一、引言

我国是世界上少数实行户籍制度管理的国家之一。改革开放以前，由于严格的户籍制度限制，居民在城乡、地区之间的转移非常困难。改革开放以来，随着户籍制度管理的不断放松，人口迅速涌入城市，促进了我国国民经济的飞速发展。城市规模不断扩大，在发挥集聚优势的同时也催生了一系列社会问题。近年来，大城市“剩男剩女”数量的急剧增加逐渐成为全社会关注的热点问题。第六次人口普查数据显示2010年中国城市30岁以上的大龄未婚人口已经超过2200万人，占同序列人口比重30%。国家民政部调查数据显示我国平均初婚年龄从1990年的23.4岁提高到2017年的26.8岁，初婚年龄的持续延迟导致大龄单身居民群体不断壮大。这种趋势在许多大城市尤为明显，上海、广州、南京等多个城市的平均初婚年龄已超过30岁，高于许多发达国家（地区）水平，大城市已经成为大龄未婚人口集聚的“重灾区”。婚恋不仅是居民的个人选择问题，也是关系社会和谐稳定发展的大问题。初婚年龄的持续推迟为我国生育率低迷和人口结构老龄化程度的加剧埋下隐患。中央高度重视这一现状，2017年发布的《中长期青年发展规划（2016-2025年）》就提出要切实服务居民婚恋交友，重点做好大龄未婚居民群体的婚姻服务工作。 

对于初婚年龄不断推迟的原因，已有研究做出了许多有益探讨。从宏观视角来说，社会变迁因素包括适婚年龄人口基数和结构的变动，技术进步导致单身成本的下降，市场化进程中结婚成本的增加，政策和社会制度的变迁等均会对居民初婚行为产生影响。而从个人微观视角来看，个人的教育获得、女性经济独立和劳动参与等均会显著推迟初婚年龄。但是，鲜有学者从经济学视角探讨城市规模对居民初婚行为的影响，为何大城市的男女更容易被“剩下”？现有的研究难以对这种现实状况进行解释。 

根据布迪厄的场域理论，城市作为人们参与社会活动的主要场所，必然会对个人行为的选择模式产生重要影响。而在城市化进程不断加快的背景下，城市规模对居民生活的影响一直是国内外学术界关注的热点问题，已有相关研究主要从以下三个方面展开：一是探讨城市规模对个人生活方式的影响，包括居民的消费模式、储蓄模式、出行方式等；二是城市规模对个人主观感受的影响，如流动人口的定居意愿、居民的幸福感等；三是城市规模对个人机会获得的影响，如个人发展空间、工资收入、就业机会等。但是，关于城市规模对个体初婚年龄的影响现有研究尚未涉及。我国目前仍处于快速城镇化阶段，未来十几年间数以亿计的人口将从农村涌入城市，从小城市涌入大城市。在此背景下，研究城市规模对居民婚恋行为的影响具有重要的现实意义。 

本文针对大城市居民初婚年龄延迟的现象构建计量经济学模型，考察城市规模是否影响居民初婚年龄以及具体的影响机制。本文的主要创新点和贡献体现在以下几个方面：第一，揭示了城市规模与“剩男剩女”现象之间的关系，拓宽城市规模影响个体行为选择的相关研究领域；第二，本文从房价和个体学历的角度考察了城市规模影响个体初婚年龄的具体渠道，一方面弥补了现有研究的不足，另一方面为大城市改善“剩男剩女”状况提供了方向和指导建议；第三，鉴于城市大龄单身居民群体的不断壮大，本文的研究成果能够对改善我国持续低迷的生育率和人口老龄化结构提供帮助，有利于社会的和谐稳定。

三、计量模型与变量说明

1. 计量模型 

根据上文的理论假说，本文设定的计量模型重点检验城市规模对初婚年龄的影响。因此，本文的基本计量模型设定如下： 

marr_ageik=α+β×citypopk+Xikγ+cityk+ξik

其中，i表示样本个体，k表示i个体所在的城市，marr_age表示结婚年龄；citypop表示城市规模；X代表影响初婚年龄的其他控制变量矩阵；city表示城市固定效应，用于捕捉随地区变化的一些因素；ξ 为随机扰动项；γ为控制变量对应的系数矩阵。β为本文关心的系数，代表城市规模对初婚年龄的影响程度。如果β为正，说明城市越大，初婚年龄越大，即揭示城市规模越大，“剩男剩女”越多。

2. 数据与变量 

本文使用中山大学的中国劳动力动态调查2016年数据（CLDS2016）进行实证研究。CLDS数据库由中山大学社会科学调查中心成立的中国社会科学调查平台（世界一流大学配套专项）搜集和建立，是中国第一个以劳动力为主题的全国性跟踪调查数据库。主要聚焦于中国劳动力的现状与变迁，内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多研究议题，是一项跨学科的大型追踪调查，样本覆盖中国29个省、自治区、直辖市（除港澳台、西藏、海南外），调查对象为样本家庭户中的全部劳动力（15-64岁的家庭成员）。 

本文关注的主要问题是城市规模对初婚年龄的影响，因此使用的是调查对象的初婚年龄及其现居城市的人口规模数据。这里存在一个问题，如果调查对象存在婚内迁徙行为，则显然其现在居住城市的人口规模不能对本研究做出贡献，而CLDS数据库并不能区分调查对象婚后是否存在迁徙的情况。针对这一情况，本文认为人们更倾向于在婚前进行流动，而婚后则较为稳定，因此在样本足够大的情况下忽略婚后迁徙的情况。 

本研究的因变量是初婚年龄，通过调查对象初婚发生的年份与出生年份相减得到。通过对原始数据的简单整理，删除年龄为负值、小于19岁的以及大于60岁的样本，最后剩下15518个样本。核心解释变量是城市规模，主要采用每个样本所在城市的2010年人口（在表1中，还采用不同的年份城市人口代表各自年份的城市规模）来衡量，考虑每个年代的居民初婚年龄是受到不同年代城市规模的影响，因此在稳健性检验过程中，将样本按年龄进行分组后，使用其适婚年龄时对应的城市人口进行匹配。从表1的初婚年龄特征来看，样本最小初婚年龄为19岁，最大初婚年龄为56岁，平均初婚年龄为23.98岁，但是标准差达到3.765，说明样本之间的初婚年龄相差较大。根据初婚年龄的数据特征，本文制作了初婚年龄的核密度图（见图1），可以看出样本的初婚年龄主要分布在20-30岁，比较符合传统观念中对结婚年龄的预期，但仍存在较多30岁以上的初婚人数，即所谓的“剩男剩女”。 

根据文献部分对初婚年龄影响因素的梳理和总结，本文选取如表1所示的控制变量，具体包括样本的个体及其家庭特征变量： 

个人特征变量包括：年龄：采用个人的实际年龄衡量。受教育水平：采用个人的受教育年限表 示，小学毕业为6年的教育经历；初中毕业为9年；高中和职高毕业则为12年；大专毕业为15年；本科 毕业为16年；硕士毕业为19年；博士毕业为22年。性别：男性为1，女性为0。政治面貌：1表示共产 党员，0表示非共产党员。户籍：在问卷中，户口的类型有农业户口、非农业户口和没有户口，删掉没有户口的样本，将非农户口赋值为1，其他为0。 

家庭特征变量包括：兄弟姐妹数量：采用样本所在家庭的子女总数（不包括样本本身）衡量。父母的受教育水平：采用父母受教育水平较高一方的受教育年限衡量。父母的政治面貌：如果父母有一方为共产党员则赋值为1，否则为0。父母的户口：如果父母有一方的户口为非农业户口则赋值为1，否则为0。

五、机制分析

六、结论与建议