劉伯凡，劉 葉

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所，上海 200433）

一、引 言

新中國(guó)成立以前，中國(guó)總體教育水平低下，總?cè)丝谥形拿さ谋壤s為80%①該數(shù)據(jù)來源于《論聯(lián)合政府》（毛澤東，1945）。。新中國(guó)成立后，政府針對(duì)中國(guó)人口眾多，但基礎(chǔ)教育薄弱、文盲率高的特點(diǎn)，展開了大量的基礎(chǔ)教育普及工作。中國(guó)基礎(chǔ)教育普及程度不斷提升，2010年人口普查數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)文盲率僅為4.08%。在此期間，高等教育雖然也得到一定程度的發(fā)展，但由于起步晚、水平低、人口基數(shù)大等原因，其整體水平一直落后于歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家，甚至落后于一些發(fā)展中國(guó)家。1994年，中國(guó)大學(xué)入學(xué)率僅為4.6%，遠(yuǎn)低于當(dāng)年的世界平均水平（13%）。改革開放后，大量廉價(jià)勞動(dòng)力帶來的人口紅利推動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。隨著經(jīng)濟(jì)水平的迅速增長(zhǎng)和生活水平的日益提升，人民對(duì)高等教育的渴望也越來越大。為了滿足人們對(duì)高等教育的迫切需求，也為了提高社會(huì)的人力資本水平，擺脫低端產(chǎn)業(yè)的束縛，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型與升級(jí)，1999年中國(guó)開始大幅擴(kuò)大高等教育的招生規(guī)模。至2013年，全國(guó)普通高等學(xué)校（本?？疲┱猩藬?shù)達(dá)681.5萬人，約是1998年的6.3倍。如此大規(guī)模的教育擴(kuò)展，在提升全社會(huì)的人力資本存量與勞動(dòng)生產(chǎn)率，為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和勞動(dòng)力就業(yè)提供動(dòng)力的同時(shí)，也不可避免地沖擊了中國(guó)的婚姻市場(chǎng)。特別是在當(dāng)前人口增長(zhǎng)緩慢以及老齡化程度不斷加深的背景下，高等教育對(duì)初婚年齡和結(jié)婚率的影響也受到了社會(huì)的廣泛關(guān)注。其中，高等教育推遲初婚年齡的觀點(diǎn)基本得到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的一致認(rèn)可，但高等教育對(duì)結(jié)婚率的影響尚存爭(zhēng)議。一些學(xué)者認(rèn)為，高等教育帶來的結(jié)婚年齡的推遲以及女性社會(huì)地位的提高，降低了人們（尤其是女性）結(jié)婚的可能性（Lichter等，1991；吳要武和劉倩，2015）；還有一些學(xué)者認(rèn)為，高等教育帶來的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)將會(huì)提高人們進(jìn)入婚姻的概率（Ono，2003），并且隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)壓力的上升，這種促進(jìn)作用更為顯著（於嘉和謝宇，2013）。

進(jìn)入21世紀(jì)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的迅速發(fā)展以及國(guó)民受教育水平的普遍提高，使得年輕人群的婚戀觀與以往相比產(chǎn)生了巨大差別。那么受高等教育的影響，中國(guó)年輕人群究竟是選擇不結(jié)婚保持單身，還是僅推遲了進(jìn)入婚姻市場(chǎng)的時(shí)間呢？根據(jù)可獲得的人口普查數(shù)據(jù)和民政局公布的婚姻數(shù)據(jù)，本文計(jì)算出中國(guó)人口的平均初婚年齡和粗結(jié)婚率①即每千人的結(jié)婚數(shù)。本文所用結(jié)婚率均為粗結(jié)婚率數(shù)據(jù)。，如圖1所示。如果多數(shù)年輕人口選擇不結(jié)婚，那么中國(guó)的結(jié)婚率應(yīng)該保持下降趨勢(shì)；如果多數(shù)選擇的是推遲結(jié)婚，那么平均初婚年齡會(huì)保持上升趨勢(shì)，但結(jié)婚率變動(dòng)的趨勢(shì)不確定。從圖1可以看出，中國(guó)人口的平均初婚年齡總體呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢(shì)。其中，1986–1991年的平均初婚年齡下降主要與中國(guó)1980年新《婚姻法》的頒布有關(guān)。雖然《新婚姻法》相對(duì)于1950年《婚姻法》將中國(guó)男女的法定婚齡各自提高了2歲，但在20世紀(jì)70年代實(shí)施計(jì)劃生育的過程中，各地政府以行政規(guī)定的形式將男女婚齡提高了5歲左右②相對(duì)于1950的《婚姻法》。（王忠，2003）。也就是說，新《婚姻法》的頒布事實(shí)上引起了人口平均初婚年齡的短期下降；1992–2010年平均初婚年齡總體呈上升趨勢(shì)，除了受中國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化改革的影響外，還可能與中國(guó)高等教育的擴(kuò)招有關(guān)（王鵬和吳愈曉，2013；劉昊，2016）。接著，從圖1中有關(guān)粗結(jié)婚率的變動(dòng)來看，1986–2002年間中國(guó)結(jié)婚率呈下降趨勢(shì)，但2003年開始呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。當(dāng)然，粗結(jié)婚率的上升很有可能是人口結(jié)構(gòu)的變化導(dǎo)致的。為了排除人口結(jié)構(gòu)因素的影響，我們分析了各適婚年齡段的人口比重變化趨勢(shì)（見圖2至圖4）。從中可以看出，在2003年以前，各適婚年齡段人口比重整體呈下降趨勢(shì)的同時(shí)，結(jié)婚率也呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；2003年之后，這種共同下降的趨勢(shì)開始發(fā)生改變，2003–2005年間結(jié)婚率開始出現(xiàn)上升趨勢(shì)；2005年之后，20–29歲和20–34歲年齡段人口比重雖然也開始上升，但結(jié)婚率上升斜率更大，甚至在20–39歲人口占比下降的情況下依舊上升。這就是說，人口數(shù)量的增加無法完全解釋中國(guó)結(jié)婚率上升的現(xiàn)象。

圖1 1986–2010年平均初婚年齡和結(jié)婚率變動(dòng)趨勢(shì)

圖2 1993–2013年結(jié)婚率與20–29歲人口占比

那么，年輕人口究竟是推遲了結(jié)婚還是選擇不婚？人們的普遍觀點(diǎn)是高等教育推遲了年輕人口的初婚年齡，進(jìn)而導(dǎo)致其更容易不婚。但在排除了人口結(jié)構(gòu)因素的影響之后，中國(guó)結(jié)婚率依舊上升的事實(shí)表明，高等教育雖然推遲了中國(guó)人口的結(jié)婚年齡，但可能并未導(dǎo)致更多的人選擇不婚。我們知道，2003年是第一批擴(kuò)招生（1999年入學(xué)）進(jìn)入社會(huì)的年份，如果教育水平的提高真的不利于婚姻匹配，那么在擴(kuò)招的沖擊下，中國(guó)結(jié)婚率應(yīng)該以更快的速度下降，至少不應(yīng)該上升。但實(shí)際數(shù)據(jù)顯示，2003年以后中國(guó)的結(jié)婚率卻呈上升趨勢(shì)。那么，高校擴(kuò)招真的降低了中國(guó)結(jié)婚率嗎？為了回答這一問題，本文嘗試?yán)肁badie和Gardeazabal（2003）提出的合成控制法進(jìn)行分析與驗(yàn)證。首先，我們挑選世界上若干國(guó)家并對(duì)其進(jìn)行適當(dāng)?shù)木€性組合（反事實(shí)組），構(gòu)造出一個(gè)最優(yōu)“合成中國(guó)”①這個(gè)“合成中國(guó)”與“真實(shí)中國(guó)”在擴(kuò)招政策沖擊前的結(jié)婚率擬合度最高。；接著，通過對(duì)這個(gè)沒有實(shí)施擴(kuò)招政策的“合成中國(guó)”與“真實(shí)中國(guó)”的結(jié)婚率進(jìn)行比較，分析高校擴(kuò)招政策對(duì)中國(guó)婚姻率的影響。這對(duì)推動(dòng)社會(huì)形成更加多元化和更具包容性的婚姻觀念具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

圖3 1993–2013年結(jié)婚率與20–34歲人口占比

圖4 1993–2013年結(jié)婚率與20–39歲人口占比

二、文獻(xiàn)回顧：初婚年齡、結(jié)婚率與高校擴(kuò)招

（一）初婚年齡能否很好地度量結(jié)婚率？

第二次世界大戰(zhàn)以來，工業(yè)化國(guó)家的平均初婚年齡普遍呈上升趨勢(shì)（於嘉和謝宇，2013）。進(jìn)入20世紀(jì)90年代，中國(guó)人口的平均初婚年齡也開始逐年增加（見圖1）。在分析高等教育對(duì)結(jié)婚率的影響時(shí)，一些學(xué)者通常以初婚年齡的推遲作為判斷中國(guó)結(jié)婚率下降的依據(jù)（於嘉和謝宇，2013；吳要武和劉倩，2015）。但初婚年齡是否能夠很好地度量結(jié)婚率呢？理論上講，個(gè)體教育主要從兩方面影響初婚年齡：一方面，受教育時(shí)間的延長(zhǎng)，導(dǎo)致絕大多數(shù)在校學(xué)生因時(shí)間、精力和經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性等因素的限制，在難以兼顧學(xué)業(yè)與家庭的情況下，選擇完成學(xué)業(yè)之后再去承擔(dān)家庭責(zé)任（Thornton等，1995；Raymo，2003；王鵬和吳愈曉，2013），客觀上推遲了初婚年齡（Blossfeld和Huinink，1991；Sweeney，2002；劉爽和高華，2015）；另一方面，受教育程度的提高，提升了女性的經(jīng)濟(jì)地位，推遲了她們進(jìn)入婚姻的時(shí)間。一些以性別角色專業(yè)化理論為基礎(chǔ)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，女性經(jīng)濟(jì)地位的提升會(huì)降低她們進(jìn)入婚姻的動(dòng)力（White，1981；Cready等，1997）。一是由于受過高等教育的女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上有更大的競(jìng)爭(zhēng)力，相應(yīng)地她們?cè)诨橐鍪袌?chǎng)上的預(yù)期收益就越低（王鵬和吳愈曉，2013）；二是由于男女平等程度的提高和晚育風(fēng)險(xiǎn)的降低，使女性有了更多的時(shí)間和機(jī)會(huì)去追求自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而推遲了她們進(jìn)入婚姻的時(shí)間，甚至不結(jié)婚。但之后有學(xué)者對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行了修正，指出只有在性別角色分工嚴(yán)重的社會(huì)，女性受教育程度才與其結(jié)婚機(jī)會(huì)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在性別分工不那么明顯的國(guó)家或地區(qū)，教育水平的提高帶來的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)會(huì)增加其進(jìn)入婚姻的概率（Ono，2003）。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)壓力的上升，這種促進(jìn)作用將更加明顯（於嘉和謝宇，2013）。也就是說，在這些地區(qū)人們受教育水平的提高雖然會(huì)導(dǎo)致晚婚，但未必會(huì)導(dǎo)致結(jié)婚率的下降。還有一些學(xué)者的研究表明，高學(xué)歷女性中的大多數(shù)人只是推遲了結(jié)婚，并不是選擇不婚（Goldstein和Kenney，2001；Isen和Stevenson，2010）。此外，作為一個(gè)“普婚”的國(guó)家，中國(guó)人的婚姻家庭觀念很強(qiáng)，終身未婚率很低（劉昊，2016）?；谝陨戏治?，本文認(rèn)為初婚年齡的推遲不足以說明結(jié)婚率的下降，利用初婚年齡來衡量結(jié)婚率的做法也是有待商榷的。

（二）高校擴(kuò)招真的降低結(jié)婚率了嗎？

雖然一些研究認(rèn)為女性受教育程度和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提高，會(huì)降低其結(jié)婚的動(dòng)力（White，1981；Cready等，1997）和可能性（Lichter等，1991；吳要武和劉倩，2015）；但婚姻尋找理論指出，現(xiàn)代社會(huì)中女性的經(jīng)濟(jì)潛力在婚姻形成中的作用越來越重要（Oppenheimer，1988）。尤其，在當(dāng)前社會(huì)結(jié)構(gòu)激烈變動(dòng)的大環(huán)境下，經(jīng)濟(jì)上的壓力①如住房改革帶來的房?jī)r(jià)上漲等。使得僅靠男性收入難以負(fù)擔(dān)整個(gè)家庭的情況越來越普遍，那么在經(jīng)濟(jì)實(shí)力（或經(jīng)濟(jì)潛力）上具有優(yōu)勢(shì)的女性進(jìn)入婚姻的幾率將會(huì)變得更大。一些利用“事件史分析法”（Lichter等，1992；Thornton等，2016）和“世代比較法”（Lichter等，2002）進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)研究也都證實(shí)了這一觀點(diǎn)。另外，研究現(xiàn)代美國(guó)女性婚姻行為的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，與過去相比，現(xiàn)在大學(xué)畢業(yè)的女性選擇結(jié)婚的人越來越多（Goldstein和Kenney，2001），且有大學(xué)文憑女性的結(jié)婚率和再婚率都要高于受教育年份較少的女性（Isen和Stevenson，2010）。從婚姻回報(bào)率的角度來看，受教育程度的提高可以使女性從婚姻中獲得更高的收益②自身人力資本和丈夫的收入。，同時(shí)男性還可以從具有較高教育水平的妻子那里獲得多方面的好處，如子女的教育和健康（Currie和Moretti，2003；Liu和Nordstrom Skans，2010）。還有一些研究中國(guó)高等教育對(duì)婚姻市場(chǎng)影響的研究顯示，作為普婚國(guó)家，中國(guó)接受高等教育的人口更多的是推遲結(jié)婚而非不婚，并指出高等教育提升了中國(guó)女性的人力資本，使其可以更加耐心地尋找合適的婚姻，但在30歲之前仍會(huì)較為普遍地進(jìn)入婚姻（劉昊，2016）。此外，受教育程度高的女性由于結(jié)婚較晚、生育孩子更少且將結(jié)婚作為一種經(jīng)濟(jì)保證的可能性更小，從而更加享受婚姻和家庭生活，其婚姻質(zhì)量和穩(wěn)定性也就越高（Isen和Stevenson，2010）。這些無疑也提高了高學(xué)歷女性進(jìn)入婚姻的可能性。

綜上所述，雖然教育推遲初婚年齡的觀點(diǎn)受到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛肯定，但關(guān)于教育對(duì)結(jié)婚率的影響尚未取得一致意見。那么，擴(kuò)招政策的實(shí)施究竟對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的變動(dòng)帶來什么樣的影響呢？下文展開實(shí)證分析。

三、中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況分析：擴(kuò)招與婚姻

（一）初婚年齡與結(jié)婚率的關(guān)系

從中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況來看，1999年高校擴(kuò)招以來，大批年輕人口進(jìn)入大學(xué)接受高等教育。至2013年，中國(guó)普通高等院校本?？萍把芯可猩藬?shù)達(dá)783萬，約占適齡人口的50%。教育時(shí)間的延長(zhǎng)客觀上推遲了中國(guó)人口的平均初婚年齡。由于以往中國(guó)女性進(jìn)入結(jié)婚的年齡相對(duì)較小，高等教育對(duì)其初婚年齡推遲的影響可能要大于男性（劉爽和高華，2015）。但是，作為性別分工不明顯③作者利用CGSS2013數(shù)據(jù)計(jì)算得到，我國(guó)80后群體中60%以上的家庭由夫妻雙方共擔(dān)家庭支出。和相對(duì)傳統(tǒng)的普婚國(guó)家，選擇推遲結(jié)婚并不意味著以后一定不結(jié)婚。根據(jù)吳要武和劉倩（2015）給出的有關(guān)中國(guó)各年齡階段研究生有配偶比例的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)雖然隨著時(shí)間的推移，各年齡段有配偶的比例都呈下降趨勢(shì)。但年齡段越大這種差距就越小，考慮到當(dāng)下人們普遍選擇推遲進(jìn)入婚姻的現(xiàn)狀，本文認(rèn)為僅通過比較不同時(shí)點(diǎn)同一年齡段有配偶比例的下降來判斷結(jié)婚率下降是不合理的。事實(shí)上，如果比較45–49歲年齡段有配偶的數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)不同調(diào)查年份中有配偶的人口比例都趨于一致，沒有呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)。因此，綜上所述，雖然當(dāng)下人們的結(jié)婚年齡推遲了，但是婚姻市場(chǎng)可能并未出現(xiàn)結(jié)婚率下降的現(xiàn)象。

實(shí)際上，由于高等教育的推廣，年輕人有足夠的機(jī)會(huì)對(duì)自身進(jìn)行人力資本投資，以期未來獲得更高的收入。加之，接受了高等教育之后，年輕人思想更加開放，比其父輩對(duì)婚姻年齡的容忍度更高，也更有可能推遲進(jìn)入婚姻市場(chǎng)。與此同時(shí)，高校擴(kuò)招不僅會(huì)影響接受高等教育的人群，那些沒有接受高等教育的人群也有可能受到這些人示范效應(yīng)的影響而選擇推遲進(jìn)入婚姻市場(chǎng)。也就是說，年輕人推遲進(jìn)入婚姻能夠解釋中國(guó)初婚年齡的上升，但這并不一定就表明婚姻市場(chǎng)的匹配率下降了。人們到了一定的年齡就會(huì)進(jìn)入婚姻市場(chǎng)，而這個(gè)“一定的年齡”是在不斷變化的。所謂“剩男剩女”的概念都是建立在過往的思想觀念之上，認(rèn)為現(xiàn)在很多年輕人早已應(yīng)該進(jìn)入婚姻市場(chǎng)，而那些過了“一定的年齡”還沒有搜尋到配偶的人，是婚姻市場(chǎng)中的“被剩下”的失敗者，于是便根據(jù)初婚年齡的推遲來推斷結(jié)婚率出現(xiàn)了下降。那么，初婚年齡和結(jié)婚率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系這樣的判斷是否成立呢？事實(shí)上，通過圖1至圖4我們發(fā)現(xiàn)，在1990–2003年間，這種判斷基本成立，但在2003年前后，這種負(fù)相關(guān)關(guān)系就不存在了，甚至呈現(xiàn)出了一定的正相關(guān)關(guān)系。我們知道，擴(kuò)招會(huì)在客觀上導(dǎo)致平均初婚年齡上升。如果擴(kuò)招同時(shí)導(dǎo)致結(jié)婚率下降，那么這種負(fù)相關(guān)關(guān)系就不應(yīng)該在2003年前后瓦解，反而會(huì)更加明顯?？紤]到2003年前后是擴(kuò)招后第一批本專科學(xué)生畢業(yè)的年份①2002年是擴(kuò)招之后第一批大專生畢業(yè)的年份，而2003年是擴(kuò)招之后第一批本科生畢業(yè)的年份。，那么是否擴(kuò)招導(dǎo)致了這種負(fù)相關(guān)關(guān)系的瓦解呢？

（二）高校擴(kuò)招對(duì)結(jié)婚率的影響

從理性人角度出發(fā)，人們之所以有意愿結(jié)婚是因?yàn)榻M成家庭生活比自己?jiǎn)为?dú)生活所得到的效用更大。因此，人們?cè)谶M(jìn)入婚姻市場(chǎng)時(shí)會(huì)尋找那些能夠使自己效用水平提升的伴侶。那么，結(jié)婚率的高低將主要取決于“婚姻市場(chǎng)中滿足以上條件的異性數(shù)量”②由于中國(guó)現(xiàn)行法律并不認(rèn)可同性結(jié)婚等情況，因此這里不考慮同性戀等少數(shù)群體。和“尋找滿足以上條件異性的難易程度”。本人認(rèn)為，高校擴(kuò)招正是通過影響這兩大因素進(jìn)而對(duì)中國(guó)整體結(jié)婚率產(chǎn)生正面影響的，具體來講：

第一，高校擴(kuò)招政策擴(kuò)大了婚姻市場(chǎng)中滿足以上條件的異性數(shù)量。一方面，從20世紀(jì)末開始，中國(guó)婚姻市場(chǎng)上的擇偶模式逐漸出現(xiàn)教育同質(zhì)性回潮，即夫妻雙方具有同等教育水平的家庭比重上升的現(xiàn)象（李煜，2008；潘麗群等，2015）。由于長(zhǎng)久以來，中國(guó)男性的平均受教育水平要高于女性，這無疑限制了中國(guó)男性的擇偶范圍。但高校擴(kuò)招政策的實(shí)施，大大提高了在校大學(xué)生中女性的占比，男性擇偶范圍得以擴(kuò)大，這可能會(huì)促進(jìn)結(jié)婚率的上升。另一方面，婚姻觀念的轉(zhuǎn)變以及性別比例的失衡，使得中國(guó)夫妻之間的婚齡差發(fā)生了較大變化，“女大男小”的婚配比例明顯增加，并與“男大女小”的比例基本持平（劉爽和梁海艷，2014）。這意味著接受過高等教育的大齡女性的擇偶范圍也得以擴(kuò)大。

第二，高校擴(kuò)招政策降低了尋找滿足以上條件異性的難度。高等教育雖然擠占了原本用于婚姻市場(chǎng)搜尋的時(shí)間（推遲了初婚年齡），但是擴(kuò)招使得大批同齡年輕人口集聚在一起，長(zhǎng)年累月的學(xué)習(xí)與生活使他們有足夠的機(jī)會(huì)和時(shí)間去接觸、認(rèn)識(shí)和了解彼此，這可能會(huì)使其積累一定的人際交往經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而提高其未來進(jìn)入婚姻市場(chǎng)的搜尋效率；與此同時(shí)，擴(kuò)招也加大了中國(guó)的人口流動(dòng)，提高了人們之間的接觸頻率，使得進(jìn)入婚姻市場(chǎng)的搜尋者更容易找到理想的目標(biāo)。

我們知道，擴(kuò)招最大的影響在于擴(kuò)大了受過高等教育人群的比例。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)和本文的分析，在當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景下，增加的這部分人群在婚姻市場(chǎng)中會(huì)受到更多的青睞，人們?yōu)榱颂岣呋橐鰞r(jià)值，會(huì)期望尋找教育水平更高的配偶，因而擴(kuò)招的沖擊不僅僅局限于接受高等教育的群體，還會(huì)對(duì)整個(gè)婚姻市場(chǎng)造成沖擊。當(dāng)然，接受高等教育的人群對(duì)配偶的要求也更高，這將不利于婚姻市場(chǎng)的匹配?？偟膩砜?，高校擴(kuò)招對(duì)于結(jié)婚率的影響并不能確定。

綜合現(xiàn)有研究和上文分析，我們認(rèn)為高校擴(kuò)招確實(shí)是導(dǎo)致中國(guó)初婚年齡普遍上升的因素之一，但初婚年齡的上升未必意味著結(jié)婚率的下降。同時(shí)，擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的影響是雙向的，但僅從理論角度無法探知其綜合影響的正負(fù)。因此，高校擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率產(chǎn)生的凈影響需要通過精確的實(shí)證方法進(jìn)行研究。接下來，我們將利用控制合成法進(jìn)行探究。

四、模型設(shè)置與實(shí)證策略

（一）模型設(shè)置與參數(shù)估計(jì)方法

一般而言，可以利用DID方法（雙重差分法）來測(cè)度擴(kuò)招影響中國(guó)結(jié)婚率的平均效應(yīng)。但是傳統(tǒng)的DID方法需要有合適的控制組才能得到理想的效果。隨著時(shí)代的發(fā)展，人們的婚姻觀在逐漸改變，不同時(shí)期的人們對(duì)于適婚年齡的定義是在不斷變化的。無論是使用不同時(shí)期同一年齡段的人群，或是使用同一時(shí)期不同年齡段的人群作為對(duì)照組，都是將具有不同婚姻觀念的兩組人進(jìn)行比較?？紤]到擴(kuò)招對(duì)不同婚姻觀念的兩組人影響顯然是不同的，而利用DID方法無法解決對(duì)照組和控制組的異質(zhì)性問題，進(jìn)而無法準(zhǔn)確估計(jì)出擴(kuò)招對(duì)結(jié)婚率的影響。此外，傳統(tǒng)的雙重差分模型假設(shè)所有個(gè)體的時(shí)間趨勢(shì)均相同①即平性趨勢(shì)假設(shè)（parallel trend assumption）。，但在實(shí)際操作中很難找到符合這一假設(shè)的對(duì)照組。

為了解決以上問題，本文基于Abadie和Gardeazabal（2003）提出的“合成控制法”（synthetic control method）思想，采用Abadie等（2010）的方法，通過數(shù)據(jù)特征構(gòu)造出一個(gè)反事實(shí)對(duì)照組，從而更加合理地推測(cè)出擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的影響。與傳統(tǒng)的DID方法相比，該方法具有兩大優(yōu)勢(shì)：第一，將“沖擊”發(fā)生前處理組和各對(duì)照組的各預(yù)測(cè)變量進(jìn)行對(duì)比，而后利用最小化預(yù)測(cè)變量差值的方法，將各對(duì)照組賦予不同的權(quán)重，并以此為基礎(chǔ)構(gòu)建出一個(gè)全新的反事實(shí)對(duì)照組。該方法是根據(jù)數(shù)據(jù)來選擇線性組合的最優(yōu)權(quán)重，避免了研究者主觀選擇控制組的隨意性（王賢彬和聶海峰，2010；劉甲炎和范子英，2013）。此外，又由于合成控制法的權(quán)重必須非負(fù)，可以避免使用回歸法時(shí)權(quán)重可能出現(xiàn)負(fù)值的情況，從而避免了過分外推問題（Abadie等，2015）。第二，該方法是一種非參數(shù)估計(jì)方法對(duì)基于雙向固定效應(yīng)模型的雙重差分法進(jìn)行的推廣，放松了過于嚴(yán)格的平行趨勢(shì)假設(shè)，允許互動(dòng)固定效應(yīng)存在，可以體現(xiàn)面對(duì)沖擊的異質(zhì)性反應(yīng)。

具體而言，假設(shè)可以觀測(cè)的樣本為N+1個(gè)地區(qū)，一共T期的面板數(shù)據(jù)，我們記為地區(qū)i在第t期的結(jié)婚率數(shù)據(jù)，其中，T0為擴(kuò)招開始對(duì)婚姻市場(chǎng)產(chǎn)生影響的時(shí)期；第1個(gè)地區(qū)（中國(guó)大陸）為受到擴(kuò)招影響的地區(qū)，其他N地區(qū)為對(duì)照組且未受到擴(kuò)招的影響。我們用表示地區(qū)i在時(shí)期t沒有受到擴(kuò)招沖擊時(shí)的結(jié)婚率，表示地區(qū)i受到擴(kuò)招沖擊以后的結(jié)婚率。由于擴(kuò)招從第T0期開始對(duì)婚姻市場(chǎng)產(chǎn)生影響，因此可將擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的影響效果（處理效應(yīng)）寫為：

如果擴(kuò)招沖擊對(duì)于我國(guó)結(jié)婚率沒有影響，則；有正向影響，則，否則。由于式（1）中已知，未知，估計(jì)擴(kuò)招沖擊對(duì)結(jié)婚率的影響效果就等同于對(duì)進(jìn)行估計(jì)。于是，我們借鑒Abadie等（2010）的思路，假定由以下因子模型所決定：

其中，為時(shí)間固定效應(yīng)（time fixed effects）；為可觀測(cè)變量所組成的階向量；為階未知參數(shù)向量；和為不可觀測(cè)的互動(dòng)固定效應(yīng)（Interactive Fixed Effects），即個(gè)體固定效應(yīng)與 時(shí)間固定效應(yīng)的乘積（Society，2009），與傳統(tǒng)的DID模型相比，的系數(shù)不再是常數(shù)，而是隨著時(shí)間變化而變化，因此取時(shí)間差分并不會(huì)消除個(gè)體固定效應(yīng)，這樣的設(shè)置可得到更有效的估計(jì)（蘇治和胡迪，2015）；為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，期望值為0。

接著，建立一組N×1階權(quán)重向量：

其中，表示地區(qū)i的權(quán)重，給定任意權(quán)重向量，我們將各地區(qū)相應(yīng)的權(quán)重值代入式（2）并相加，可得到：

用減去式（4），并對(duì)等式兩邊同時(shí)求期望值有：

由于式（5）中若能找到合適的權(quán)重矩陣W使得式（5）中和均為0，那么的無偏估計(jì)。雖然我們無法觀察到個(gè)體固定效應(yīng)但Abadie等（2010）發(fā)現(xiàn)，如果能找到權(quán)重矩陣滿足：

就會(huì)有，

于是，為估計(jì)，只需根據(jù)沖擊發(fā)生之前（第1期至T0期）的結(jié)果變量和可以觀測(cè)的預(yù)測(cè)變量，找到合適的權(quán)重矩陣使得式（6）成立即可。Abadie等（2010）證明，在一定的條件下①版面所限條件略，詳見Abadie等（2010）。，當(dāng)沖擊前期數(shù)T0趨向無窮大時(shí)，若能夠使得式（6）成立，則合成控制估計(jì)量的漸近無偏估計(jì)量，進(jìn)而可得到擴(kuò)招沖擊對(duì)于中國(guó)結(jié)婚率的影響，即處理效應(yīng)的漸進(jìn)無偏估計(jì)量：

也就是說，得到的關(guān)鍵在于找到合適的權(quán)重矩陣使得式（6）成立。如果第一個(gè)地區(qū)的特征向量位于其他地區(qū)特征向量組的凸組合之內(nèi)，則存在使得式（6）嚴(yán)格成立。由于現(xiàn)實(shí)中我們很難找到合適的權(quán)重矩陣使得式（6）嚴(yán)格成立，因此Abadie等（2010）建議通過最小化合成控制地區(qū)的預(yù)測(cè)變量與受沖擊地區(qū)之間的“距離”來確定最優(yōu)權(quán)重矩陣其中，“距離”的定義為：

其中，階向量X1為受沖擊地區(qū)的預(yù)測(cè)變量和1到T0期結(jié)果變量的線性組合構(gòu)成的向量。具體而言，我們利用階向量與1到T0期結(jié)果變量組成的向量相乘，可得到線性組合然后利用這樣的向量得 到線性組合，最后將其與預(yù)測(cè)變量合并組成（（）×1）階向量同樣，我們可以得到其他N個(gè)地區(qū)的（（）×1）階向量，這N個(gè)（（）×1）階向量合并得到階矩陣是階對(duì)稱且半正定矩陣（positive semi-definite matrix）。

考慮到任意滿足條件的矩陣雖然都不會(huì)影響估計(jì)值的無偏性，但會(huì)影響估計(jì)值的均方誤差，因此需要確定最優(yōu)的矩陣。矩陣一方面可依據(jù)中變量的重要性進(jìn)行設(shè)定；另一方面可依據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行設(shè)定，即首先通過最小化得到依賴于矩陣的最優(yōu)權(quán)重矩陣，接著通過最小化“均方預(yù)測(cè)誤差”（MSPE）確定最優(yōu)矩陣

其中，為地區(qū)1由第1期到第期結(jié)婚率組成的階列向量，類似地，為地區(qū)第1期到第T0期結(jié)婚率組成的階列向量，為向量組成的階矩陣，

由此可知，在通過數(shù)據(jù)得到最優(yōu)權(quán)重矩陣時(shí)，結(jié)果變量的線性組合和預(yù)測(cè)變量起到了至關(guān)重要的作用①如果所選擇的預(yù)測(cè)變量與結(jié)果變量沒有關(guān)系，那么所得到的矩陣便無法很好地完成“合成”任務(wù)。。因此，本文對(duì)結(jié)果變量的線性組合和預(yù)測(cè)變量做了如下選擇：首先，按照一般慣例，結(jié)果變量的線性組合直接使用沖擊發(fā)生之前結(jié)果變量的均值，本文中為擴(kuò)招對(duì)結(jié)婚率發(fā)生沖擊前結(jié)婚率的均值。其次，確定了以下預(yù)測(cè)變量：（1）女性人口比例。男女比例會(huì)對(duì)婚姻匹配產(chǎn)生直接影響，無論是男多女少，還是女多男少，都會(huì)導(dǎo)致數(shù)量相對(duì)較少的性別成為稀缺資源，從而不利于婚姻匹配，合適的男女人口比例則有利于提高結(jié)婚率，本文使用女性人口占總?cè)丝诒壤齺矶攘磕信丝诒壤＃?）生育率。生育和婚姻密切相關(guān)，一個(gè)地區(qū)人們的生育觀往往和婚姻觀存在著緊密聯(lián)系，但由于難以找到一個(gè)度量地區(qū)婚姻文化的合適變量，因而本文考慮用女性人均生育率來度量當(dāng)?shù)氐纳^，并將其作為度量當(dāng)?shù)鼗橐鲇^念的代理變量。（3）男女失業(yè)比。很多地區(qū)存在男女不平等的現(xiàn)象，會(huì)影響人們的婚姻選擇行為?？紤]到男女就業(yè)差異可在一定程度上體現(xiàn)這種不平等，本文將使用男女失業(yè)比來度量男女不平等程度。（4）適齡人口比重。一個(gè)地區(qū)的年輕人越多，結(jié)婚率自然就越高，為了盡可能減少不同地區(qū)平均結(jié)婚年齡存在較大差異可能帶來的影響，本文使用20–29歲、20–34歲、20–39歲人口占總?cè)丝诒壤齻€(gè)指標(biāo)來度量適齡人口比重。（5）人均受教育程度。人們的婚姻觀念往往會(huì)受教育水平的影響，因此本文使用25歲及以上人口的平均受教育年限來度量②感謝審稿人對(duì)預(yù)測(cè)變量提出的建議，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。。最后，我們選用粗結(jié)婚率作為結(jié)婚率的度量指標(biāo)③由于數(shù)據(jù)限制，我們只能使用粗結(jié)婚率數(shù)據(jù)（即每千人結(jié)婚數(shù)），雖然這一數(shù)據(jù)包含了再婚的數(shù)據(jù)，但考慮到再婚數(shù)據(jù)相對(duì)而言非常小，所產(chǎn)生的影響不大。。此外，為了解決可能的遺漏變量問題，我們還將1993年、1998年和2002年三個(gè)年份的結(jié)婚率納入預(yù)測(cè)變量中，以期獲得更加準(zhǔn)確的估計(jì)效果。

（二）擴(kuò)招沖擊時(shí)間節(jié)點(diǎn)的確定

自1999年起，中國(guó)大規(guī)模增加了普通高校本?？圃盒Ｕ猩藬?shù)，更多的年輕人進(jìn)入了大學(xué)校園。但是，考慮到目前中國(guó)年輕人在大學(xué)期間結(jié)婚的事例非常罕見，在畢業(yè)之前擴(kuò)招可能只是推遲了他們結(jié)婚的年齡，未必降低了他們的結(jié)婚概率，因此將1999年作為擴(kuò)招對(duì)結(jié)婚率沖擊時(shí)間點(diǎn)是不合適的。鑒于第一批受到擴(kuò)招沖擊的?？粕?002年畢業(yè)，而本科生在2003年畢業(yè)，將沖擊時(shí)點(diǎn)定在2002年或者2003年更為合適。又由于到2003年，第一批受到?jīng)_擊的大學(xué)生才可基本全部畢業(yè)，擴(kuò)招沖擊的影響才能開始全部顯現(xiàn)，故本文最終選擇2003年作為擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率產(chǎn)生影響的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)來源及相關(guān)說明

合成控制法需要利用其他未受到?jīng)_擊的地區(qū)擬合出一個(gè)反事實(shí)的未受沖擊的處理組地區(qū)，就本文而言，我們需要用其他國(guó)家擬合出一個(gè)未受沖擊的“合成中國(guó)”。由于各國(guó)的實(shí)際婚戀市場(chǎng)均存在一定差異，且難以被清晰地觀測(cè)出來，所以我們需要盡可能多的對(duì)照組數(shù)據(jù)用來合成處理，以求能夠找到更為精確的矩陣進(jìn)行擬合。出于數(shù)據(jù)可得性的限制，本文選取了以下35個(gè)具有代表性的國(guó)家和地區(qū)，作為用于合成對(duì)照組的樣本：澳大利亞、阿根廷、巴西、白俄羅斯、保加利亞、波多黎各、波蘭、韓國(guó)、丹麥、德國(guó)、俄羅斯、法國(guó)、菲律賓、哈薩克斯坦、荷蘭、加拿大、捷克、立陶宛、盧森堡、羅馬尼亞、美國(guó)、蒙古、墨西哥、挪威、日本、西班牙、土耳其、委內(nèi)瑞拉、烏克蘭、新加坡、新西蘭、意大利、英國(guó)、中國(guó)澳門、中國(guó)香港。此外，我們選取的指標(biāo)均為比例型指標(biāo)，也無須擔(dān)心絕對(duì)面積或人口數(shù)量造成的影響。考慮到時(shí)間跨度的限制，本文選取了1993–2013年為研究的時(shí)間跨度，自1993年到擴(kuò)招沖擊節(jié)點(diǎn)2003年共10年時(shí)間，可以保障我們確定的權(quán)重矩陣合理有效。其中，結(jié)婚率的數(shù)據(jù)主要來源于《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒》（中文）和聯(lián)合國(guó)《人口統(tǒng)計(jì)年鑒》（英文）；女性人口比例、生育率、男女失業(yè)比以及三個(gè)度量適齡人口比重指標(biāo)的數(shù)據(jù)都來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)；人均受教育程度指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國(guó)發(fā)布的人均受教育年限數(shù)據(jù)。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

首先，表1給出了對(duì)照組樣本的權(quán)重賦值表，從中可以看出韓國(guó)和菲律賓的權(quán)重賦值最高。這兩個(gè)國(guó)家都屬于東亞文化圈范圍，婚戀文化與中國(guó)相似，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)也與中國(guó)相似，故權(quán)重最高。

然后，表2給出了擴(kuò)招沖擊發(fā)生之前（1993–2002年），中國(guó)、合成中國(guó)以及對(duì)照組樣本的預(yù)測(cè)變量平均值之間的對(duì)比。由表2可以看出，對(duì)照組的各個(gè)預(yù)測(cè)變量的平均值，特別是1993年、1998年和2002年的結(jié)婚率，與中國(guó)相差較大，并非一個(gè)合適的對(duì)照組，而合成中國(guó)與中國(guó)的各預(yù)測(cè)變量中除了生育率的平均值差距相對(duì)較大，其他的都非常接近。本文認(rèn)為，這主要是由于中國(guó)實(shí)行了計(jì)劃生育政策所致?？傮w來講，合成中國(guó)很好地復(fù)制了中國(guó)婚姻市場(chǎng)的特征，這也意味著本文利用合成控制法得到的結(jié)果是合理有效的。

表1 對(duì)照組樣本權(quán)重賦值表

表2 高校擴(kuò)招前中國(guó)與合成中國(guó)預(yù)測(cè)變量平均值的對(duì)比（1993–2003年）

接下來，具體分析高校擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的影響。首先，我們計(jì)算出了1993–2013年間中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率變動(dòng)趨勢(shì)①此處及后文的詳細(xì)結(jié)果可向作者索取。（見圖5）?？梢钥闯?，在2003年以前，兩者相差不大；而在2003年以后，中國(guó)的結(jié)婚率開始明顯高于合成中國(guó)的結(jié)婚率，且這一差距隨著時(shí)間的推移不斷擴(kuò)大。

圖5 1993–2013年中國(guó)與合成中國(guó)結(jié)婚率變動(dòng)趨勢(shì)圖

為了更直觀地分析這一影響，我們又計(jì)算了中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率之差②其中，2003年以前的差值代表二者結(jié)婚率的差距，其絕對(duì)值越小，說明利用合成控制法得到的合成中國(guó)對(duì)真實(shí)中國(guó)的婚姻市場(chǎng)特征復(fù)制越成功，反之則說明合成控制法不適用；2003年以后的差值則代表擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)結(jié)婚率造成的影響，即為處理效應(yīng)。，并據(jù)此畫出兩者差距的變化趨勢(shì)（見圖6）。不難看出，2003年以前，兩者的差值一直在0附近，表明合成中國(guó)很好地復(fù)制了中國(guó)婚姻市場(chǎng)的特征，合成控制法是合理有效的；2003年以后，兩者每一年的差值始終為正，即處理效應(yīng)為正，表明擴(kuò)招沖擊不僅沒有降低中國(guó)結(jié)婚率，反而促進(jìn)了中國(guó)結(jié)婚率的上升。于是，可以確定擴(kuò)招沖擊對(duì)于中國(guó)結(jié)婚率的影響是正向的。

圖6 1993–2013年中國(guó)與合成中國(guó)結(jié)婚率的差值變動(dòng)趨勢(shì)

此外，由圖6還可以看出，2003年之后（2005年和2011年除外）的每一年，擴(kuò)招沖擊所帶來的正向影響總是比上一年的影響更大。很顯然，擴(kuò)招沖擊對(duì)于中國(guó)結(jié)婚率的影響是非線性的，這種正向影響在不同年份之間存在一定差異，且影響程度隨著時(shí)間的推移不斷擴(kuò)大。這一現(xiàn)象并不難以理解，首先擴(kuò)招并非一步到位，普通高校本?？圃盒Ｕ猩藬?shù)是在1999年以后逐漸增加的；其次，擴(kuò)招之后隨著時(shí)間的推移，社會(huì)中直接受到擴(kuò)招影響的人數(shù)也越來越多，其示范作用也得到更廣泛傳播。此外，這種非線性的影響效果也表明，使用合成控制法比傳統(tǒng)的DID方法更加準(zhǔn)確有效。

（三）高校擴(kuò)招對(duì)不同性別結(jié)婚率的影響

一般認(rèn)為，擴(kuò)招會(huì)使得男女在教育方面的不平等問題得到改善，受過高等教育的人群中男女比例會(huì)隨著擴(kuò)招而不斷接近（Goldin等，2006）。因此，擴(kuò)招對(duì)于兩性結(jié)婚率的影響可能有所不同。于是，我們利用合成控制法分別測(cè)算了擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)男性和女性結(jié)婚率的影響，計(jì)算出中國(guó)與合成中國(guó)在男性和女性結(jié)婚率上的差值，并畫出了相應(yīng)的變化趨勢(shì)圖（見圖7）。

圖7 中國(guó)女性/男性結(jié)婚率與合成中國(guó)女性/男性結(jié)婚率之差

結(jié)果顯示，無論從女性角度還是男性角度，中國(guó)與合成中國(guó)的變化趨勢(shì)基本保持一致，擴(kuò)招沖擊對(duì)女性和男性的結(jié)婚率都存在一個(gè)明顯的正向影響。但是，擴(kuò)招沖擊對(duì)女性結(jié)婚率的正向影響要略大于男性，這一結(jié)論與主流的觀點(diǎn)不同。一般認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)擴(kuò)大教育規(guī)模時(shí)，受教育水平的提高會(huì)導(dǎo)致女性收入提高并使女性經(jīng)濟(jì)更加獨(dú)立，因此會(huì)選擇不婚，進(jìn)而導(dǎo)致女性不婚比例上升乃至整體結(jié)婚率下降。但本文認(rèn)為，女性經(jīng)濟(jì)獨(dú)立不代表會(huì)選擇不婚。根據(jù)理性人假設(shè)，個(gè)人之所以選擇結(jié)婚，是因?yàn)閮蓚€(gè)人組成家庭生活所獲得的效應(yīng)水平比一個(gè)人生活的效應(yīng)水平高。雖然受過高等教育的女性獨(dú)居生活效應(yīng)水平相對(duì)更高，但這并不意味著她無法找到可使其獲得比獨(dú)居更大效應(yīng)水平的婚姻伴侶。事實(shí)上，有研究顯示，婚姻雙方越來越多的呈現(xiàn)出同質(zhì)性特征，即人們?cè)絹碓絻A向于尋找和自己教育背景相似的異性伴侶組成家庭（Sweeney，2002；潘麗群等，2015）。此外，雖然中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)仍存在性別歧視，但是相當(dāng)一部分家庭都屬于夫妻雙方同時(shí)為家庭貢獻(xiàn)收入的雙收入模式①2013年CGSS的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)1980年以后出生的人口所組成的雙收入家庭占63.72%，1950年以后出生的人口所組成的雙收入家庭占56.03%。。這種分工條件下，通常女性的經(jīng)濟(jì)條件越好越有利于其婚姻匹配（Lichter等，1992）。不僅如此，還有一些研究表明嬰兒的健康程度（Currie和Moretti，2003）和教育（Liu和Nordstrom Skans，2010）均與母親的受教育水平正相關(guān)。根據(jù)理性人假說，男性理應(yīng)更愿意將接受過高等教育的女性作為配偶?；谝陨戏治觯覀冋J(rèn)為，在中國(guó)受過高等教育的女性理應(yīng)更加“搶手”，而擴(kuò)招使得受高等教育的女性人口增長(zhǎng)，這無疑會(huì)對(duì)女性結(jié)婚率的提高產(chǎn)生更大的正向影響。

（四）安慰劑檢驗(yàn)

1. 基于地區(qū)的安慰劑檢驗(yàn)

雖然實(shí)證結(jié)果表明擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)結(jié)婚率有正向影響，但上述實(shí)證結(jié)果無法確定這種正向影響是源于擴(kuò)招而非其他因素，且這種正向影響的顯著性也需要進(jìn)一步驗(yàn)證。因此，本文借鑒Abadie等（2010）所提出的“安慰劑檢驗(yàn)”（placebo test）來進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。我們先將對(duì)照組中的國(guó)家或地區(qū)進(jìn)行合成控制分析，即假定其中一個(gè)國(guó)家或地區(qū)像中國(guó)一樣進(jìn)行了高等教育擴(kuò)招，且擴(kuò)招沖擊時(shí)間點(diǎn)同樣是2003年。然后再使用合成控制法，利用對(duì)照組中剩余的樣本構(gòu)造出該樣本的合成控制對(duì)象，并得到該樣本與未實(shí)施擴(kuò)招的合成控制對(duì)象的結(jié)婚率差異，這種差異即為“安慰劑效應(yīng)”。最后，依照以上方法，依次計(jì)算對(duì)照組中每個(gè)國(guó)家的“安慰劑效應(yīng)”。需要指出的是，在進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)時(shí)，如果某個(gè)國(guó)家或地區(qū)在擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生影響之前的均方誤差（MSPE）特別大，則表明合成控制法的效果很差，擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生影響之后的處理效應(yīng)也會(huì)特別大，那么該“安慰劑效應(yīng)”就不可信。

為了避免MSPE過大，本文選取了擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生影響前MSPE在1以內(nèi)的20個(gè)國(guó)家或地區(qū)，并將其安慰劑效應(yīng)與中國(guó)的處理效應(yīng)進(jìn)行比較（見圖8）。結(jié)果顯示，擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的正向影響（處理效應(yīng)）要明顯大于其他20個(gè)國(guó)家或地區(qū)的安慰劑效應(yīng)。如果擴(kuò)招并未對(duì)中國(guó)結(jié)婚率產(chǎn)生正向影響，那么在一共21個(gè)國(guó)家或地區(qū)中，中國(guó)的處理效應(yīng)恰好最大的概率為1/21（≈0.048＜5%），即擴(kuò)招沖擊對(duì)中國(guó)結(jié)婚率并未產(chǎn)生正向影響的概率小于5%。因此，我們可以認(rèn)為這種正向影響在5%的置信水平上顯著。

圖8 中國(guó)與控制組國(guó)家或地區(qū)的真實(shí)結(jié)婚率與合成結(jié)婚率之差的變動(dòng)趨勢(shì)

以上安慰劑檢驗(yàn)只是將處理組的處理效應(yīng)和對(duì)照組的安慰劑效應(yīng)進(jìn)行了比較，證明處理組的處理效應(yīng)比安慰劑效應(yīng)更大。但是，如果在擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生影響前處理組的均方差（MSPEpre）就很大，那么合成控制法就無法很好地預(yù)測(cè)處理組的結(jié)果，變量在擴(kuò)招產(chǎn)生影響后處理組的均方差（MSPEpost）也會(huì)很大。鑒于此，我們利用兩者的比值來控制MSPEpre的影響。如果擴(kuò)招確實(shí)對(duì)中國(guó)結(jié)婚率有較大的正向影響，且其他國(guó)家或地區(qū)的安慰劑效應(yīng)相對(duì)較小，那么MSPEpost與MSPEpre之比值應(yīng)該明顯大于其他國(guó)家或地區(qū)。為此，我們計(jì)算了中國(guó)以及其他20個(gè)國(guó)家或地區(qū)的MSPEpost/MSPEpre值，具體結(jié)果如圖9所示。從圖9可以看出，中國(guó)的MSPEpost大約是MSPEpre的4 600倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他國(guó)家或地區(qū)的MSPEpost/MSPEpre①最大值不超過1500。。同樣，如果擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率沒有產(chǎn)生正向影響，中國(guó)的處理效應(yīng)大于其他國(guó)家或地區(qū)的安慰劑效應(yīng)的概率只有1/21（≈0.048＜5%）。

圖9 處理組與控制組國(guó)家或地區(qū)的MSPEpost/MSPEpre

2. 基于時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)

通過地區(qū)安慰劑檢驗(yàn)可以確定，高校擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率有顯著的正向影響。但是，考慮到擴(kuò)招沖擊時(shí)間節(jié)點(diǎn)選擇的主觀性，我們借鑒Abadie等（2015）基于時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)（in-time placebo test）方法，對(duì)擴(kuò)招沖擊的時(shí)間節(jié)點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，假設(shè)擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生影響的時(shí)間節(jié)點(diǎn)為2000年，而后再次利用控制合成法對(duì)擴(kuò)招產(chǎn)生的影響進(jìn)行估計(jì)（如圖10所示）。結(jié)果顯示，當(dāng)擴(kuò)招沖擊節(jié)點(diǎn)設(shè)為2000年時(shí)，對(duì)比中國(guó)與合成中國(guó)結(jié)婚率的走勢(shì)不難發(fā)現(xiàn)，2003年仍舊是二者之間產(chǎn)生明顯差異的節(jié)點(diǎn)。

圖10 基于時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)

同樣，為了更加直觀地分析以2000年為沖擊點(diǎn)時(shí)高校擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率的影響，我們計(jì)算了該情形下中國(guó)結(jié)婚率與合成中國(guó)結(jié)婚率之間的差值，并據(jù)此畫出了變化趨勢(shì)（見圖11）。從圖11可以看出，以2000年為擴(kuò)招沖擊點(diǎn)時(shí)，2000年至2003年中國(guó)與合成中國(guó)結(jié)婚率的差值不大，而在2003年以后兩者的差值才逐漸顯現(xiàn)。這意味著，假想的2000年為沖擊點(diǎn)是無效的，高校擴(kuò)招真正開始對(duì)結(jié)婚率造成影響的時(shí)間點(diǎn)應(yīng)為2003年。

圖11 中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率差值變動(dòng)趨勢(shì)圖

為了更好地說明這一點(diǎn)，我們計(jì)算出了兩個(gè)不同時(shí)間沖擊點(diǎn)下，歷年的中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率差值，并據(jù)此畫出了走勢(shì)圖（如圖12所示）。通過比較分析可以看出，無論是以2000年還是以2003年為時(shí)間沖擊點(diǎn)，中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率之間差值的具體走勢(shì)基本一致：在2003年以前走勢(shì)較為平穩(wěn)，但是2003年以后開始急劇上升。這再次說明，擴(kuò)招沖擊真正開始影響結(jié)婚率的時(shí)間節(jié)點(diǎn)是2003年。

圖12 不同時(shí)間沖擊點(diǎn)中國(guó)與合成中國(guó)的結(jié)婚率差值走勢(shì)

六、總結(jié)與討論

近年來，隨著“單身潮”、“剩男剩女”、“晚婚晚育”現(xiàn)象的凸顯，高校擴(kuò)招對(duì)中國(guó)婚姻市場(chǎng)的沖擊受到了越來越多的關(guān)注與討論。但是，從中國(guó)粗結(jié)婚率的變動(dòng)趨勢(shì)來看，2002年開始中國(guó)整體結(jié)婚率呈上升趨勢(shì)，且人口年齡結(jié)構(gòu)因素也無法完全解釋這種現(xiàn)象。鑒于2003年是中國(guó)第一批大規(guī)模擴(kuò)招學(xué)生開始步入社會(huì)的時(shí)間，我們推測(cè)中國(guó)結(jié)婚率的上升有可能受到了擴(kuò)招政策的影響。于是，本文利用合成控制法，通過將中國(guó)與選取具有代表性的35個(gè)國(guó)家和地區(qū)構(gòu)造出合成中國(guó)的結(jié)婚率對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)：2003年以前，二者之間相差無幾；而在2003年以后，中國(guó)的結(jié)婚率開始顯著高于合成中國(guó)的結(jié)婚率，且這種差距隨著時(shí)間的推移越來越大。這意味著擴(kuò)招政策對(duì)中國(guó)結(jié)婚率產(chǎn)生了正向影響?？紤]到教育對(duì)不同性別影響的差異性，本文通過合成控制法分別研究了擴(kuò)招對(duì)女性和男性結(jié)婚率的影響，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)招對(duì)女性和男性的結(jié)婚率都具有正向促進(jìn)作用，且對(duì)女性結(jié)婚率的影響要大于男性。我們認(rèn)為，擴(kuò)招以來高等教育女性占比的迅速提升、婚姻市場(chǎng)的同質(zhì)性匹配和女大男小的婚齡差趨勢(shì)以及雙收入的家庭模式等都可解釋擴(kuò)招對(duì)中國(guó)女性結(jié)婚率的正向影響要大于男性的原因。為了排除其他因素以及沖擊點(diǎn)主觀性的影響，我們分別進(jìn)行了兩種安慰劑檢驗(yàn)，第一種通過假設(shè)擴(kuò)招沖擊影響其他地區(qū)，第二種假設(shè)擴(kuò)招沖擊產(chǎn)生的時(shí)間節(jié)點(diǎn)提前，進(jìn)一步驗(yàn)證了擴(kuò)招對(duì)中國(guó)結(jié)婚率有顯著的正向影響。

從人們的慣常認(rèn)知來看，擴(kuò)招帶來的受教育時(shí)間的延長(zhǎng)以及女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升，將會(huì)導(dǎo)致人口平均初婚年齡的推遲，但據(jù)此推斷社會(huì)整體結(jié)婚率下降是不對(duì)的。事實(shí)上，從圖1可以看出，初婚年齡上升和結(jié)婚率提高是可以同時(shí)出現(xiàn)的。本文認(rèn)為，推遲初婚年齡并不意味著不婚，高等教育推遲人們進(jìn)入婚姻時(shí)間的同時(shí)，往往還提升了人們的經(jīng)濟(jì)潛力，提高了他們進(jìn)入婚姻的優(yōu)勢(shì)（於嘉和謝宇，2013）。特別在中國(guó)這種普婚且家庭性別分工不那么明顯的國(guó)家，個(gè)人教育在婚姻匹配中的優(yōu)勢(shì)將更為明顯。也許有人會(huì)質(zhì)疑：當(dāng)前中國(guó)社會(huì)存在著大量的“空巢青年”，有近兩億適齡青年仍然保持單身，這便是婚姻市場(chǎng)整體結(jié)婚率下降的證明。對(duì)此，我們并不否認(rèn)當(dāng)今中國(guó)存在著大量未婚青年男女，但這與結(jié)婚率上升的現(xiàn)象之間也并不存在必然的矛盾。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，結(jié)婚所要面臨的經(jīng)濟(jì)壓力越來越大，年輕人往往一時(shí)無法具備相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)條件；加之，人們婚姻觀的不斷變化，也使得以過往觀念定義的“適婚”青年不再認(rèn)同自身已經(jīng)達(dá)到“適婚年齡”，所以這部分年輕人群推遲婚姻年齡會(huì)引起結(jié)婚率的下降。但與此同時(shí)，比這些人年齡更大一些的人群，他們認(rèn)為自身已達(dá)到了“適婚年齡”，于是便陸續(xù)進(jìn)入婚姻市場(chǎng)，而這部分人的婚姻匹配效率可能非常高，以至于可以彌補(bǔ)之前的年輕人群推遲初婚年齡對(duì)結(jié)婚率所帶來的負(fù)面影響。也就是說，正是由于這部分人群結(jié)婚率的大幅上升，才導(dǎo)致了中國(guó)同時(shí)出現(xiàn)“單身潮”和結(jié)婚率上升的現(xiàn)象①由于數(shù)據(jù)限制，目前我們無法證明擴(kuò)招政策提升中國(guó)結(jié)婚率的具體作用機(jī)制，有待進(jìn)一步的探究。。

當(dāng)然，本文的研究結(jié)論并非否認(rèn)當(dāng)前中國(guó)婚姻市場(chǎng)中存在的晚婚、不婚等現(xiàn)象，以及其可能產(chǎn)生的不利社會(huì)影響，但這些現(xiàn)象產(chǎn)生的原因復(fù)雜，相應(yīng)的解決途徑也需要更具有針對(duì)性的研究。

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