等教育人口的已婚比例。Phi為年齡i歲出生同期人中受高等教育的人口比例。 Mhi為年齡i歲出生同期人中受高等教育人口的已婚比例。i為23-30歲，以下同。
第二，利用2000年“五普”23-30歲各年齡人口受高等教育比例作為不擴招情況下2010年人口受教育程度的比例進行估算，可以得到不擴招情況下2010年各年齡人口已婚比例的估計值，計算方法詳見公式（2），即：
Mei2010=Psi2000*Msi2010+Phi2000*Mhi2010（2）
其中：Mei2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人在不擴招情境下已婚比例的估計值。Psi2000為“五普”普查時點年齡為i歲的出生同期人中未受高等教育的人口比例。Msi2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人中未受高等教育人口的已婚比例。Phi2000為“五普”普查時點年齡i歲出生同期人中受高等教育的人口比例。 Mhi2010為“六普”普查時點年齡i歲出生同期人中受高等教育人口的已婚比例。
第三，在“六普”已婚比例較“五普”已婚比例下降部分中，未被不擴招情境下的估計值所解釋的部分，即為高校擴招所帶來人口受教育程度結(jié)構(gòu)變化的解釋部分，記為高校擴招的解釋力。高校擴招的解釋力可表達為公式（3）：
θi=（Mi2010-Mei2010）/（Mi2010-Mi2000）*100% （3）
其中：θi為高校擴招對“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人已婚比例相比“五普”同齡人變化的解釋力。Mi2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人的已婚比例。Mei2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人在不擴招情境下已婚比例的估計值。Mi2000為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人的已婚比例。
后面將首先對“五普”和“六普”數(shù)據(jù)中普查時點23-30歲人口的已婚比例分年齡、分性別和分教育程度進行對比分析，即1970-1977年出生人口和1980-1987年出生人口進行對比，然后利用“五普”和“六普”數(shù)據(jù)，以及上述計算方法，將“五普”中23-30歲人口的受教育程度比例作為不擴招情況下2010年23-30歲人口受教育程度的數(shù)據(jù)進行估算，以期獲得高校擴招解釋力的數(shù)據(jù)。
3. 結(jié)果分析
“五普”和“六普”普查時點23-30歲的兩組出生同期人分性別、年齡、受教育程度進行已婚比例對比，見圖2和圖3?？梢园l(fā)現(xiàn)：一是，對“五普”和“六普”而言，各年齡、不同受教育程度的女性已婚比例均大于男性，已婚比例的差值對未受高等教育人口而言表現(xiàn)出隨年齡增大而減小，對高等教育人口而言則表現(xiàn)出隨年齡增大先增加后減小。對27歲以前的不同受教育程度的男性和女性，其“六普”已婚比例的差值小于“五普”，28歲及以后“六普”差值開始大于“五普”。
二是，對“五普”和“六普”而言，受高等教育的男性和女性已婚比例均小于未受高等教育的男性和女性，其差值隨年齡的增大而減小，女性差值比男性更大，且“六普”差值相較“五普”更大。以“六普”數(shù)據(jù)為例，23歲時受高等教育的女性人口已婚比例比未受高等教育者低431%，30歲時則低71%，男性則分別為274%和48%。
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關(guān)鍵詞：高校擴招； 初婚推遲； 性別差異； 普查數(shù)據(jù)
中圖分類號：C92-05文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2016）01-0019-10
DOI：103969/jissn1000-4149201601003
一、問題的提出
婚姻是社會和法律共同認可的配偶約定和契約關(guān)系，是組成家庭的基礎(chǔ)，也是人成年歷程中的關(guān)鍵事件。婚姻的許多方面都受到社會學(xué)家和人口學(xué)家的廣泛關(guān)注，比如初婚年齡變動趨勢及其影響因素、初婚風險、配偶匹配及婚齡差等。研究顯示，近年來歐美發(fā)達國家或地區(qū)和亞非拉等發(fā)展中國家或地區(qū)的初婚年齡如中位婚齡都呈現(xiàn)上升的趨勢，其中教育的擴張是一個重要的影響因素。
中國人的婚姻家庭觀念很強，是一個“普婚”的國家，終身未婚率很低。傳統(tǒng)的婚姻是由父母安排的，青年人到適婚年齡大部分會由父母安排結(jié)婚，具有早婚的特點。隨著社會的發(fā)展，包辦婚姻向自由戀愛結(jié)婚的轉(zhuǎn)變明顯，父母安排在婚姻中的影響漸小，年輕人獲得更多自由來尋找結(jié)婚對象，初婚年齡也出現(xiàn)了上升的趨勢，即新中國成立后全國平均初婚年齡變化呈波動中總體上升的趨勢，特別是北京等地趨勢明顯。
對我國初婚年齡提高的主要解釋有兩種：人口政策派和社會經(jīng)濟發(fā)展理論派。人口政策派認為：20世紀70年代，我國為控制人口過快增長，鼓勵晚婚晚育，一般將比法定婚齡晚3年結(jié)婚視為晚婚，即男性大于25歲，女性大于23歲。人口政策對初婚年齡的影響很大。社會經(jīng)濟發(fā)展理論派認為我國經(jīng)濟建設(shè)取得巨大進步，社會發(fā)展很快，女性經(jīng)濟能力提升，也一定程度上推遲了平均初婚年齡。不過，近年來，有多個對個體的研究認為受教育程度的提高會推遲初婚，特別是對女性影響較大，且影響程度具有地域差異。但是，尚未有研究從教育擴張的角度在宏觀上對我國初婚年齡的變化趨勢進行影響程度的分析。
新中國成立以后，我國社會發(fā)生了巨大而又快速的變遷，每十年甚至每五年社會都出現(xiàn)較大變化，對我國初婚年齡的變化趨勢研究需要不斷追蹤。特別是21世紀以來，我國人口政策保持穩(wěn)定，但教育政策發(fā)生了較大變化。我國于1999年發(fā)布《面向21世紀教育振興行動計劃》，正式提出要擴大高等教育規(guī)模，全面開始高校擴招。自1999年以來，我國高等教育規(guī)模大幅提升，本?？圃谛Ｉ?guī)模從1998年的340萬人提高到2231萬人，高等學(xué)校數(shù)量從1022所提高到2723所，高等教育毛入學(xué)率在2010年達到265%數(shù)據(jù)來源：1998年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報；2010年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報。。根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)來源：2000年第五次全國人口普查；2010年第六次全國人口普查。，6歲以上人口中受教育程度根據(jù)普查數(shù)據(jù)指標解釋，受教育程度是指普查時所接受的最高學(xué)歷教育，包括在校、畢業(yè)等。在大專及以上的人口比例從2000年的38%已經(jīng)上升到2010年的95%，其中普查時20-30歲人口的大專及以上教育程度人口比例從2000年的80%上升到2010年的238%。
盡管社會的人口受教育結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)發(fā)生了如此巨大的變化，但目前尚未有研究針對21世紀以來，我國初婚年齡的變化趨勢進行分析。特別是，到2010年第六次全國人口普查時，早期受益于“高校擴招”政策的大學(xué)生們已經(jīng)陸續(xù)進入婚齡，可以初步觀察到高校擴招即高等教育的擴張所帶來的對初婚年齡的影響。根據(jù)前述已提到的研究，受教育程度提高會在一定程度上推遲婚齡，那么可以推測高校擴招會對我國初婚年齡的整體水平帶來較大的影響。甚至已有研究討論了高校擴招對河北省育齡婦女生育模式的影響，認為其推遲了平均初育年齡，對生育模式變化的貢獻率高達3470%[15]。在我國非婚生育極少的背景下，初婚是先于生育的，這一研究的結(jié)果更讓我們大膽推測高校擴招對我國初婚年齡也應(yīng)該有較大的影響。
那么，我國21世紀以來初婚年齡的變化趨勢究竟是怎樣的呢？微觀層面的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，受教育程度高的人口存在相對晚婚的傾向。那么教育擴張情況下，我國初婚年齡的變化主要是由于人口受教育結(jié)構(gòu)的變化即受高等教育的人口比例提高引起的，還是由于某類受教育程度人口初婚年齡變化引起的呢？我國高校擴招政策所帶來的人口受教育結(jié)構(gòu)變化究竟對初婚年齡的整體水平帶來了多大的影響呢？本文擬通過對第五次全國人口普查和第六次全國人口普查（以下簡稱“五普”、“六普”）的數(shù)據(jù)進行分析，回答上述幾個問題。
二、理論框架和文獻綜述
我國高校按計劃招生，從1999年開始的高校擴招政策通過逐年擴招的方式，直接改變了人口受教育結(jié)構(gòu)，大大提升了人口受高等教育比例。這一結(jié)構(gòu)性的變化通過傳導(dǎo)會影響我國整體初婚年齡水平。
首先，高校擴招大大提升女性受教育程度，提高女性經(jīng)濟獨立預(yù)期，將推遲整體初婚年齡。對初婚年齡影響因素研究的重要基點是從女性經(jīng)濟地位的變化來探討的。帕森斯（Parsons）的性別角色分工理論認為男性通過工作為家庭獲取主要的經(jīng)濟來源，女性則照料家庭和養(yǎng)育子女，但在經(jīng)濟來源上依賴丈夫的支持。當女性經(jīng)濟能力提升并逐漸獨立時，她們不需要早婚以獲得經(jīng)濟支持，因此可能推遲結(jié)婚，從而社會整體表現(xiàn)出初婚推遲。不過，隨著從婚姻中獲得經(jīng)濟收益的降低，女性經(jīng)濟獨立僅僅是推遲初婚還是會帶來終身不婚，學(xué)者仍有討論。奧本海默（Oppenheimer） 認為現(xiàn)代家庭已經(jīng)不單單依靠男性的收入，而是考慮雙方的經(jīng)濟能力，因此經(jīng)濟能力強能幫助女性進入婚姻，同時女性經(jīng)濟能力提升只是幫助她們耐心等待合適的伴侶，而非不婚。對男性而言，經(jīng)濟能力強始終是幫助他們進入婚姻的重要因素。
高校擴招后，按計劃招生的高校不按性別區(qū)分招生要求，女性受高等教育比例大大提高，到2010年已與男性基本持平。而高等教育則是現(xiàn)代社會個體經(jīng)濟能力獲得的重要途徑之一：根據(jù)人力資本理論，教育能提高勞動者工作能力，進而帶動工資提高，可以將教育的過程看作人力資本投資的過程。該理論也在我國得到了證實，多項研究認為2000年以后我國的高等教育回報率在10%左右且在持續(xù)增長并高于世界平均水平，而且女性的回報率高于男性。那么，高校擴招大大提高了女性受教育程度，提升其實際經(jīng)濟能力使得其對未來經(jīng)濟能力的預(yù)期提高，進而提升經(jīng)濟能力降低對婚姻伴侶的經(jīng)濟依賴從而可能推遲初婚。
在校生身份本身就會推遲初婚，高校擴招所帶來的大量適婚青年接受高等教育也會將初婚年齡推遲。高等教育一般從18歲開始，本科畢業(yè)為22歲左右，如果讀研究生，在校期會一直延長到25-30歲。法律規(guī)定男性22歲，女性20歲就可以結(jié)婚，說明這個年齡之后的未婚人口都已經(jīng)進入適婚年齡，因此，受高等教育的人口在校時間延長本身就可能推遲初婚，而且，由于女性進入婚齡比男性要早，那么女性因接受高等教育而延長在校時間對初婚年齡帶來的影響可能比男性更大。
綜上所述，高校擴招這一教育政策會帶來人口受教育結(jié)構(gòu)的變化，進而推遲我國整體的初婚年齡。
三、我國初婚年齡變化趨勢
本文對全國人口總體初婚年齡變化趨勢的考察是從出生同期人的角度，查看同一出生年份的人口初婚年齡的情況。由于存在終身未婚的人，且本文擬觀察人口部分尚未超過30歲，如果使用平均初婚年齡或平均單身年齡計算會受右刪減的影響造成較大偏差，因此本文使用中位初婚年齡進行趨勢分析。
圖11970-1990年出生同期人初婚中位年齡資料來源：根據(jù)“六普”基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計算獲得。
根據(jù)“六普”數(shù)據(jù)，本文利用分初婚年齡、性別、初婚年份數(shù)據(jù)，試圖對近20年我國初婚年齡的變化進行分析。為此，文章選取“六普”時點年齡為20-40歲即出生年份為1970年到1990年間的人的初婚中位年齡進行估計，即該年份出生同期人已婚比例為50%時的年齡，如圖1和表1所示。對各年份出生同期人的
初婚中位年齡，需要利用“六普”
數(shù)據(jù)進行估算。以1970年出生的男性同期人為例，估計方法如下：根據(jù)“六普”數(shù)據(jù)，可以得到該出生同期人初婚年齡的累積頻率分布，找到累積頻率分布離50%最近的兩個整數(shù)年齡點（“六普”數(shù)據(jù)中，只能獲得整數(shù)年齡點的累積頻率分布），即22歲累積已婚比例為4144%，23歲累積已婚比例為5292%。然后，假設(shè)該出生同期人在22歲到23歲這一年里，初婚行為均勻分布，可以估算1970年男性出生同期人的中位初婚年齡為2275歲具體計算方法為：22+（50%-4144%）/（5292%-4144%）=2275。。其中，到2010年人口普查時點，男性1985年及以后出生的人口和女性1987年及以后出生的人口已婚比例均未過半，在中位年齡趨勢圖中未標注。
從圖1和表1中可以發(fā)現(xiàn)，1970年到可觀測的1984年（女性可到1986年）間，各年份出生同期人初婚中位年齡持續(xù)保持上升趨勢，增長速率較穩(wěn)定，在15年間男性增加17歲，女性增加13歲，增幅分別為75%和63%。預(yù)計未來趨勢仍將繼續(xù)上升，男性1985年出生的人口在普查時點已經(jīng)超過245歲（1984年男性出生同期人初婚中位年齡），而已婚比例僅有465%；女性1987年出生人口在普查時點也已經(jīng)超過225歲（1986年女性出生同期人初婚中位年齡），而已婚比例僅有446%，因此男性1984年出生同期人、女性1987年出生同期人的初婚中位年齡會在已有趨勢上繼續(xù)上升。
到2010年，我國提倡晚婚晚育的人口政策已經(jīng)穩(wěn)定執(zhí)行了三四十年，對初婚年齡變化的影響應(yīng)該逐漸減小，那么對于此次觀測到的21世紀以后才初婚的1970-1990年份出生同期人的初婚中位年齡持續(xù)上升的趨勢如何解釋？誠然，初婚年齡受各類政策和社會變遷及發(fā)展的綜合影響，本文希望結(jié)合高校擴招政策帶來的短期受高等教育人口比例的快速增加，盡量剝離其他因素，估計其對初婚年齡變化的影響程度。
四、高校擴招對我國初婚年齡變化的影響
前述已經(jīng)分析，高校擴招是一個政策工具，它通過直接影響人口受高等教育比例進而影響初婚年齡。在這個過程中，社會各方面會同時發(fā)生其他變遷，可能會對婚齡帶來影響。但是，有兩點可以確定：一是在高校擴招政策后到2010年，我國人口政策對婚齡的要求沒有發(fā)生新的變化，人口政策已經(jīng)穩(wěn)定了三四十年，其影響已較?。欢窃谟媱澱猩捏w系下，我國人口受高等教育比例的變化是受高校擴招政策唯一影響的。那么，我們在估算高校擴招政策的影響時，通過受教育程度對人口總體初婚年齡水平的變化進行分解，只估算人口受高等教育比例變化對初婚年齡的影響，從而剝離其他因素的影響。
人口總體初婚年齡水平的變化按受教育程度可以分解為兩個方面，一個方面是人口受教育結(jié)構(gòu)變化帶來的影響，即受高等教育人口比例增加后，這部分人口的初婚年齡水平對總體的影響會加大；另一個方面則是不同受教育程度人口組內(nèi)初婚年齡水平發(fā)生變化，從而帶來人口總體的初婚年齡變化。后面在估算高校擴招政策的影響時主要是針對第一方面即人口受教育結(jié)構(gòu)變化帶來的影響，通過對人口總體初婚年齡變化進行分解，更明晰地了解變化原因。特別的，本文研究高校擴招政策的影響，在研究對象上只選取受益于該政策的人口作為研究對象，并選取合適的參照組，盡可能地較少受非擴招政策因素的擾動。
1. 研究對象
我國1999年正式開始高校擴招，以18-19歲為應(yīng)屆高中畢業(yè)生年齡推算，1999年參加高考受益于高校擴招政策的高中畢業(yè)生的出生年份應(yīng)為1980-1981年為主，本文將受益人口的出生年份起始年定為1980年，“六普”時點年齡為30歲。經(jīng)過三到四年的大專及以上教育，畢業(yè)時為22-24歲左右，同時考慮第二節(jié)的初婚中位年齡，本文將受益人口可研究對象在“六普”時點的最小年齡定為23歲，即1987年出生。因此，本文將高校擴招對我國初婚年齡變化影響的研究對象定義為1980-1987年出生的同期人，“六普”時點年齡為23-30歲；參照組對象為1970-1977年出生的同期人，“五普”時點年齡為23-30歲。
“五普”和“六普”普查時點23-30歲人口分性別受教育程度在大專及以上的比例見表2。可以發(fā)現(xiàn)，23-30歲人口在“五普”和“六普”時點受教育程度即人口受教育結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大的變化，受大專以上教育的人口比例達到“五普”的近三倍，其中女性人口在“五普”時各年齡受大專以上教育的比例均落后于男性，甚至在1970年出生人口中落后幅度達到25%，但到“六普”調(diào)查時，女性受教育程度結(jié)構(gòu)與男性基本相同，未表現(xiàn)出顯著的性別差異。
2. 計算方法
為了解高校擴招的影響，假設(shè)1999年我國沒有進行高校擴招，按照1978-1998年高校招生規(guī)模的發(fā)展勢頭，到2010年，我國人口應(yīng)該是怎樣的受高等教育比例呢？本文通過教育年鑒數(shù)據(jù)國際通用評價高等教育普及程度的指標是毛入學(xué)率，即當年本專科在校生人數(shù)與當年18-24歲年齡組人口的百分比。數(shù)據(jù)來源：《中國教育統(tǒng)計年鑒》。獲得各年份的本?？圃谛Ｉ藬?shù)，并從“六普”數(shù)據(jù)中獲得各年齡組數(shù)據(jù)，通過隊列推移得到各年份18-24歲組人口數(shù)，計算得到我國1978-2010年高等教育毛入學(xué)率的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)，1978-1998年高
等教育毛入學(xué)率按照較小、穩(wěn)定的增速緩慢增長，從1998年出現(xiàn)顯著拐點，1999年高校擴招之后增長速度顯著提高。根據(jù)我國高等教育毛入學(xué)率的數(shù)據(jù)，本文選取1978-1998年的數(shù)據(jù)，按此招生增長速率進行預(yù)測預(yù)測方法：以高等教育毛入學(xué)率為因變量，以年份為自變量，利用1978-1998年數(shù)據(jù)進行了一元線性回歸擬合，擬合效果較好，R2為093，以該擬合方程對2010年高等教育毛入學(xué)率進行了預(yù)測。，可以發(fā)現(xiàn)在非擴招的情況下，我國2010年高等教育毛入學(xué)率應(yīng)為296%。查看毛入學(xué)率的歷史數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)1999年毛入學(xué)率為238%，2000年的毛入學(xué)率為323%，2000年的毛入學(xué)率是最接近2010年非擴招毛入學(xué)率預(yù)測值的。
恰好，2000年我國進行了第五次全國人口普查，能夠獲得2000年我國各年齡人口受教育程度的人數(shù)，本文認為可以考慮用“五普”數(shù)據(jù)中各年齡高等教育人口比例（受高等教育指大專及以上教育程度，以下同）來推測非擴招情況下2010年的情況。同時，在梁秋生等考察高校擴招對育齡婦女生育模式的文章中，也是用2000年“五普”人口受高等教育比例作為不擴招情況下2010年人口受高等教育比例進行估算[15]。
第一，將各年齡人口總體已婚比例按公式（1）進行分解，即：
Mi=Psi*Msi+Phi*Mhi（1）
其中：Mi為普查時點年齡為i歲的出生同期人已婚比例。Psi為年齡i歲出生同期人中未受高等教育的人口比例。Msi為年齡i歲出生同期人中未受高等教育人口的已婚比例。Phi為年齡i歲出生同期人中受高等教育的人口比例。 Mhi為年齡i歲出生同期人中受高等教育人口的已婚比例。i為23-30歲，以下同。
第二，利用2000年“五普”23-30歲各年齡人口受高等教育比例作為不擴招情況下2010年人口受教育程度的比例進行估算，可以得到不擴招情況下2010年各年齡人口已婚比例的估計值，計算方法詳見公式（2），即：
Mei2010=Psi2000*Msi2010+Phi2000*Mhi2010（2）
其中：Mei2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人在不擴招情境下已婚比例的估計值。Psi2000為“五普”普查時點年齡為i歲的出生同期人中未受高等教育的人口比例。Msi2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人中未受高等教育人口的已婚比例。Phi2000為“五普”普查時點年齡i歲出生同期人中受高等教育的人口比例。 Mhi2010為“六普”普查時點年齡i歲出生同期人中受高等教育人口的已婚比例。
第三，在“六普”已婚比例較“五普”已婚比例下降部分中，未被不擴招情境下的估計值所解釋的部分，即為高校擴招所帶來人口受教育程度結(jié)構(gòu)變化的解釋部分，記為高校擴招的解釋力。高校擴招的解釋力可表達為公式（3）：
θi=（Mi2010-Mei2010）/（Mi2010-Mi2000）*100% （3）
其中：θi為高校擴招對“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人已婚比例相比“五普”同齡人變化的解釋力。Mi2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人的已婚比例。Mei2010為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人在不擴招情境下已婚比例的估計值。Mi2000為“六普”普查時點年齡為i歲的出生同期人的已婚比例。
后面將首先對“五普”和“六普”數(shù)據(jù)中普查時點23-30歲人口的已婚比例分年齡、分性別和分教育程度進行對比分析，即1970-1977年出生人口和1980-1987年出生人口進行對比，然后利用“五普”和“六普”數(shù)據(jù)，以及上述計算方法，將“五普”中23-30歲人口的受教育程度比例作為不擴招情況下2010年23-30歲人口受教育程度的數(shù)據(jù)進行估算，以期獲得高校擴招解釋力的數(shù)據(jù)。
3. 結(jié)果分析
“五普”和“六普”普查時點23-30歲的兩組出生同期人分性別、年齡、受教育程度進行已婚比例對比，見圖2和圖3?？梢园l(fā)現(xiàn)：一是，對“五普”和“六普”而言，各年齡、不同受教育程度的女性已婚比例均大于男性，已婚比例的差值對未受高等教育人口而言表現(xiàn)出隨年齡增大而減小，對高等教育人口而言則表現(xiàn)出隨年齡增大先增加后減小。對27歲以前的不同受教育程度的男性和女性，其“六普”已婚比例的差值小于“五普”，28歲及以后“六普”差值開始大于“五普”。
二是，對“五普”和“六普”而言，受高等教育的男性和女性已婚比例均小于未受高等教育的男性和女性，其差值隨年齡的增大而減小，女性差值比男性更大，且“六普”差值相較“五普”更大。以“六普”數(shù)據(jù)為例，23歲時受高等教育的女性人口已婚比例比未受高等教育者低431%，30歲時則低71%，男性則分別為274%和48%。
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