姚晓兵，曹和平，刘丽丽 || 干得好真的不如嫁得好吗——基于女性结婚推迟与社会经济地位双重视角的研究
干得好真的不如嫁得好吗
——基于女性结婚推迟与社会经济地位双重视角的研究
姚晓兵1，曹和平2 ，刘丽丽3
（1.云南大学 经济学院，云南 昆明 650500；2.北京大学 经济学院，北京 100871；3.江西财经大学 经济学院，江西 南昌 330013）
[摘 要] 基于2010—2017年中国综合社会调查数据，探究了女性推迟结婚对个人社会经济地位的提升效应。研究发现，相比未推迟结婚女性，推迟结婚的女性显著提高了其收入和职业声望，这主要是由女性推迟结婚引致的生育行为下降和教育正向同质婚配概率提高导致的，但生育行为下降对职业声望的提升效应并未得到验证。异质性分析发现，女性推迟结婚不仅可以弱化阶层固化，还可以提高东部地区女性的收入和中部地区女性的职业声望。进一步讨论初婚年龄与社会经济地位之间的非线性关系发现，初婚年龄与收入和职业声望之间存在倒U关系，最优初婚年龄为25.5至30岁。
[关键词] 女性婚姻推迟；生育行为下降；正向同质婚配；社会经济地位；最优初婚年龄
[基金项目] 国家社会科学基金项目（20CJL029）；云南省教育厅项目（2021Y074）；江西省高校人文社会科学研究项目（JJ21223）
姚晓兵（1991—），女，河北邢台人，云南大学经济学院博士研究生，主要研究方向是婚姻经济学；
曹和平（1957—），男，陕西富平人，北京大学经济学院教授，发展金融博士，主要研究方向是数字经济，本文通讯作者；
刘丽丽（1991—），女，山西运城人，江西财经大学经济学院国际经济系讲师，经济学博士，主要研究方向是市民化与农民工消费。
一、引言
婚姻缔结是个人生命历程中重要的事件，进入新世纪以来，伴随着经济社会的高速发展，无论是发达国家还是发展中国家，婚姻推迟已是一种普遍趋势（Manning，1995；Raymo，2003；张翼，2008）[1-3]。据国家统计局数据显示，从1990年至2017年，我国育龄妇女平均初婚年龄推迟4岁多，从21.4岁提高到25.7岁，并有继续走高的趋势。适婚女性推迟结婚的主要原因可能在于：一是女性为了避免过早承担婚后家庭分工（家务劳动和生育）带来的负担和对经济独立的渴望（Becker G S，1973；Blossfeld and Huinink，1991；聂霞等，2020）[4-6]，二是女性受教育水平的提高（王鹏、吴愈晓，2013；朱州、赵国昌，2019）[7，8]。
女性推迟结婚的背后是工作与婚姻的权衡，也是是否结婚、何时结婚的一种婚姻决策。从已有研究来看，结婚年龄推迟不仅会导致结婚率和生育率下降（阳义南，2020）[9]，还会提高个体与“不匹配对象”（poorer matching）结婚的概率（李建新、王小龙，2014）[10]，但是高学历女性的夫妻教育年限差随着初婚年龄的上升而变大，说明高学历女性推迟结婚未必嫁的不好（范文婷等，2018）[11]。从晚婚对婚后生活质量的影响来看，有学者发现尽管初婚夫妇比再婚夫妇的婚姻满意度更高（申顺芬、林明鲜，2013）[12]，但是进入婚姻的年龄越大幸福感越低（李蔓莉，2018）[13]，离婚风险也越高（张冲、李想，2020）[14]，并且预测未来我国女性普婚的传统将会被打破（封婷，2019）[15]。那么女性选择晚婚甚至不婚会给个人的发展带来怎么样的影响？虽然也有研究（程怡璇和何晓波，2017）[16]表明推迟结婚会改善女性就业，但是整体而言，目前关于女性婚姻推迟对其社会经济地位的影响研究仍然较少。
事实上，推迟结婚不光是情感上的选择还是对个人发展的考虑，女性通过推迟结婚可以获得更多的时间来积累人力资本和社会资本，以求获得社会经济地位的提升，这也是女性从行动上对“干得好”的认可。从现有研究来看，学界关于“干得好”还是“嫁得好”尚未得到一致说法，并且分析的视角较少，大多是将“干得好不如嫁得好”的认同感作为因变量来研究，这样做主观性较强且不能用自变量来探究“干得好”和“嫁得好”带来的结果（杨菊华等，2017） [17]。因此，本文将女性推迟结婚和正常年龄结婚两种婚姻决策行为分别视为“干得好”和“嫁得好”的表现，并作为自变量来探究其带来的“好”的结果。本文尝试回答以下问题：第一，女性推迟结婚会提升个人的社会经济地位吗？也就是说，女性推迟结婚带来的社会经济地位提升是否能够反驳人们对“干得好不如嫁得好”的传统认知？第二，女性推迟结婚对个人社会经济地位提升效应的机制是什么？第三，由于初婚年龄没有上限，因此是否存在最优的结婚年龄？
本文的创新在于：第一，从是否结婚、何时结婚视角切入，不仅将大龄已婚计入推迟结婚的样本还将大龄未婚算入婚姻推迟样本，进一步细化了女性推迟结婚群体的样本范围，避免了大龄未婚群体成为遗漏样本；第二，将推迟结婚的女性视为“干得好”的体现，通过对比正常年龄结婚女性和推迟结婚女性的收入和职业声望来量化女性推迟结婚带来的社会经济地位的提升效应，解决了不能用“干得好”作为自变量来量化“干得好”带来“好”的结果的问题；第三，由于结婚年龄没有上限，因此本文探究了初婚年龄与个人社会经济地位之间的非线性关系，并在数据可得的情况下提供了最优初婚年龄区间。
二、文献综述
（一）“干得好”和“嫁得好”的研究现状
工作和婚姻是人生的立足之本，是自我价值的实现方式。“干得好不如嫁得好”体现了多元化的婚恋观念，目前学界关于“干得好”和“嫁得好”的讨论分为三种。一是对这种观念变迁的分析。许琪（2016）[18]的研究表明，从2000年到2010年间中国人的性别观念出现了明显的向传统回归的趋势，也就是说，中国人更认同“干得好不如嫁得好”的婚姻观念，并且年轻世代、女性、居住在农村以及教育水平高的群体其性别观念向传统回归的速度较快。杨菊华和杜声红（2017）[17]对这一现象的解释是在改革开放初期，随着改革的深化和社会的开放，女性虽然获得了更多的工作机会和婚姻自由的权利，但是在“性别式分割”的劳动力市场上面临与日俱增的就业压力，使得女性“干得好”的概率大大低于男性，同时“嫁得好”成为一种无奈的“理性”选择，从而诱发了传统性别观念的回潮。然而随着近年来经济的高速发展和社会变迁，李姚军和王杰（2021）[19]使用2010—2015年CGSS数据研究发现，女性的性别观念并未进一步向传统回归，而是呈现了一定程度的向现代化转变的趋势，即女性对“干得好比嫁得好要好”的认同感增强。二是对“干得好”和“嫁得好”的指标构建进行了梳理。杨菊华和杜声红（2017）[17]认为“干得好”是指拥有社会认可的经济社会地位（如职业地位较高、收入水平较高、社会保障较好），而“嫁得好”有两层含义，即物质层面夫家经济背景和家庭条件好、精神层面拥有平等的两性关系。三是对“好”进行了实证检验。有学者分析“干得好”与“嫁得好”对女性幸福感的作用，发现丈夫的社会经济地位比妻子自身的社会经济地位更能提升幸福感，并且对于处于劣势地位的女性而言更为明显（Chen，2018）[20]。赵文哲等（2019）[21]研究房价变动对婚姻观念的影响发现，房价涨幅越高，居民对“干得好不如嫁得好”的认同感越高。
（二）女性推迟结婚会通过抑制婚姻专业化分工对社会经济地位产生影响
研究婚姻与工作关系的理论基础来自贝克尔（Becker，1973）[4]的婚姻专业化分工理论（a theory of marriage based on specialization），他认为结婚以后女性将专注于家庭生产，男性专注于劳动力市场活动。一方面，已婚男性专注于劳动力市场活动会积累更多的劳动力市场经验和技能，并获得更高的工资；另一方面，结婚以后会中断女性劳动力市场技能的积累或者减少工作技能的投资，从而导致女性工资减少。因此，女性推迟结婚会增加女性在劳动力市场活动的时间，从而有利于提升其社会经济地位。基于以上分析，本文提出了假设1。
假设1：相比正常年龄结婚的女性，女性推迟结婚会提高其社会经济地位，也就是说“干得好要比嫁得好要好”。
在贝克尔的婚姻专业化分工理论的基础上，Lundberg 和 Rose（2002）[22]提出了扩展的贝克尔模型，他们认为生育会通过婚姻专业化理论和家庭强度效应两个路径影响个人的职业发展。一是由于生育会对女性职业发展产生惩罚效应，并且结婚发生在生育之前，因此推迟结婚可能会导致生育行为的下降，从而会缓解对职业发展的负向影响（肖洁，2020）[23]。二是生育导致父母双方在育儿方面的时间增加，因此家庭强度效应对劳动力市场产生负面影响，就女性而言生育的惩罚效应和家庭强度对个人职业发展的影响均为负。有研究显示，自2006年以来中国女性婚姻推迟拉低了总和生育率，且强度在不断增大（李月、张许颖，2021）[24]，女性推迟结婚除了对生育行为产生负向影响，还会降低女性的生育意愿（王一帆、罗淳，2021）[25]。据此，本文提出了假设2。
假设2：女性推迟结婚会缓解生育惩罚效应，从而会对女性收入和职业发展产生积极影响。
（三）女性推迟结婚会通过教育正向婚配对社会经济地位产生影响
尽管女性推迟结婚提高了个人在劳动力市场活动的时间，但也面临婚姻匹配质量带来的考验（李建新、王小龙，2014）[10]。由于初婚年龄与婚姻匹配的质量密切相关，并且婚姻匹配是夫妻双方资源重新组合的加工厂，在提升社会地位和经济福利方面起着重要作用。关于婚姻匹配的类型，即“哪种属性社会群体与哪种社会群体结婚的对应关系”，可分为同质婚（Homogamy）/同类婚/内婚（Endogamy）和异质婚（heterogamy）/跨越婚（Intermarriage）/外婚（Schwartz C R，2013；Kalmijn M，1998）[26，27]。同质婚是指夫妻双方在各种人口和社会经济特征上相同或相似的婚配类型，如教育同质婚、家庭背景同质婚等；异质婚则指夫妻双方在各种人口和社会经济特征上的差异比较明显，带有交换色彩的婚姻，如收入与美貌的交换、地位与教育的交换等（马磊，2017）[28]。关于婚姻匹配的模式，可分为自致型婚姻匹配和先赋型婚姻匹配两种，其中以年龄匹配、教育匹配和收入匹配为代表的自致型婚姻匹配模式成为新时代夫妻双方重要的择偶条件，而以家庭背景为代表的先赋型婚配观念逐渐趋于弱化（段朱清、靳小怡，2020；文强、杨小军，2020） [29，30]。关于婚姻匹配的方向，可分为女性“向下婚配”、“门当户对”和女性“向上婚配”三种，由于女性天然要为养育孩子投入时间，这种生物学意义上的不对称产生了婚姻匹配倾向的不对称，因此便产生了女性更愿意选择“向上婚配”，而男性不愿意“向上婚配”的客观事实（沈新凤，2011）[31]。
然而，同质婚配在我国比较盛行，贝克尔最先通过构建家庭产出函数对这一现象做出了解释，由于相似特征的男女匹配在一起能最大化家庭产出，因此同质婚占据主导地位，且这种趋势因择偶双方追逐同质婚姻带来的潜在经济收益而被固化。但是，在中国的婚姻匹配市场上发现，伴随着同质婚配总体数量的激增，其内部出现了正向同质婚和负向同质婚的现象（孙悦，2021）[32]。那么不愿意“向下婚配”的女性，在同质婚择偶标准的驱动下，存在正向同质婚配的可能性更大。同时，随着我国高校扩招政策的实施，我国受教育程度的性别差距在缩小，女性在高等教育群体中开始占主导地位，那么因接受高等教育而推迟结婚的女性，在正向同质婚配的作用下，更可能与自己教育水平相当的男性结婚，也就是说，从教育正向同质婚配角度来看，接受高等教育的女性推迟结婚会促进教育正向同质婚配概率的提升，进而在丈夫教育外部性的作用下会促进个人社会经济地位的提升。据此，本文提出了假设3。
假设3：相比适婚年龄结婚的女性，因接受高等教育而推迟结婚的女性会提高教育正向同质婚配的概率，从而有利于个人社会经济地位的提升。
三、研究设计与统计性描述
（一）数据来源
本文使用CGSS2010、2012、2013、2015和2017年的调查数据，该数据覆盖了31个省、市、自治区，系统全面地收集了社会、社区、家庭、个人层面的数据。该调查详细记录了18岁以上受访者的社会人口属性、家庭情况，同时也对受访者的职业、婚姻史以及婚姻观念进行了追踪调查，为本研究提供了有力的数据支持。
本文主要关注女性群体推迟结婚对个人社会经济地位的影响，由于我国《婚姻法》规定女性最低结婚年龄为20岁，法定退休年龄为50岁，鉴于结婚和工作事件贯穿于20至50岁的女性，因此具体数据处理过程如下：第一，合并2010、2012、2013、2015和2017年5年数据；第二，保留20至50岁女性样本；第三，由于《婚姻法》规定女性24岁及以上未婚或结婚的为晚婚，因此，本文将初婚年龄为24岁及以上女性和24岁及以上未婚女性作为推迟结婚群体，并视为是“干得好”的表现，将20至23岁结婚的群体作为适婚年龄结婚群体，视为“嫁得好”的表现，删除了20至23岁的未婚样本；第四，删除核心变量和控制变量缺失值后，最终得到有效样本13 962个。
（二）变量说明与统计性描述
1.被解释变量的选取。被解释变量为个人的社会经济地位，其中将职业地位作为社会地位的代理变量，将个人年收入作为经济地位的代理变量。目前代表职业地位的指标有两个，即标准国际职业声望量表（Treiman’s Standard International Occupational Prestige Scale，Treiman’s SIOPS）和国际标准职业社会经济指数（International Socio-Economic Index of Occupational Status，ISEI）。这两个指标是以国际劳工组织（International Labor Organization，ILO）发布的国际标准职业分类代码（ISCO-88）为标准，采用从最不发达到最发达的16个国家的31套数据得到的。这套指标不仅具有国际代表性，而且解决了国别差异问题（Duncan，1961；Ganzeboom、Graaf and Treiman，1992）[33，34]，分别测量了职业社会地位的声望维度和社会经济维度。其中，Treiman’s SIOPS是Treiman（1977）[35]整合60个国家的职业声望量表编制而成，主要依据不同国家的职业声望量表而来，该数值表示不同职业类别在社会上所代表的声望高低。ISEI则是Ganzeboom等人（1992）[34]对邓肯社会经济地位指数（Duncans’ SEI，1961）[33]的改进，基于职业的平均受教育水平和收入计算得到。ISEI和Treiman’s SIOPS都是连续性指标，其数值的大小反映了职业间相对地位的不同。
为了更加直观地量化出女性推迟结婚带来的个人社会经济地位的变化，将年收入对数（lninc）作为衡量个人经济地位的代理变量，将个人的职业声望指数（siops）作为衡量个人社会地位的代理变量，将国际标准职业社会经济指数（isei）作为siops的替代变量用于稳健性分析。表1是本文研究所用变量的描述性统计结果，分别统计了全样本所有变量的均值和是否推迟结婚时所有变量的均值，可见，推迟结婚群体比未推迟结婚群体的均值都要高。
2.核心解释变量的选取。本文的核心解释变量为是否推迟结婚的虚拟变量。推迟结婚既包括晚婚群体也包括大龄未婚群体，我国《婚姻法》规定男性年满22周岁、女性年满20周岁方可结婚，迟于法定结婚年龄3年及以上结婚者（女23周岁、男25周岁）即为晚婚。因此，本文将初婚年龄大于等于24岁的女性和24岁及以上未婚的女性记为latemarry=1，将初婚年龄为20至23岁的女性记为latemarry=0。从表1的统计性描述中可见，推迟结婚的女性占44%，将近一半，说明我国女性推迟结婚的现象十分明显。
3.控制变量选取。考虑到个人社会经济地位还受到除了推迟结婚之外其他因素的影响，我们还在模型中控制了可能影响女性社会经济地位的个体特征、家庭特征、出生队列、调查地区、调查年份等因素。个体特征包括：受教育年限（eduyear），未上学=0，小学=6，初中=9，高中、中专和技校=12，专科=15，本科=16；研究生及以上=19；工作经验（exp），当受访者完成九年义务教育时用年龄减去7加上受教育年限，当受访者未完成九年义务教育时用年龄减去16；民族类型（minzu），少数民族的赋值为1，汉族为0；宗教信仰（zj），有宗教信仰的赋值为1，没有为0；健康状况（health），由受访者自评健康的5级量表来衡量，不健康=1，比较不健康=2，一般=3，比较健康=4，很健康=5；户口（hukou），城镇户口=1（包括蓝印户口、居民户口和军籍），否则为0。家庭特征包括：父亲受教育（edu_f）程度，小学及以下=1，初中=2，高中、中专和技校=3，专科=4，本科=5，研究生及以上=6；家中房子的数量（housenum），使用问卷中提到的“您家现拥有几处房产”来测量；自评家庭经济地位（jtjj_zp），使用问卷中提到的“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档”来测量，远低于平均水平=1，低于平均水平=2，平均水平=3，高于平均水平=4，远高于平均水平=5。出生队列（cohort）虚拟变量为：是否为1960—1969年出生的，是否为1970—1979年出生的，是否为1980—1989年出生的以及是否为1990—1999年出生的。生成地区（diqu）虚拟变量包括：是否为东部（east）地区，是否为中部（middle）地区和是否为西部（west）地区。①此外，由于本文使用的是混合截面数据，因此还生成了受访年份虚拟变量（cyear）。受访年份虚拟变量包括：调查年份是否为2010年，调查年份是否为2012年，调查年份是否为2013年，调查年份是否为2015年，调查年份是否为2017年。
四、实证分析
（一）模型设定
由于被解释变量年收入的对数和职业声望指数属于连续型变量，所以本文构建了多元线性回归模型。本文使用的是混合截面数据，因此模型设定为：
其中，i表示不同的个体，t=2010、2012、2013、2015、2017，yit为在相应采访年份个体i的年收入对数和职业声望指数，latemarryit代表在相应采访年份个体i是否推迟结婚，PXit表示在相应采访年份个体i的个体特征变量，FXit表示在相应采访年份个体i的家庭特征变量，Corhotit表示在相应采访年份个体i的出生队列，diquit表示在相应采访年份个体i所在地区，Cyeart表示采访年份，uit表示随机误差项。
（二）基准回归
首先对模型（1）进行基准回归，由于因变量是连续变量，所以我们选择OLS模型进行分析。表2是基准回归的结果，列（1）至列（3）分别是不加控制变量、加入个体特征变量和加入所有控制变量时婚姻推迟对收入的回归结果，结果发现，女性推迟结婚会显著提高个人年收入。列（4）至列（6）分别是不加控制变量、加入个体特征变量和加入所有控制变量时女性婚姻推迟对个人职业声望的回归结果，结果发现，女性推迟结婚会显著提升个人的职业声望。综上可初步判断，相比未推迟结婚的女性，女性推迟结婚会显著提高个人的社会经济地位，这从侧面反驳了“干得好不如嫁得好”的传统观念，验证了本文提出的假设1。
从个体特征和家庭特征来看，受教育年限、工作经验、健康、城市户口和家庭自评经济状况会显著提高个人的收入。从出生队列来看，相比60后，70后对收入的影响是上升的，而80、90后对收入的影响不显著，这可能是由70后女性工作经验更加丰富所致。此外，地区也会显著影响收入，相比东部地区，生活在西部和中部地区会减少收入。同样，在控制了个体特征后，个人的受教育年限、工作经验、少数民族会显著提升个人的职业声望，但是个体特征中的健康、城市户口对个人职业声望的影响是负的。从家庭特征来看，家庭特征对个人职业声望的影响非常显著。从出生队列来看，相比60后，70后、80后、90后的职业声望是上升的，这表明现阶段的工作大环境是有利于年轻人发展的。调查地区影响显示，相比东部地区，中部和西部地区有利于职业声望的提升，这主要是由于地区发展不平衡所致，相比东部激烈的人才竞争压力，西部和中部地区的人才竞争压力没有那么大，相同的情况下在西部和中部地区更有利于女性的职业晋升。
（三）稳健性分析
1.替换变量和样本。本文稳健性检验的第一种策略是替换被解释变量、解释变量以及改变样本量。首先，将代表个体社会经济地位的年收入（lninc）和职业声望指数（siops）替换为女性年收入与家庭年收入的比值（inc/finc）和职业社会经济指数（isei），表3列（1）、列（2）汇报了替换被解释变量的回归结果，可以看出，女性推迟结婚会显著提高女性的家庭收入占比和职业社会经济地位，这与基准回归结果一致，进一步说明了女性推迟结婚使得“干得好比嫁得好要好”。
其次，由于本文将女性推迟结婚视为“干得好”的一种表现，为了进一步验证“干得好”会带来个人社会经济地位的提升，文章根据问卷中“您同不同意干得好不如嫁得好”的回答重新定义“干得好”，1表示非常不同意，5表示非常同意，将非常不同意和不同意合并作为“干得好”的主观评价（gdh_zg），赋值为1，其他为0，再次对年收入对数和职业声望指数进行回归。表3列（3）和列（4）汇报了替换解释变量的回归结果，可以看出，相比认同嫁得好的女性，认同干得好的女性推迟结婚会显著提高其收入和职业声望，从而再次验证了“干得好比嫁得好要好”。
最后，由于本文使用的CGSS数据中关于职业的变量存在较多的缺失值，且不易插补，因此在选取样本时只对核心解释变量和控制变量做了删除缺失值处理。为了检验结果的稳健性，表3列（5）、列（6）是同时删除了被解释变量、核心解释变量和控制变量缺失值后的回归结果，结果发现，系数大小和显著性基本与基准回归一致，因此认为基准回归的结果比较稳健。
2.内生性处理。稳健性检验的第二种策略是使用工具变量法解决内生性问题。女性推迟结婚带来的社会经济地位提升效应可能因遗漏变量和反向因果而存在内生性问题。一方面，由于女性社会经济地位的提升是多因素共同作用的结果，对于模型中未控制的一些无法量化的变量，如个人能力等，会因遗漏重要解释变量产生内生性问题；另一方面，虽然女性推迟结婚会提升个人的社会经济地位，但个人经济社会地位的提升也会推迟人们步入婚姻的时间。
为克服潜在的内生性问题造成的估计结果偏差，文章采用历年《中国统计年鉴》1949—2018年的性别比（rsex）数据作为收入和职业声望的工具变量。从相关性角度看，性别比的攀升会使得婚姻市场出现匹配失衡现象（郭婷，2016）[36]，主要体现在男性未婚的概率增大，因此可以预测，性别比的提高会降低女性推迟结婚的概率，满足相关性假设。从外生性角度看，性别比是一个历史数据且具有随机性，不会对个人的社会经济地位产生直接的影响，满足外生性假设。
表4汇报了工具变量回归结果，列（1）、列（2）对应个人年收入的两阶段最小二乘估计结果，列（3）、列（4）对应个人职业声望指数的两阶段最小二乘估计结果。第一阶段回归结果都表明，性别比攀升会降低女性推迟结婚的概率，符合预期，且F值大于10说明不存在弱工具变量问题。第二阶段回归结果显示，女性推迟结婚会显著提高个人收入和职业声望。此外，工具变量回归结果的系数方向和显著性与基准回归一致，并且系数比基准回归系数要大，这表明在控制女性推迟结婚的内生性问题后，女性推迟结婚对其社会经济地位的提升效应是很大的。
3.倾向值匹配。为确保本文结论的可信度，检验稳健性的第三种策略是采用倾向值匹配（PSM）方法进行反事实因果推断。具体做法如下：第一步，按照是否推迟结婚将女性分为两组以构造匹配样本，将推迟结婚的女性定义为实验组，将没有推迟结婚的女性定义为控制组；第二步，以受教育年限、工作经验、民族、宗教、健康、户口、父亲受教育程度、家庭房产数、家庭自评经济状况、出生队列、地区和受访年份作为协变量进行匹配，利用Logit模型估计推迟结婚的概率，并把回归预测值作为倾向得分；第三步，采用一对三近邻匹配、半径匹配和核匹配再次进行回归。表5是在三种匹配类型下得出的实验组平均处理效应（ATT）、控制组平均处理效应（ATC）和总体平均因果效应（ATE），回归结果发现，女性推迟结婚对其收入和职业声望的实验组平均处理效应（ATT）、总体因果效应（ATE）至少在5%的统计水平上显著为正，从而进一步证实了女性推迟结婚对其社会经济地位的促进作用。也就是说，通过使用倾向得分匹配方法缓解了模型错误设定产生的内生性问题后，女性推迟结婚对收入和职业声望的正向因果效应依然成立。
（四）理论机制检验
关于女性推迟结婚对个人社会经济地位提升的影响机制，前文理论分析表明：第一，女性推迟结婚会减少生育孩子的数量，进而减少了生育、养育孩子的时间和金钱成本，增加了更多的时间用于积累人力资本和社会资本，从而提升个人的社会经济地位；第二，接受高等教育的女性推迟结婚增加了与自己教育水平相当的男性结婚的可能性，也就是说，从教育的婚姻匹配角度来看，接受高等教育的女性推迟结婚在同质婚配的条件下会提高其与高等教育男性结婚的概率，即教育正向同质婚的婚配模式增加，进而在教育外部性的作用下会促进个人社会经济地位的提升。本文将对上述影响机制进行中介效应检验。
表6列（1）至列（6）是对两个机制的中介效应检验，其中，生育孩子的数量（kidnum）来自问卷中提到的“请问您有几个子女（包括继子继女、养子养女在内，包括已去世子女）”，教育正向同质婚（edumatch）的定义中，丈夫的教育水平大于等于妻子的教育水平，并且夫妻双方的受教育程度都为专科及以上学历的赋值为1，否则为0。表6列（1）、列（2）是表2基准回归的结果。列（3）的回归结果发现，女性推迟结婚会显著降低生育孩子的数量。列（4）的回归结果显示，女性推迟结婚会显著提高教育同质婚配的概率。列（5）是在基准回归的基础上加入中介变量后对收入的回归结果，结果表明，女性推迟结婚对收入的影响变得不显著并且系数比基准回归系数小，表明存在完全中介效应。从中介变量的回归系数来看，生育孩子的数量与收入呈显著负向关系，教育正向婚姻匹配与收入呈显著正向关系，说明女性推迟结婚可以通过弱化生育惩罚效应和提高教育正向同质婚配概率提高收入，从而部分验证了假设2和假设3。列（6）是在基准回归的基础上加入了中介变量后对职业声望的回归结果，结果发现，生育孩子数量和教育正向婚姻匹配对职业声望指数的影响显著为正，说明女性推迟结婚不会通过弱化生育惩罚效应影响职业声望的提升，但是女性推迟结婚可以通过提高教育正向同质婚配概率提高职业声望。中介效应回归结果与理论假设基本相符，但生育惩罚效应对职业声望的提升效应并未得到验证。
（五）异质性分析
1.不同家庭阶层女性推迟结婚对个人社会经济地位的影响。为了进一步考察不同家庭背景条件下，女性推迟结婚对个人社会经济地位的影响，依据问卷中对于“14岁时您家的家庭阶层”的回答来划分家庭基层，1最低分，10最高分。将1到4合并为中等偏下阶层，5和6合并为中等家庭阶层，7到10合并为中等偏上阶层，分组讨论女性推迟结婚对社会经济地位影响的差异性。表7 Panel A汇报了受访者14岁时家庭背景的OLS分组回归结果，发现处于中等偏下家庭阶层的女性推迟结婚会显著提高其收入和职业声望，这表明中等偏下家庭背景的女性可以通过推迟结婚打破父代阶层固化。同时还发现，中等偏上家庭背景的女性推迟结婚会显著提高其职业声望，但其他阶层女性推迟结婚对社会经济地位的影响不显著。为了证明这一结果的可靠性，Panel B使用工具变量进行回归，结果与Panel A一致。
2.不同地区女性推迟结婚对个人社会经济地位的影响。考虑到我国地区发展不平衡的现状，本文对地区进行分组回归，探究居住在不同地区的女性推迟结婚对其社会经济地位的影响。表8 Panel A OLS 回归结果显示，东部地区的女性推迟结婚有助于提高其收入和职业声望，并且其女性推迟结婚带来的社会经济地位的提升效应最大，中部、西部地区女性推迟结婚带来的社会经济地位提升效应逐次降低，但其他地区的女性推迟结婚对收入的影响并不显著。进一步使用工具变量（如Panel B所示）分析发现，东部地区的女性推迟结婚会显著提高其收入，而中部地区的女性推迟结婚有助于提升其职业声望。由于工具变量回归结果与OLS回归结果差异明显，鉴于工具变量回归结果得出的结论更可靠，故对地区差异的分析采用工具变量的回归结果。工具变量回归结果一方面说明，生活在经济比较发达、生活成本比较高的东部地区的女性可能会面临更大的生活压力，不得不选择推迟结婚来谋求收入的提高；另一方面说明，相比东部地区，中部地区的职场竞争不是很激烈，并且职业晋升空间比东部地区大，因此，中部地区的女性推迟结婚会带来更多的职业晋升机会，进而有助于其职业地位的提升。
五、进一步分析
上述主要研究了女性是否推迟结婚对个人社会经济地位的影响，样本中大龄未婚和大龄已婚群体归为推迟结婚群体，为了得到最优结婚年龄，给因职业发展而推迟结婚的大龄未婚女性提供参考，本部分将进一步研究何时结婚会得到最高的社会经济地位。
考虑到初婚年龄没有上限，表9是关于女性初婚年龄对个人社会经济地位的非线性回归结果，结果显示，初婚年龄对收入和职业社会经济地位指数的影响是显著的，但女性初婚年龄对职业声望的影响不显著。这说明，初婚年龄与年收入和职业社会经济地位之间存在倒U关系，即初婚年龄与个人社会经济地位的关系并不是线性的，而是存在最优的结婚年龄。根据表9的回归系数画出了初婚年龄与个人社会经济地位的回归系数关系图，如图1所示，发现女性初婚年龄为25.5岁时年收入达到最大，女性初婚年龄为30岁时个人职业社会经济地位到达最大。因此可以推断，女性的最优初婚年龄为25.5岁到30岁。
六、结论与启示
（一）研究结论
本文使用中国社会追踪调查2010、2012、2013、2015和2017年数据，将女性推迟结婚视为“干得好”的表现，探究了女性推迟结婚对个人社会经济地位的提升效应，并从生育惩罚效应和婚姻匹配效应进行了机制分析，最后鉴于初婚年龄没有上限，进一步讨论了最优结婚年龄。
第一，相比未推迟结婚女性，女性推迟结婚有助于提高个人的收入和职业声望，从婚姻决策角度反驳了“干得好不如嫁得好”的传统观念，也说明了女性推迟结婚有助于促进性别平等。经过替换变量、改变样本量、使用历年性别比数据作为工具变量、解决内生性问题以及使用倾向值匹配方法（PSM）进行反事实因果推断后，回归结果依然稳健。
第二，从生育孩子数量和教育的婚姻匹配进行机制分析发现，女性推迟结婚不仅会减少生育孩子的数量还会增加教育正向同质婚配的概率。一方面，女性推迟结婚会弱化生育惩罚效应，增加女性在劳动力市场人力资本和社会资本的积累，从而提升了个人的社会经济地位；另一方面，从婚姻匹配角度分析，接受高等教育是女性推迟结婚的主要原因，加之我国婚姻市场正向同质婚配盛行，因接受高等教育而推迟结婚的女性在婚姻市场择偶时，出于对教育正向同质婚配的考虑，会增加至少与自身教育水平相当的配偶相结合的概率，即增加了教育正向同质婚配的概率。因此，从教育的婚姻匹配角度来看，接受高等教育的女性推迟结婚会通过教育正向同质婚配提高个人的社会经济地位。中介效应回归结果与理论假设基本相符，但生育惩罚效应对职业声望的提升效应并未得到验证。
第三，以受访者14岁时的家庭阶层和现在居住地区进行异质性分析发现，14岁时家庭阶层处于中等偏下的女性推迟结婚会显著提高个人的社会经济地位，说明女性推迟结婚可以打破阶层固化，家庭背景较低的女性可以通过后天努力（如晚婚）跨越父代阶层障碍，削弱阶层固化。同时，由于我国地区发展不平衡，生活在不同地区的女性会面临不同的职业发展机会和不同的生活压力，因此女性推迟结婚带来个人社会经济地位提升效应存在差异。分东、中、西部地区进行分组回归发现，东部地区的女性推迟结婚会显著提高其收入，而中部地区的女性推迟结婚有助于提升其职业声望。这一方面说明，生活在经济比较发达、生活成本比较高的东部地区，女性可能会因为面临更多的工作晋升机会和生活压力而不得不选择推迟结婚来谋求收入的提高；另一方面说明，中部地区的职场竞争没有东部地区激烈，并且职业晋升空间比东部地区大，因此，推迟结婚的女性在中部地区发展会带来更多的职业晋升机会，而在东部地区发展会获得更多的收入。
第四，考虑到初婚年龄没有上限，为了避免女性因一味地推迟结婚而不能享受婚姻带来的收益，本文进一步探究了初婚年龄对个人社会经济地位的非线性影响，发现女性初婚年龄与收入和职业社会经济地位指数之间存在倒U型关系。经过对非线性回归结果的核算，最终得到的最优初婚年龄区间为25.5～30岁。
（二）理论启示与政策建议
通过分析我们应认识到在生育率下降和人口老龄化背景下女性推迟结婚问题的严重性，在此提出两条政策建议。第一，晚婚在弱化生育惩罚效应的同时也在降低人口出生率，因此相关部门在保障女性职业发展的条件下更应关注初婚年龄推迟的现象，建议必要时降低结婚年龄。第二，随着女性受教育水平的提高，延长了其在校时间进而推迟了婚育年龄，因此对于在校适婚、适育女性，学校应鼓励在校完成结婚和生育行为，必要时学校可提供夫妻宿舍，为在校女性入职前完成结婚生育提供职业发展上的支持。
（三）不足与展望
本文也存在一定的局限性。在分析推迟结婚通过婚姻匹配对个人社会经济地位的影响时，由于现有的CGSS数据没有关于配偶父母教育或职业等信息，只能从自致性婚姻匹配角度分析婚姻匹配问题，无法进一步探讨通过先赋型婚姻匹配对个人社会经济地位的影响，并且婚姻匹配产生于结婚时点，尽管CGSS2006有结婚时夫妻和夫妻双方父母的教育和职业信息，但数据的时效性较差。此外，虽然CGSS数据有配偶父母的信息，但缺少对于初婚年份的调查，对本文的研究也有一定影响。因此，今后研究婚姻匹配问题时需进一步从数据上挖掘婚姻匹配的代理变量。
注释：
① 东部11省包括北京、天津、辽宁、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，中部8省包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部12省包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。
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【注：该文的最终版本，以知网发布的为准】