Page 103 - 《社会》2021年第2期

社会·2021·2

时间的影响。 3 对于在调查时点已婚或曾经结过婚的人，我们基于受访
者最近婚姻的结婚时间，以及关于是否是第一次婚姻的问题，排除再婚
人群， 再进一步将样本限制为 1950 年后出生的群体。对于 1950 年后出
生的人，他们的初婚时间几乎横跨住房改革前后的整个时期，这有利于
我们比较不同改革阶段上海户口在调节教 育 对初婚时间影响中的作
用。 基于此，我们在最终的分析样本中保留了未婚和调查时或最近婚姻
为初婚的人，删除相关变量的缺失值后，得到 6 628 个样本，其中，男女
各占一半。 4
本文的分析策略分为三步。 第一步是验证教育程度对女性初婚风
险率的影响，特别是验证在女性教育程度超过男性的今天，高教育程度
的女性结婚难的情况是否有所改善。 第二步，我们看这种现象分别在具
有和不具有上海户口的群体中是否存在差异， 也即上海户口的调节作
用。 市场化改革以来的贫富分化通过住房占有的不平等逐渐体现，上海
户口， 尤其是在上海出生或者早年取得上海户口的群体在婚姻市场上
的优势开始显现， 因为这些人除了享受相应的医疗、 养老等诸多福利
外，还意味着有更大可能原来就拥有住房，这在房价急速攀升的今日尤
为重要。 基于此，我们将探究，上海户口作为潜在的财富标志是否在某
种程度上可以调节教育的影响。 第三步，分析这样的作用从市场化改革
以来，特别是住房制度改革以来是如何变化的。
（二）变量构建
本文将采用事件史分析女性的初婚风险。 作为比较， 我们同时还
将呈现男性的模型结果。 基于之前的 6 628 个分析样本，我们根据受访
者年龄进而将数据重构为人—年的记录格式， 并将风险集定义为个体
达到 15 周岁。 如果个体在 15 岁之后的某一年龄结婚，则退出风险集；
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如果个体到 55 岁仍未结婚，也退出风险集。 这样的数据结构包含了一
个时间轴，即个体从 15 岁开始一直到退出风险集，年龄在其中为随年
而变的时变变量，最长的时间窗口为 15—55 岁。 本文旨在分析初次婚
3. 我们将关注点落在初婚风险上，是因为，一方面，尽管在中国，晚婚比例逐年上升，但
普婚仍旧是主流；另一方面，再婚的选择性较强，影响因素较为复杂，因此，我们不考虑
再婚而研究更具有普遍性的初婚。
4. 由于分析样本缺失值比例不到 1%，分析没有进一步采用多重填补法补充缺失值。
5. 根据 2015 年统计局数据显示，55 岁的人几乎 99%都曾有过婚史， 且 55 岁之后才进
入婚姻且为初婚的人的比例已经非常低，因此我们将年龄限制到 55 岁。

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