Page 125 - 《社会》2014年第5期

社会· ２０１４ · ５

表 ３ ：劳动力迁移对初婚风险率的影响（ 犆狅狓 模型）
变量 模型 １ 模型 ２
婚前有迁移经历（无迁移经历 ＝０ ） ０．６００  （ －１８．１７ ）
目前已返乡（目前未返乡 ＝０ ） １．０８６ （ １．５９ ）
初次迁移时的年龄 ０．９０３  （ －１２．３７ ）
迁移历史时点 １．０００ （ ０．０５ ）
迁移经历次数 ０．９５８  （ －３．７９ ）
跨省迁移（省内迁移 ＝０ ） ０．９６７ （ －０．７１ ）
１４ 岁时父亲外出打工（未外出打工＝０ ） １．１８６  （ ３．１６ ） １．３２８  （ ３．２４ ）
男性（女性 ＝０ ） ０．５５７  （ －２４．７２ ） ０．５６１  （ －１１．８５ ）
农业户籍（非农户籍 ＝０ ） １．３４３  （ ８．４９ ） １．１５７  （ ２．１０ ）
出生组
中期组 ０．９３８ （ －１．８７ ） ０．８８３  （ －２．０１ ）
早期组 ０．７９３  （ －５．３８ ） ０．８９４  （ －２．０５ ）
兄弟姐妹个数 １．０１４  （ ２．０８ ） １．０００ （ －０．０１ ）
教育年限 ０．９７８  （ －６．４０ ） ０．９８２  （ －２．１７ ）
母亲的教育年限 ０．９９０  （ －２．５９ ） ０．９８７ （ －１．７４ ）
１４ 岁时父亲身份
工人 ０．８８５  （ －３．２９ ） ０．９６３ （ －０．５４ ）
干部 ０．８５３  （ －３．６４ ） ０．８４２ （ －１．８８ ）
事件 ９０９７ ２５８４
犔狅 犵 犾犻犽犲犾犻犺狅狅犱 －４０４５４．１５ －９３１１．２７
卡方检验统计量 １６２２．３６ ５９１．２５
注： １．  狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ，  狆 ＜ ０．００１ 。括号中为 犣 值。 ９

２． “出生组”参照组为“新生代组”；“ １４ 岁时父亲身份”参照组为“农民”。
１． 劳动力迁移的发生与初婚风险率
在模型 １ 中可以看到，与婚前无迁移组相比，迁移组进入初婚的风
险率显著降低了 ４０．０％ ，说明劳动力迁移经历抑制了进入婚姻的可能
性，对初婚年龄发挥了推迟效应。这一结论与生存数据统计中反映的
结果一致，也与先前的假设 １犪 相符。而在模型 ２ 中，目前是否返乡并
未对初婚风险率的变化产生显著影响，由此可见，那些返乡者进入婚姻
的可能性与仍然在外的移民相当，也从侧面反映出返乡移民的初婚年
龄较之婚前未迁移的人同样出现推迟。这说明，劳动力迁移经历对初
婚年龄的推迟效应不会因为迁移事件的结束而中断，移民虽然返乡，但
流动过程中接受的文化观念和习得的行为模式将继续影响他们的生
活。所以返乡者的初婚年龄同样会被推迟，假设 １犫 成立。

９． 由于 犛狋犪狋犪１１．０ 中模型输出结果是系数标准误而非风险比的标准误，故此处直接报告 犣 值。

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