石人炳，柯姝琪

（華中科技大學 社會學院，湖北 武漢 430074）

一、研究背景

自20 世紀60 年代以來，在全球大多數(shù)工業(yè)化社會中人們的初婚年齡不斷推遲并且沒有任何逆轉(zhuǎn)的跡象。［1］有數(shù)據(jù)顯示西方社會女性初婚的平均年齡從20歲出頭推遲到近30歲。［2-3］后來這一變化趨勢同樣出現(xiàn)在亞洲國家。［3］研究顯示亞洲國家女性平均初婚年齡在20 世紀70 年代有20 個國家低于22歲，僅僅30年后（到21世紀初），只有6個國家的女性平均初婚年齡低于22歲，而33個國家報告的女性平均初婚年齡高于22歲。［4］

類似的情況也發(fā)生在中國。我國自20 世紀80 年代中后期以來人口初婚年齡在波動中提高，［5］婚姻明顯推遲。［6］目前學界對中國婚姻推遲趨勢已有共識，但婚姻推遲僅僅是人口步入婚姻的“進度”上的減慢，還是隨著結(jié)婚年齡的推遲最終導致相當比例的人終身不婚？也就是說婚姻推遲到高年齡段是否得到了補償？對這個問題，學者們卻持不同觀點。

一種觀點認為中國人口的結(jié)婚年齡雖然在不斷推遲，但有一點并未改變，那就是普遍結(jié)婚。有研究在對中國人口晚婚還是不婚的探討中指出雖然中國的初婚年齡不斷推遲，但終身未婚比例目前仍然很低，具有“晚婚普婚”的特點。［7］也有研究表明年輕群體中初婚年齡在逐漸推遲，但最終絕大多數(shù)人還是會步入婚姻，同隊列終身未婚比例將長期處于極低水平。［8］另一種觀點則認為伴隨著中國人口婚姻推遲現(xiàn)象，出現(xiàn)了結(jié)婚率下降、終身未婚比例增加的趨勢，中國普婚模式發(fā)生動搖。有研究使用Hernes 模型對1985 年出生隊列婚姻推遲及補償進行預測，結(jié)果顯示該出生隊列婚姻補償指數(shù)較低，終身未婚比例增加，晚婚轉(zhuǎn)變?yōu)椴换榈目赡苄栽黾?。?］有研究運用參數(shù)模型模擬分析發(fā)現(xiàn)1970年以后的出生隊列終身未婚比例將升高，并且出生越晚其終身未婚比例越高，最終或?qū)⒏淖冎袊云毡榻Y(jié)婚的傳統(tǒng)。［10］對于中國到底是延續(xù)“普婚”模式還是可能轉(zhuǎn)變?yōu)椤安换椤蹦Ｊ降奶接?，其本質(zhì)是對婚姻推遲到高年齡段的補償情況的分析。在婚姻推遲的進程分析中，要特別關(guān)注其補償狀況，因為如若沒有補償，推遲將會影響整個婚姻結(jié)果。

婚姻推遲不僅影響家庭，也對生育產(chǎn)生影響。有研究證明中國過去幾十年人口初婚年齡的推遲不僅從“進度”上降低了時期生育水平，［11］而且顯著降低了生育意愿，［12］進而降低終身生育水平。［13］婚姻推遲的補償情況對生育水平有更加直接和顯著的影響。在“單獨二孩”和“全面兩孩”實施初期出生數(shù)量的“生育政策紅利”逐漸消退之后，我國出生人口數(shù)量在2021年創(chuàng)出新低，在人口接近零增長的人口背景和中共中央國務院發(fā)布《關(guān)于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》的政策背景下，探討我國婚姻推遲及補償?shù)淖钚聽顩r，有利于從婚姻角度探求適度提高生育水平的方案。

學界對我國婚姻推遲現(xiàn)象的相關(guān)研究存在不足。首先，已有關(guān)于中國婚姻推遲的研究幾乎都建立在“六普”或更早數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上。而過去10 年我國包括婚姻在內(nèi)的整個人口變化十分巨大。在“七普”數(shù)據(jù)公布之后，我們非常有必要利用最新數(shù)據(jù)探討中國初婚變動的最新特點與趨勢。第二，以往相關(guān)研究對于婚姻推遲到高年齡段的補償情況如何存在爭議。持有“婚姻推遲且得到補償”（或所謂“晚婚普婚”）觀點的研究往往是基于對既有普查數(shù)據(jù)的分析，［5］［7-8］［14］而持有“婚姻推遲且不能有效補償”（或所謂“終身不婚率提高”）觀點的研究往往是基于模型推斷或預測。［9-10］從邏輯上講，“推遲”與“補償”具有時間上的先后次序性，“推遲”發(fā)生于前，是“補償”的前提?！把a償”是“推遲”的后續(xù)人口現(xiàn)象，需要“后續(xù)”的人口數(shù)據(jù)來檢驗其是否發(fā)生以及發(fā)生的程度如何。也正因為如此，以往的相關(guān)研究嚴格地說都有對初婚推遲后的“補償”問題留下“有待觀察”或“有待檢驗”的遺憾?！捌咂铡睌?shù)據(jù)公布正好讓我們有機會彌補這一遺憾。第三，以往關(guān)于初婚推遲與補償（尤其是關(guān)于補償）的研究存在一定的“性別偏好”，學者們大多關(guān)注女性而忽視男性。從生育的角度看，相關(guān)研究一定程度“偏好”女性是可以理解的。但考慮中國過去幾十年存在持續(xù)的性別比偏高，婚姻擠壓嚴重的問題是否會映射到初婚推遲與補償上？或者說，在婚姻擠壓背景下，關(guān)注婚姻推遲及補償?shù)男詣e差異具有特別的意義。第四，已有研究在對婚姻推遲的分析和測度時使用的指標也有改進的空間。如以婚姻表為工具對婚姻模式進行探討時，學者們都使用凈婚姻表方法。［15-16］我們知道婚姻表分為粗婚姻表和凈婚姻表，后者考慮了年齡別的死亡因素，更接近實際。從字面上理解也似乎“凈”代表了更精確。實際上由于不同年份的死亡水平不同，凈婚姻表將死亡因素納入考慮，最終反映的婚姻指標（如未婚平均壽命等）是年齡別初婚率和年齡別死亡率共同作用的結(jié)果，反而不能反映婚姻的“凈”變化?；蛘哒f，在凈婚姻表中，隨著時間的推移，人口壽命的延長本身也能提高未婚平均壽命，會造成婚姻推遲程度加深的假象。相反，粗婚姻表因為沒有死亡的干擾反而比凈婚姻表更能真實反映婚姻推遲的狀況。

基于上述原因，本研究利用最新發(fā)布的第七次人口普查數(shù)據(jù)，結(jié)合第四次至第六次人口普查數(shù)據(jù)資料，綜合運用粗婚姻表以及其他婚姻推遲和補償?shù)闹笜擞嬎惴椒?，如采用隊列視角下的年齡別初婚頻率和曾婚比例以及時期視角下的平均初婚年齡、粗婚姻表中的終身結(jié)婚期待率和未婚平均壽命、終身未婚比例等指標，系統(tǒng)分析和探討近30年來中國男性和女性婚姻推遲及補償情況并探討其性別差異。

二、中國分性別的婚姻推遲趨勢與特點

已有研究對“婚姻推遲”并未有統(tǒng)一的定義。有些研究認為婚姻推遲是指“超過社會流行或法定的結(jié)婚適齡期，尚未婚配的現(xiàn)象”。［17］這種理解似乎“推遲”是與一個既定的標準進行比較，它更適用于個體。但更多時候婚姻推遲是指一種群體現(xiàn)象，可以理解為相對于更早時期或更早出生隊列，較晚時期或較晚出生隊列平均初婚年齡提高。對婚姻推遲的測量，研究多采用比較的方法，觀察不同時期及不同隊列的平均初婚年齡、初婚頻率、曾婚比例等指標的變化，從宏觀層面描述婚姻推遲現(xiàn)象及程度。［9］［18］本研究將從時期視角下的平均初婚年齡以及隊列視角下不同出生隊列分年齡的初婚頻率和累積曾婚比例三個指標來看中國婚姻推遲的趨勢及特征。

（一）平均初婚年齡的變動情況

從時期視角計算的平均初婚年齡可直觀反映出婚姻推遲的趨勢，并且數(shù)據(jù)可得性強，是常用的反映婚姻推遲的指標。平均初婚年齡的計算有兩種方法，一是根據(jù)各年份分性別年齡的初婚事件數(shù)進行直接計算，即計算某一時期（通常為一年）初次結(jié)婚者的平均年齡；另一種方法是根據(jù)年齡別未婚比例進行計算的假想隊列指標（the Singulate Mean Age at Marriage，簡稱SMAM）。很多教科書不加區(qū)分地將這兩種方法計算所得結(jié)果都叫“平均初婚年齡”。為了區(qū)別，我們不妨將前者稱為“初婚者平均年齡”，后者稱為“平均初婚年齡”?！俺趸檎咂骄挲g”的計算可以依據(jù)兩個來源的數(shù)據(jù)：婚姻事件的經(jīng)常性登記數(shù)據(jù)和人口普查回顧性數(shù)據(jù)（從我國人口普查匯總資料可直接得到）。由于該指標會受到人口年齡結(jié)構(gòu)的影響，而且普查回顧性數(shù)據(jù)計算結(jié)果存在系統(tǒng)性偏誤①因為早期特定年份初婚人口中較高年齡者存活到普查年份的概率相對更低，同年較低年齡初婚者存活到普查年份的概率相對更高，因此，普查匯總資料公布的平均初婚年齡實際上偏低?；厮輹r間越早，誤差越大。，而根據(jù)普查數(shù)據(jù)年齡別未婚比例計算得到的SMAM 指標排除了年齡結(jié)構(gòu)的影響，因此本文的“平均初婚年齡”等同于SMAM。表1 提供了中國1990-2020 年各普查年份分性別的平均初婚年齡。從中可以看出以下特點：

表1 1990-2020年中國分性別平均初婚年齡變化（按未婚比例計算）（歲）

1990-2020 年男性與女性的平均初婚年齡變化趨勢相同，均持續(xù)升高，婚姻出現(xiàn)推遲。女性平均初婚年齡由1990 年的22.06 歲上升至2020 年的26.30 歲，30 年間提高了4.24 歲；男性平均初婚年齡由1990 年的24.79 歲上升至2020年的28.43歲，30年間平均初婚年齡提高了3.64歲。

男性的平均初婚年齡一直高于女性。二者的差值在1990-2000 年縮小，在2000-2020 年不斷增大。1990 年男女平均初婚年齡的差值為2.74 歲，2000 年下降至1.80 歲，隨后該差值開始擴大，2020年增加至2.13歲。從平均初婚年齡的增長速度來看，男女平均初婚年齡的增長速度在1990-2020年不斷加快，表明無論男性還是女性，平均初婚年齡的推遲程度在不斷加深。并且1990-2000 年平均初婚年齡的增長速度男性低于女性，2000-2020 年出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)，男性增長速度高于女性，以至于二者的差距在近20年不斷拉大。

（二）年齡別初婚頻率的變動情況

本文將從隊列視角出發(fā)，探究1961-1965 年、1971-1975 年和1981-1985 年3 個出生隊列的婚姻推遲情況。1961-1965年出生隊列各年齡初婚人數(shù)、曾婚人數(shù)和總?cè)藬?shù)來自“六普”數(shù)據(jù)，另外2個隊列分析所使用的數(shù)據(jù)來自“七普”數(shù)據(jù)。由于“六普”“七普”數(shù)據(jù)中登記了15歲以下的初婚人數(shù)、15-39 歲各年齡的初婚人數(shù)以及40 歲及以上的初婚人數(shù)，故本文計算年齡別初婚頻率和曾婚比例的年齡范圍是15-39歲。

年齡別初婚頻率是某一隊列在某一年齡初婚的人數(shù)與該年齡總?cè)藬?shù)之比，代表了該隊列人口的初婚強度。圖1和圖2提供了中國1961-1965年、1971-1975年、1981-1985年出生隊列分性別人口的年齡別初婚頻率變化，從中可以看出以下特點：

圖1 中國男性3個出生隊列年齡別初婚頻率比較

圖2 中國女性3個出生隊列年齡別初婚頻率比較

第一，相對于較早出生隊列人口，較晚出生隊列男性和女性年齡別初婚頻率曲線呈整體向右偏移的趨勢。表明較晚出生隊列低年齡段初婚頻率有持續(xù)下降趨勢，男性與女性進入婚姻的時間不斷推遲。男性3 個隊列的年齡別初婚頻率曲線在25歲出現(xiàn)交叉，表明男性進入婚姻的時間在15-25 歲以推遲趨勢為主，之后以補償效應為主。女性3 個隊列的年齡別初婚頻率曲線在24 歲出現(xiàn)交叉，表明女性進入婚姻的時間在15-24 歲以推遲趨勢為主，之后以補償效應為主。

第二，從性別維度來看，女性年齡別初婚頻率達到峰值時的年齡普遍低于男性，且在以推遲趨勢為主的階段（15-25歲左右）女性的年齡別初婚頻率高于男性，這表明在低年齡段女性成婚的可能性高于男性。

第三，從男女婚姻以推遲為主的階段（15-25 歲）初婚頻率的下降趨勢來看，在15-20 歲，女性初婚頻率的下降幅度高于男性，20-24歲則基本表現(xiàn)為男性初婚頻率的下降幅度更高。這表明相對于較早出生隊列，較晚出生隊列在以推遲為主的階段中（15-24歲），女性在低年齡段（15-20歲）婚姻推遲的程度更大，男性則在20-24歲婚姻推遲的程度更大。

（三）曾婚比例的變動情況

曾婚比例是某一隊列某年齡曾婚人數(shù)與該年齡總?cè)藬?shù)之比。它表示某一隊列人口的初婚累積趨勢。圖3和圖4提供了中國1961-1985年部分出生隊列分性別人口的曾婚比例。從中可以看出以下特點：

圖3 中國男性3個出生隊列的年齡別曾婚比例比較

圖4 中國女性3個出生隊列的年齡別曾婚比例比較

第一，隨著時間的推移，較晚出生隊列相對于較早出生隊列，男性與女性各年齡段的曾婚比例數(shù)值不斷減小，表明各出生隊列對應年齡曾婚比例呈持續(xù)下降趨勢，男性與女性進入婚姻的時間不斷推遲。

第二，從性別維度來看，女性各出生隊列相應年齡曾婚比例均高于男性，這表明各年齡女性的成婚概率高于男性。在低年齡段女性各出生隊列相應年齡曾婚比例的下降幅度高于男性，且該年齡區(qū)間有擴大的趨勢；而在高年齡段女性各出生隊列相應年齡曾婚比例的下降幅度小于男性，且該年齡區(qū)間有縮小的趨勢。這表明男性及女性都推遲了進入婚姻的時間且整體男性婚姻推遲的程度高于女性。但分年齡段來看，女性的婚姻推遲程度在低年齡段要高于男性且該年齡段區(qū)間在不斷擴大；而在高年齡段女性婚姻推遲的程度低于男性且該年齡區(qū)間有縮小的趨勢。

三、中國分性別婚姻推遲的補償趨勢與特點

補償和推遲是相伴而生。對于補償?shù)臏y量，本文將從隊列視角和時期視角的多個指標來看中國婚姻推遲的補償趨勢及特征。

（一）根據(jù)曾婚比例計算的絕對補償程度與相對補償程度

根據(jù)曾婚比例計算的婚姻推遲的補償程度，可以分為絕對補償程度與相對補償程度，二者的分析思路相同：先選定一個基準隊列（通常是較早出生隊列，本文以1961-1965年出生隊列為基準隊列），將觀察隊列（通常為較晚出生隊列，本文選取1966-1970年、1971-1975年、1976-1980年、1981-1985年為觀察隊列）與基準隊列相比，如果觀察隊列在低年齡段相應年齡的曾婚比例在下降，則說明在相同年齡觀察隊列已婚人口比例減少，婚姻推遲。當觀察隊列與基準隊列曾婚比例之差值絕對值達到最大時，說明婚姻推遲的幅度達到最大。在達到曾婚比例差值絕對值最大所對應的年齡之后，觀察隊列與基準隊列各年齡曾婚比例之差值絕對值開始縮小，說明補償效應開始作為主要趨勢。若某一觀察隊列在高年齡段曾婚比例的差值沒有恢復到0，說明其補償效應不能完全抵消婚姻的推遲趨勢，婚姻推遲未完全補償。婚姻推遲、婚姻補償絕對值和婚姻補償相對值（以下稱為“補償指數(shù)”）的具體計算方法為：［1］

觀察隊列b相對于基準隊列a的婚姻推遲：

婚姻推遲后在具體年齡n歲時的婚姻補償絕對值：

婚姻推遲后在具體年齡n歲時的補償指數(shù)：

其中，m表示曾婚比例差值的絕對值達到最大時的年齡，n表示某一具體年齡，b表示觀察隊列，a表示基準隊列，C表示曾婚比例，P表示婚姻推遲程度，R表示婚姻補償絕對值，RI表示補償指數(shù)。

圖5 和圖6 提供了中國分性別人口的1966-1985 年4 個出生隊列與1961-1965 年基準隊列之間的曾婚比例差值。表2 提供了中國分性別人口的1961-1985 年各出生隊列婚姻推遲、補償和補償指數(shù)的具體情況。以1981-1985 年出生隊列為例，1981-1985 年和1961-1965 年出生隊列曾婚比例差值的絕對值達到最大時的年齡為男性24 歲，女性23 歲，相應差值為男性-0.252，女性-0.249。表明男性在24 歲，女性在23歲，1981-1985 年出生隊列的曾婚比例比1961-1965 年出生隊列的曾婚比例分別降低了25.2 個百分點和24.9 個百分點。在達到曾婚比例差值絕對值最大的年齡之后，婚姻開始補償。1981-1985 年出生隊列男性和女性在39 歲時的曾婚比例差值相對于最大差值分別縮小了0.191 和0.215，補償指數(shù)分別為男性0.759，女性0.863，補償指數(shù)仍小于1，表明1981-1985 年出生隊列男性及女性在此前的婚姻推遲在39歲仍未得到完全補償。通過對各隊列男性及女性婚姻推遲的補償情況進行分析可以看出以下特征：

圖5 中國男性1966-1985年各出生隊列曾婚比例與1961-1965年出生隊列比較

圖6 中國女性1966-1985年各出生隊列曾婚比例與1961-1965年出生隊列比較

表2 中國1961-1985年男性和女性各出生隊列婚姻推遲與補償

總體上各出生隊列男性與女性進入婚姻的時間均存在推遲趨勢及補償效應。男性和女性各出生隊列在最大差值年齡的曾婚比例差值絕對值均呈現(xiàn)出上升趨勢。這表明男性及女性婚姻推遲的程度在不斷加深。

在達到曾婚比例差值絕對值最大的年齡之后，婚姻開始以補償效應為主。從各隊列婚姻推遲后的補償效應來看，除男性1966-1970年出生隊列的補償指數(shù)在25-39歲均超過1，其余各出生隊列男性的補償指數(shù)在39 歲及以前均未達到1，表明男性除1966-1970 年出生隊列外，其余出生隊列婚姻推遲在39 歲均未得到完全補償；女性各出生隊列補償指數(shù)在39 歲及以前均未達到1，表明女性各出生隊列婚姻推遲在39 歲均未得到完全補償。男性1966-1970 年出生隊列婚姻推遲趨勢較弱且得到完全補償以及女性該出生隊列在低年齡段的曾婚比例高于基準隊列，這一異常波動可能與1980 年中國修改《婚姻法》有關(guān)。［19］

從性別維度看，1971-1985 年3 個出生隊列在25 歲、30 歲、35 歲及39 歲時的補償指數(shù)表現(xiàn)為女性大于男性，這表明婚姻推遲的補償效應在各年齡段均呈現(xiàn)出女性高于男性的趨勢，且女性最終的補償效應高于男性。值得注意的是1976-1985 年出生隊列男性及女性在30 歲之后的補償指數(shù)均呈現(xiàn)出下降趨勢。表明最近出生隊列的男性及女性婚姻推遲到高年齡段的補償效應在減弱，人口不婚的可能性增加。

為了對比男性和女性婚姻推遲補償?shù)牟町?，我們對比了中國男性和女性曾婚比例差值。女性曾婚比例的差值曲線開始下降的年齡早于男性，且女性最大差值時的年齡小于男性（女性為23 歲，男性為24歲），表明女性婚姻推遲的開端早于男性且女性以補償為主要趨勢的時間早于男性。男性和女性觀察隊列與各自基準隊列的曾婚比例差值在最大差值年齡后開始上升且女性上升的幅度要高于男性，表明在補償階段女性婚姻推遲得到的補償效應高于男性。即女性補償開始的時間更早，補償效應更強。

特別值得關(guān)注的是：男性和女性1981-1985年觀察隊列和1961-1965年基準隊列39歲曾婚比例比較，男性從96.19%進一步降低到90.10%，下降6.09 個百分點，“補償”較弱；女性則從99.29%下降到95.88%，下降3.41個百分點，“補償”相對較強。這也預示未來我國男性和女性的終身不婚比例都將提高，因為40歲后男性和女性的初婚頻率都很低（見圖1至圖4）。

（二）從未婚平均壽命考察男女婚姻推遲的補償

未婚平均壽命是婚姻表給出的一個非常有意義的綜合指標。該指標描述的是未婚尚存者由于初婚結(jié)束其未婚狀態(tài)，預期保持單身的平均年數(shù)，可以直觀展現(xiàn)出婚姻推遲及補償?shù)某潭取Ｆ溆嬎惴椒椋何椿槠骄鶋勖?。

圖7 和圖8 提供了中國1990-2020 年分性別人口的粗婚姻表中未婚平均壽命的數(shù)據(jù)①如前文所述原因，本文使用粗婚姻表進行分析，僅考察50歲前的未婚平均壽命，50歲之后視為終身不婚，不再考慮。本文計算的相關(guān)指標與已有研究用凈婚姻表計算的結(jié)果不能直接相比。。從中可以看出以下特點：

圖7 “四普”以來普查年份中國男性未婚平均壽命

圖8 “四普”以來普查年份中國女性未婚平均壽命

隨著時間的推移，女性未婚平均壽命呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，表明女性從單身到初婚的時間不斷推遲。男性的未婚平均壽命2000 年與1990年相比，在15-25 歲呈現(xiàn)出上升趨勢，26 歲及以后開始下降；2010 年與2000 年相比，15-26 歲呈上升趨勢，27 歲及以后開始下降；2020 年與2010 年相比，男性各年齡未婚平均壽命均呈現(xiàn)出上升趨勢。表明1990-2010 年男性進入婚姻的時間在15-26 歲以推遲趨勢為主，27 歲及以后以補償趨勢為主；2010-2020年男性進入婚姻的時間在各年齡段均呈現(xiàn)出推遲為主的趨勢，補償效應不再作為主導。或者說男性的補償效應不斷減弱。

值得注意的是男性和女性在15 歲時的未婚平均壽命呈逐年上升的趨勢并且增加幅度不斷加大。男性15 歲時的未婚平均壽命1990 年為8.78 歲，2000 年為9.89 歲，2010 年為10.94 歲，2020 年增加至17.55歲。同期，女性15歲時的未婚平均壽命分別為6.59歲、7.49歲、9.00歲和13.22歲。15歲時的未婚平均壽命代表著該年份人口婚前度過的平均年數(shù)，它告訴我們在某一年的年齡別初婚概率條件下，未婚人口在結(jié)婚前必須等待的時間。由此可見男性和女性在初婚前作為未婚者所度過的平均年數(shù)在不斷增加并且增加幅度逐漸加劇，近10年男性和女性在結(jié)婚前需等待的時間顯著增長。

從性別維度看男性和女性未婚平均壽命呈現(xiàn)出不同的變動模式。首先，男性的未婚平均壽命一直高于女性，表明女性從單身到初婚狀態(tài)的轉(zhuǎn)變快于且高于男性。其次，雖然男性與女性的未婚平均壽命的變化均呈現(xiàn)出“波浪”形狀，既有峰值又有谷值，但男性各隊列曲線幾乎都有交叉，而女性各隊列曲線沒有交叉（不考慮曲線最右端情況）。

（三）從終身結(jié)婚期待率考察男女婚姻推遲的補償情況

婚姻表中的終身結(jié)婚期待率描述的是按照各年份的分年齡的初婚狀態(tài)下，個人在各個年齡結(jié)婚的可能性，可以反映出與各年份年齡別初婚概率相對應的假想隊列婚姻速度的變化、總的結(jié)婚水平以及終身結(jié)婚率。圖9 和圖10 分別提供了男性和女性1990-2020 年粗婚姻表計算得出的終身結(jié)婚期待率的變動情況。從中可以看出以下特點：

圖9 中國男性1990-2020年終身結(jié)婚期待率

圖10 中國女性1990-2020年終身結(jié)婚期待率

隨著時間的推移，女性各年齡的終身結(jié)婚期待率整體呈逐年下降趨勢，終身結(jié)婚期待率曲線呈整體向左下偏移的趨勢，表明中國女性的婚姻不斷推遲。女性2000-2020 年終身結(jié)婚期待率與前一年相比，各年齡均呈現(xiàn)出逐年下降趨勢，在高年齡段沒有出現(xiàn)回升。1990 年女性在41 歲及以前，其終身結(jié)婚期待率都保持在0.90以上，而2000 年保持同樣的終身結(jié)婚期待率相應的年齡下降到39 歲，2010 年下降到37 歲，2020 年下降到29 歲。與女性所表現(xiàn)的曲線不同，男性2020 年終身結(jié)婚期待率曲線與1990 年和2000 年曲線分別在31 歲和35 歲產(chǎn)生交叉，表明2020 年相對于上述兩個年份婚姻不斷推遲，這種推遲在較高年齡得到一定的補償。但是2020 年男性的終身結(jié)婚期待率與2010年相比呈現(xiàn)出各年齡均下降的趨勢，說明2020年與2010年相比男性的婚姻不斷推遲，在高年齡段沒有得到明顯補償。

從性別維度看，女性各出生隊列相應年齡終身結(jié)婚期待率均高于男性，且女性與男性終身結(jié)婚期待率呈現(xiàn)出不同的變動模式。女性的變動曲線1990 年在40 歲之前，2020 年在30 歲之前，基本保持較高數(shù)值且?guī)缀醭仕絼輵B(tài)，隨后開始下降且下降速度不斷加快。男性的變動曲線開始下降時間更早，在25-27 歲之后開始下降，相對于1990 年曲線，2020 年曲線下降更加平緩?？傮w上，女性較男性而言一直保持著較高的終身結(jié)婚期待率，特別是在高年齡段。對終身結(jié)婚期待率的分析尤其要關(guān)注15 歲時的水平，它反映了按照觀察年份的結(jié)婚水平，剛剛進入婚育期人口終身結(jié)婚的可能性。1990 年女性15 歲時的終身結(jié)婚期待率為1，2020 年降到0.971 6；同期，男性15 歲時的終身結(jié)婚期待率從0.985 9 降至0.858 2?；蛘呖梢岳斫鉃榘凑?020 年的各年齡初婚水平保持不變（不考慮死亡因素），15 歲男性隊列最終結(jié)婚者約為86%，15 歲女性隊列最終結(jié)婚者約為97%，如此大的性別差異可能反映了我國婚姻擠壓的嚴重程度。

（四）終身未婚比例

婚姻推遲補償效應的分析實質(zhì)是對于中國到底是延續(xù)普婚模式還是可能轉(zhuǎn)變?yōu)椴换槟Ｊ降奶接憽＝K身未婚比例可直觀地反映上述問題。無論男女，50 歲及以上年齡結(jié)婚的概率都很小，因此到50 歲尚未結(jié)婚可認定是終身未婚。［20］為避免用單個年齡計算的結(jié)果不穩(wěn)定，本研究終身未婚比例的計算用45-49歲和50-54歲人口不婚率求平均數(shù)而得。

本研究根據(jù)“四普”以來各次人口普查數(shù)據(jù)計算得到1990-2020年4個普查年份的終身未婚比例（見表3）。

表3 中國1990-2020年分性別人口的終身未婚比例（%）

從時間維度來看，中國女性終身未婚比例在1990-2020年持續(xù)上升；男性終身未婚比例自1990-2010年持續(xù)下降，隨后在2010-2020年呈現(xiàn)出上升趨勢。

從性別維度來看，中國男性終身未婚比例大約在3%～4.5%左右，女性終身未婚比例在1%以下，男性終身未婚比例遠高于女性。這與中國社會性別比長期偏高導致婚姻市場上男性婚姻擠壓相關(guān)。

由于該指標計算的是普查時點時45-49歲人口和50-54歲人口的未婚比例平均值，那么2020年普查時點的終身未婚比例反映的是普查時點前50年前后出生人群（1970年出生隊列）的終身未婚比例，而該隊列人口的初婚主要發(fā)生在20 世紀90 年代。因此，該指標存在“滯后”效應，不能看出1970年以后出生隊列的終身未婚比例情況。根據(jù)上文分析的終身結(jié)婚期待率，本研究發(fā)現(xiàn)在男女15 歲時的終身結(jié)婚期待率呈逐年下降的趨勢，到2020 年男性終身結(jié)婚期待率為85.82%，女性為97.16%。盡管終身結(jié)婚期待率反映的是一個假想隊列人口的終身結(jié)婚可能性，不代表真實隊列的情況，但它反映了一種趨勢：我國未來幾十年男女終身不婚比例將有較大提高，尤其是男性。

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本研究基于第七次人口普查數(shù)據(jù)，結(jié)合第四次至第六次人口普查數(shù)據(jù)，分別從隊列視角和時期視角，運用多個指標，對中國近30 年的婚姻推遲趨勢和補償效應及其性別差異進行了系統(tǒng)探討，得出如下主要結(jié)論：

1.中國男女婚姻推遲程度不斷加深

從婚姻的推遲趨勢來看，中國男女均存在婚姻推遲情況，初婚速度放緩。根據(jù)最新的“七普”數(shù)據(jù)計算的各個指標顯示男女婚姻推遲尚無逆轉(zhuǎn)的跡象，平均初婚年齡的增長速度在1990-2020年甚至有不斷加快之勢，表明男女平均初婚年齡的推遲程度在不斷加深。與1990 年相比，男性和女性2020年婚姻推遲主要發(fā)生在15-25歲期間。

2.近20年男性婚姻推遲程度高于女性

從整體來看，近20年來（2000-2020年），男性婚姻推遲的程度比女性更甚，男女平均初婚年齡的差距在不斷拉大。運用SMAM 方法計算的結(jié)果顯示，2000 年男女平均初婚年齡之差為1.79 歲，2020年擴大為2.13歲。不過在1990-2000年女性婚姻推遲速度曾高于男性，一度導致男女平均初婚年齡差縮小。

3.不同年齡段婚姻推遲程度存在性別差異

雖然整體來看，近20 年來男性婚姻推遲的程度更深，但在不同的年齡段，男女婚姻推遲程度存在著性別差異。從男女整個婚姻歷程來看，女性的婚姻推遲程度在較低年齡段（15-25歲）要高于男性，而在較高年齡段（26歲及以后），男性婚姻推遲的程度高于女性。

4.男女婚姻推遲的補償效應不斷減弱

從婚姻推遲的補償效應來看，中國人口從26 歲開始，婚姻推遲的補償效應成為主要趨勢，但男女婚姻推遲均未得到完全補償。從“四普”到“七普”數(shù)據(jù)計算的多個指標顯示：最近出生隊列（1976-1985年出生隊列）的男性及女性婚姻推遲到高年齡段（30歲以后）的補償效應有減弱趨勢，人口終身不婚的可能性增加。從“五普”以來各普查年份35 歲及以上男女未婚平均壽命、終身結(jié)婚期待率等指標比較，1976-1980年和1981-1985年2個出生隊列39歲的婚姻補償指數(shù)比較，可以發(fā)現(xiàn)男女婚姻推遲的補償效應在不斷減弱。

5.男性婚姻推遲的補償效應低于女性

從男女整個婚姻歷程來看，男性婚姻推遲的補償效應低于女性，最終女性的曾婚比例相對更高。從曾婚比例差值和補償指數(shù)的分析可以看出1971-1985 年出生隊列在30 歲、35 歲及39 歲時的補償指數(shù)女性大于男性。由于男性的婚姻補償效應相對于女性更低，體現(xiàn)在終身未婚比例的性別差異上，男性終身未婚比例明顯高于女性；15歲人口終身結(jié)婚期待率男性更是遠低于女性。

（二）相關(guān)討論

本文研究發(fā)現(xiàn)中國的婚姻推遲仍在繼續(xù)，婚姻推遲的程度在不斷加深。有研究從隊列視角分析中國女性的婚姻推遲及補償，預測出1985年出生隊列的女性婚姻推遲后的補償能力降低，晚婚轉(zhuǎn)變?yōu)椴换榈目赡苄栽黾?。?］本文的研究結(jié)果驗證了該預測，近30 年來中國女性不斷推遲進入婚姻的時間，而女性婚姻的推遲并未得到完全補償，導致終身未婚比例提高。本文同時關(guān)注了男性整體的婚姻推遲及補償情況，進一步探討了婚姻推遲趨勢及補償效應存在的性別差異。根據(jù)前文分析，本文就如下問題做進一步討論。

1.關(guān)于中國人口的婚姻模式

“婚姻模式”一詞似乎尚無明確的定義。從學術(shù)界使用這一概念的情況看，大致有兩種理解：一是將其理解為由總體結(jié)婚（尤指初婚）早晚和最終成婚普遍程度所決定的婚姻類型，如所謂“早婚普婚”“晚婚不婚”等。［7］二是將其理解為一個社會的婚配中男女兩性社會經(jīng)濟地位匹配的總體特征，如所謂的“男高女低婚姻模式”。［21］筆者更愿意將婚姻模式理解為前者，后者用“婚配模式”表示更為合適。

按照這樣的理解，婚姻模式由兩個維度決定，一是結(jié)婚時間維度，通常分為“早婚”和“晚婚”；二是婚姻普遍性維度，通常分為“普婚”和“不婚”。按照上述劃分，從理論上講婚姻模式有四種類型，即“早婚普婚”“晚婚普婚”“早婚不婚”和“晚婚不婚”?，F(xiàn)實中“早婚”基本與“普婚”結(jié)合，“晚婚”更多與“不婚”聯(lián)姻，因此，常見的婚姻模式主要是“早婚普婚”和“晚婚不婚”兩種。［22］

但上述婚姻模式的分類存在兩個主要的問題：一是對婚姻模式的分類太過“粗線條”，將結(jié)婚時間維度和婚姻普遍性維度都采取簡單的兩分法，略去了“早”與“晚”“普”與“不”之間的過渡形態(tài)，使得婚姻模式的區(qū)分度不高；二是對決定婚姻模式的兩個維度都沒有量化標準，抑制了其實際運用。鑒于此，本文將結(jié)婚時間維度劃分為“早婚”“適齡婚”和“晚婚”三種類型，以平均初婚年齡（MAFM）為其測量指標；將婚姻普遍性維度劃分為“普婚”“多婚”和“不婚”三種類型，以終身不婚率（Proportion of Lifetime Single，PLS）為測量指標。這樣，婚姻模式在理論上有9種類型。參照聯(lián)合國人口司發(fā)布的“2017世界婚姻數(shù)據(jù)”，［23］本文提出了婚姻模式不同類型的判定標準（見表4）。

表4 婚姻模式及其劃分標準

按照表4 的模式劃分標準，根據(jù)“2017 世界婚姻數(shù)據(jù)”，我們發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)歐洲婚姻模式國家?guī)缀醵紝儆谕砘椴换槟Ｊ剑?2］北美國家以及亞洲的部分國家（如日本、新加坡、韓國等）也屬于這一模式。

從許多國家的人口演變實際看，婚姻模式的轉(zhuǎn)變大多呈現(xiàn)如下特點：首先是結(jié)婚時間轉(zhuǎn)變——初婚推遲，但婚姻的普遍性相對較為穩(wěn)定；之后，隨著結(jié)婚時間的進一步推遲，婚姻的普遍也開始降低。我們以韓國女性的婚姻模式轉(zhuǎn)變?yōu)槔?，用隊列視角分析韓國女性年齡別初婚頻率和曾婚比例的變化，發(fā)現(xiàn)從1916-1920 年出生隊列到1981-1985 年出生隊列韓國女性的結(jié)婚時間一直在推遲。但是20世紀70年代以前出生的韓國女性絕大多數(shù)最終都結(jié)婚了（45歲時的曾婚比例為95%～99%）；20世紀70年代及以后出生的年輕群體開始脫離這種普遍結(jié)婚的模式，出現(xiàn)了以結(jié)婚較晚、結(jié)婚率較低為特征的新模式。［1］

目前來看，中國男性的婚姻推遲及補償趨勢與韓國女性相似。中國男性的結(jié)婚時間一直在推遲。但是在20 世紀70 年代以前出生的中國男性絕大多數(shù)最終都結(jié)婚了（39 歲時的曾婚比例在96%以上）；20世紀70年代以后出生的年輕群體在39歲時的曾婚比例明顯下降（90%～93%），出現(xiàn)了以結(jié)婚較晚、結(jié)婚率較低為特征的新模式。中國女性雖然一直在推遲結(jié)婚時間，但1985年及以前出生的女性絕大多數(shù)最終都會結(jié)婚（39歲時的曾婚比例在95%以上）。本研究認為中國男女婚姻推遲的程度在逐漸加劇，然而其補償趨勢卻在減弱，人口不婚的可能性增加，男性表現(xiàn)尤為明顯。目前我國女性和男性婚姻模式都屬于晚婚普婚模式，但男性正快速接近晚婚多婚模式。根據(jù)終身結(jié)婚期待率推斷，未來15-20年，我國男性將過渡到晚婚不婚模式，而女性還將保持在晚婚普婚模式。

2.關(guān)于婚姻擠壓對婚姻模式的影響

根據(jù)上文的分析，中國男性在不久的將來會迎來“晚婚不婚”的時代，而女性可能還將保持“晚婚普婚”模式。這與我國正面臨而且還將持續(xù)較長時間的婚姻擠壓不無關(guān)系。中國自20 世紀80 年代以來，出生性別比持續(xù)偏高，特別是在2000-2010年全國出生性別比高達118以上。［24］從2010年開始中國將面臨幾十年嚴重的男性婚姻擠壓。［25］有研究預測2025 年20-49 歲的剩余男性數(shù)量將達到3 000萬，2040年達到4 000萬。［26］另有預測男性隨著1985年后出生的隊列達到50歲終身未婚的比例將超過10%。［27］該預測與本研究計算結(jié)果基本吻合?？梢?，中國男性承受的嚴重的婚姻擠壓將導致男性婚姻模式在不長時期內(nèi)從“晚婚普婚”模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤巴砘椴换椤蹦Ｊ健?/p>

對女性而言，其婚姻推遲程度不斷加深，補償效應減弱。從目前的數(shù)據(jù)看，我國女性終身不婚比例雖然持續(xù)上升，但上升幅度不大，絕大多數(shù)女性最終仍然會結(jié)婚。我國婚姻模式的性別差異很大程度與婚姻擠壓有關(guān)。

我們也注意到在有著相似文化傳統(tǒng)的部分亞洲國家（如韓國、日本、新加坡），女性婚姻模式在不長的時期就從晚婚普婚過渡到晚婚不婚。這一婚姻模式轉(zhuǎn)變歷程也可能發(fā)生在未來中國。近年來，不少研究關(guān)注到城鎮(zhèn)“剩女”問題。他們發(fā)現(xiàn)女性受教育程度及收入水平的提高、［28-29］青年通婚范圍的擴大［30］等導致了城鎮(zhèn)女性也面臨一定程度的婚姻擠壓問題。與男性婚姻擠壓的原因不同，造成女性婚姻擠壓的主要原因則是社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改變。如果女性終身不婚率提高，則會加劇男性婚姻擠壓，導致男性終身不婚率的進一步提高。

3.本研究結(jié)論的政策含義

本文的研究發(fā)現(xiàn)從平均初婚年齡判斷，我國目前男女均已進入晚婚模式，初婚年齡的推遲尚未減弱。與此同時，婚姻推遲的補償不充分，男女終身不婚率提高，而且未來有進一步提高的趨勢。近年來，我國生育政策逐步放開，但生育率仍處于很低水平。為適度提高生育水平，我國目前的“實施積極生育支持措施”重點在發(fā)展普惠托育服務，降低生育、養(yǎng)育、教育成本。不可否認，這些政策具有針對性。但婚姻和生育緊密相關(guān)，婚姻推遲（尤其是終身不婚率提高）會直接降低時期生育水平和隊列生育水平。因此，國家通過宣傳、倡導適齡婚姻，采取有效的措施破除高價彩禮等陳規(guī)陋習，構(gòu)建新型婚育文化，將會一定程度從“婚姻途徑”提高生育水平，對促進我國人口長期均衡發(fā)展發(fā)揮積極作用。