一、问题提出

研究生教育处于国民教育体系的顶端，其规模与质量反映着一个国家高端、创新型人力资本的储备水平^[1]。进入21世纪，尤其是近十年来，我国研究生教育在规模扩张和培养质量上均取得重大成就^[2]，研究生群体的性别结构也发生了深刻变化。据教育部统计，我国研究生在校女生人数由2000年的10.05万人增长至2024年的204.81万人，占比由33.35%提升至50.01%(图 1)；2016年女生占比首次超过男生，2022年硕士在校女生占比达52.89%(图 2)，女性已成为研究生群体(尤其是硕士群体)的绝对主力。2022年，我国博士研究生在校女生人数达到23.30万人，占比41.91%(图 3)，发展迅速。这一被克劳迪娅·戈尔丁(Claudia Goldin)称为“沉默的革命”的女性人力资本扩张，不仅重塑了劳动力市场，也对传统婚姻市场和家庭结构产生了深远影响^[3]。在此背景下，探究研究生教育对女性婚姻的结构性影响，成为亟待厘清的核心议题。

一方面，社会舆论普遍认为高学历对女性婚姻形成负面冲击。我国内地登记结婚对数从2013年的1346.93万对的峰值总体下降至2024年的610.56万对，女性平均初婚年龄不断推迟，由2010年的24岁延后至2020年的27.95岁^[4](图 4所示)。在一线城市，女性初婚年龄相较全国平均水平更大，2025年上海女性的平均初婚年龄为29.1岁，已逼近30岁^①。依据贝克尔的婚姻经济学理论，女性受教育程度的提升会增加其劳动力市场的预期收益，增强其经济独立性，降低其通过婚姻获取经济支持的必要性，使婚姻的边际收益递减^[5]。加之东亚社会的梯度择偶观念影响，使处于学历金字塔顶端的女性研究生面临较强的婚姻挤压^[6]，女性学历越高，可向下兼容的潜在伴侣越少，客观上增加了单身或延迟结婚的概率，这一现象在舆论中常被称“高学历剩女”问题^[7]。婚姻是建立家庭、繁衍后代的重要起点，初婚年龄的持续推迟对我国人口的规模与质量都有很大影响。

另一方面，简单地将高学历与婚姻困境画等号，忽视了研究生教育对婚姻质量与匹配模式的促进作用。按照人力资本理论，教育能带来广泛的非货币化收益，包括提高家庭和谐度等^[8]；受教育程度越高的女性更可能找到素质更高的配偶，并获得更稳定的婚姻^[9]。奥本海默(Oppenheimer)在修正贝克尔理论时指出，高学历女性延迟结婚是确定职业选择前的理性等待而非婚姻意愿的丧失，她们并非抗拒婚姻，而是在寻找更匹配的伴侣^[10]。据此，本研究利用全国代表性微观数据，聚焦女性研究生群体，系统检验研究生教育对女性婚姻缔结(结婚概率与时机)、婚姻匹配(配偶收入)以及婚姻质量(生活幸福感)的综合影响，以厘清高学历女性在婚姻市场中的真实处境，并为低生育率背景下支持高学历女性平衡工作与家庭的公共政策制定提供依据。

二、文献综述

国内外关于女性受教育程度与婚姻关系的研究，主要集中在结婚概率、初婚年龄、配偶匹配与婚姻结果四个方面。

(一) 女性受教育程度与结婚概率

学界对此众说纷纭。一部分研究认为高等教育对女性结婚存在负向影响：基于人口普查与城市调查数据的相关研究表明，高等教育扩招与结婚率负相关，受过高等教育的女性更倾向选择单身^[11]。另一部分研究则认为高等教育并不降低、甚至可能提高女性进入婚姻的概率。根据婚姻寻找理论，现代社会中女性的经济能力在婚姻形成中的作用日益重要，拥有经济实力的女性进入婚姻的可能性更大^[12]。国内基于合成控制法的相关研究发现，高校扩招提高了结婚率，对女性的促进作用更显著，并提高了婚姻市场的匹配效率^[13]。在美国，越来越多女性大学毕业生选择结婚，受教育程度高的女性虽较晚进入初婚，但其结婚概率反而更高，体现为婚姻推迟而非放弃^[14]。还有研究发现，研究生学历女性的终身不婚率并未超过低学历女性，受教育程度最高的女性在婚姻市场中愈发具有竞争力^[15]；剔除求学造成的自然推迟，高等教育显著缩短了毕业至初婚的时间，促进个体更快进入婚姻^[16]。此外，有学者发现在美国与瑞典，女性较高的经济地位反而促进其进入婚姻^[17]；在美国，高等教育带来的高收入使女性进入婚姻的概率增加，相较于受教育年限较短的女性，拥有大学学历女性的结婚率与再婚率均更高^[18]。

(二) 女性受教育程度与初婚年龄

多数研究的结论是高等教育会推迟初婚年龄。国外研究发现，接受高等教育意味着更长的在校时间，客观上推迟了女性的初婚时间^[19]。国内情况与此类似，基于中国社会状况综合调查(CSS)的研究发现，城乡高学历女性的结婚意愿并未降低，但其结婚年龄被推迟^[20]。基于2020年全国人口普查的研究进一步显示，受教育年限的增加显著推迟初婚年龄^[21]。国内采用Ⅳ-Tobit模型开展的研究结果同样表明，上大学会在一定程度上推迟女性的初婚年龄^[22]。还有研究认为，女性受教育程度不断提高，推动了自身社会地位的提升，其婚育观念随之改变，从而推迟了进入婚姻的时间^[23]。不过，我国高等教育虽使女性更有耐心寻找合适对象，但30岁之前结婚仍是相当普遍的选择^[24]。

(三) 女性受教育程度与配偶匹配

该领域的研究主要集中在婚姻同质匹配及其对婚姻质量的影响方面。根据婚姻阶层假说，男女均偏好选择同阶层的异性^[25]；当男性数量减少时，女性会更多地向下寻找配偶，例如，第一次世界大战导致法国男性数量减少，高阶层女性不得不嫁给低阶层男性^[26]。基于全国抽样调查数据的研究发现，1978至2018年我国学历婚配同质率呈倒U型，2010年后有所下降^[27]；传统梯度婚正在减少，而高学历同质婚和女性向下婚增多^[28]。研究还显示，夫妻教育匹配程度的提高有助于改善婚姻质量、促进关系和谐稳定^[29]。从更长时段来看，1960年以来美国教育同质婚总体呈上升趋势，高学历群体内部通婚现象日益普遍^[30]。同时，原生家庭背景通过教育获得间接影响子女的婚姻匹配，家庭社会经济地位在学历婚配中具有持续作用^[31]。

(四) 女性受教育程度与婚姻结果

受教育程度也影响女性的婚姻结果。受教育水平较高者可获得更高的社会地位，更自主地支配资源，从而提升主观幸福感^[32]。婚姻稳定性同样受其影响：美国的研究发现，最高与最低教育程度人群的五年婚姻解体率差异由2000至2004年的12%扩大到2014年的23%，仅大学毕业群体的解体率在下降^[33]。国内研究得出类似结论，高等教育女性的婚姻推迟并不代表嫁得不好^[34]。不过也有学者认为，受教育越多的女性经济独立性更强，在家庭中更易占据主导地位，使丈夫的家庭权力下降，这可能对婚姻关系产生负面影响^[35]。需要指出的是，在影响个体总体幸福感的诸多生活领域中，婚姻质量的贡献尤为突出，这一点已被大量实证研究证实^[36]。与此相关，高学历女性更均衡地分担家务，也有助于提升婚姻质量与稳定性^[37]。

(五) 文献评述

现有研究大多集中在女性受教育程度对其婚姻概率、结婚年龄以及婚姻匹配关系等方面的影响，对于受教育程度作用于婚姻结果的研究仍然较少。此外，现有研究未对高等教育中的本科教育和研究生教育作出明确区分，因此缺乏研究生教育对女性婚姻影响的研究。随着研究生教育规模的不断扩大，需要专门对研究生群体进行相关研究。同时，随着社会经济的发展，影响女性婚姻缔结和婚姻结果的因素更加复杂，现有研究没有充分考虑受教育程度影响女性婚姻的自选择偏差等内生性问题。

研究生教育作为女性人力资本积累的最高形态，其对婚姻的影响绝非单一维度的“好”与“坏”，而是包含了从婚前时机到婚后结果的复杂机制。因此，本研究聚焦于研究生教育，探究其对女性从婚姻缔结到婚姻结果的多维度影响。与已有文献相比，本研究的边际贡献集中在三个方面：其一，在样本设计上将比较基准严格限定在高等教育内部，剔除高中及以下学历样本，避免了女性研究生晚婚与农村女性早婚直接对比所产生的伪相关问题；其二，明确区分本科教育与研究生教育这两个高等教育内部阶段，填补了既有研究普遍未作阶段划分的空白；其三，借助倾向得分匹配系统处理自选择偏差这一长期困扰相关研究的内生性难题，使估计结果更接近研究生教育对女性婚姻的真实净效应。

三、研究设计 (一) 理论基础与研究假设

研究生教育对女性婚姻状况的影响并非单一维度的线性关系，而是通过经济效益、社会交往效益与非市场回报等多种路径发挥作用。本研究基于三大理论机制构建假设。

其一为婚姻职业进入理论。传统婚姻经济学家认为，女性受教育程度提高会降低其对婚姻的经济依赖，从而推迟婚姻^[5]。这一独立效应在贝克尔早期提出的婚姻匹配理论中已有系统阐述^[38]。奥本海默对此作出修正，指出经济因素对女性进入婚姻具有重要作用，现代社会中女性在婚姻市场上的核心竞争力已从家庭背景与外貌转向职业前景与经济社会地位^[12]。攻读研究生拉长了女性在校与工作搜寻的时间，使其完成职业进入、具备进入高质量婚姻所需经济基础的时间相应延后；但研究生教育赋予女性更高的劳动力市场价值，使其能够抵御经济波动，最终促成更稳固的婚姻组合^[39]。因此，研究生教育更多是改变了女性结婚的时间轨迹，而非剥夺其进入婚姻的意愿与概率。据此提出：

假设1(H1)：控制年龄等因素后，研究生教育对女性最终结婚概率没有显著的负向影响。

假设2(H2)：研究生教育对女性初婚年龄具有显著的推迟作用。

其二为同类匹配理论，即在信息不对称的婚姻市场中，个体倾向于选择在教育、地位、价值观等方面与自身相似的伴侣^[40]。在双薪家庭模式逐渐取代传统“男主外、女主内”分工的背景下，婚姻收益越来越依赖夫妻双方在劳动力市场上的联合产出，配偶的经济禀赋随之变得更为关键。研究生学历是高人力资本与社会地位的强信号，赋予女性更强的婚姻议价能力；为规避地位下调带来的心理落差与家庭资源稀释，女性研究生往往设定更高的择偶门槛，倾向于在同等甚至更高学历的群体中完成同质匹配。由于男性的教育水平与其劳动力市场回报高度正相关，这种教育层面的同质匹配最终会把女性自身的学历跃升转化为家庭层面的经济收益，使其配偶在社会地位与绝对收入上显著高于非研究生女性的配偶。据此提出：

假设3(H3)：获得研究生学历的女性，其配偶的收入显著更高。

其三为人力资本的非市场回报机制。教育的溢出效应不仅体现在工资溢价上，更体现在家庭等非市场领域的产出效率中^{[8, 41]}。研究生阶段的学术训练提升了女性的沟通技巧、共情能力与理性思维，能够降低婚姻内耗；高学历带来的家庭经济资源也缓冲了由物质匮乏引发的婚姻矛盾。这种物质与精神的双重保障，为高质量婚姻提供了核心支撑。从生命历程的稳定性来看，女性就业与人力资本水平的上升正在重塑工业社会家庭的运行方式，使建立在双方经济独立基础上的婚姻更具韧性^[42]。高学历女性往往能够推动夫妻建立更为公平的家务分担机制^[37]；而婚姻与家庭层面的满意度，恰恰是个体总体幸福感最重要的来源之一^[36]。因此，研究生教育对女性婚姻结果的正向作用，既来自物质层面的资源缓冲，也来自精神层面的关系经营。据此提出：

假设4(H4)：获得研究生学历对女性的婚姻结果具有显著的正向促进作用。

(二) 数据来源与变量选择

本研究数据来源于2023年中国综合社会调查(CGSS)，这也是目前可获得的最新数据。该调查采用多阶段分层概率抽样，覆盖全国绝大多数省份，具有较强的全国代表性。为考察研究生教育的特殊性，本研究将样本严格限制为最高学历达到正规高等教育(专科、本科及以上)的女性。社会大众常将女性研究生晚婚与初高中毕业农村女性早婚直接比较，从而得出高学历导致晚婚的伪相关结论；本研究刻意剔除高中及以下学历样本，构建一个较高同质性的高等教育内部样本池，以专门考察研究生教育这一高等教育高阶层次对女性婚姻的真实影响。仅保留16岁以上女性样本、剔除关键变量缺失值或异常值后，最终得到有效样本1997个。

本研究的核心自变量为是否获得研究生学历。在因变量上，突破以往仅关注婚姻状态或时间的单一维度，从婚姻发生、婚姻匹配与婚姻质量三个维度构建因变量体系：是否结婚(虚拟变量)衡量是否面临宏观层面的婚姻挤出；初婚年龄检验在校时间延长是否必然转化为进入婚姻市场时间的推迟；配偶工资(取自然对数，遵循明瑟方程做法)作为向上婚配或优质同类婚配的最直接经济指标；生活幸福感(1至5分量表)检验婚后个体效用。已有研究证实，在生活各领域中，婚姻与家庭满意度对总体生活幸福感的解释力最强^[36]；对于家庭观念浓厚的中国社会，婚姻对居民主观幸福感的显著正向作用亦得到了本土数据的验证^[43]。因此，在控制个体特征后，生活幸福感的提升在很大程度上反映了婚姻的匹配质量。控制变量包括户口、民族、地区、父母受教育程度。其中户口、民族、是否获得研究生学历为虚拟变量，年龄为连续变量。表 1列出了各变量的赋值说明。

(三) 模型选择

是否结婚为虚拟变量，采用Logit模型；初婚年龄和配偶工资为连续变量，采用多元线性模型；生活幸福感为有序变量，采用有序Logit模型。准确检验研究生学历对婚姻的影响，关键在于克服自选择偏差：获得研究生学历的女性本身可能具有某些特质，使其在婚姻市场或婚姻生活中更易(或更难)获得优质配偶与幸福。本研究采用倾向得分匹配法(PSM)解决这一问题。该方法先以二元选择模型估计倾向分数，再对是否获得研究生学历的个体进行匹配，最后计算两组之间的平均处理效应(ATT)。

$ \begin{gathered} A T T=E\left(Y_{1 i}-Y_{0 i} \mid D_i=1\right) \\ =E\left(Y_{1 i} \mid D_i=1\right)-E\left(Y_{0 i} \mid D_i=1\right) \end{gathered} $

其中Y_1i为个体获得研究生学历时的潜在结果，Y_0i为未获得研究生学历时的潜在结果；E(Y_1i|D_i=1)可观测，E(Y_0i|D_i=1)不可观测，是反事实结果。

四、实证结果与分析

表 2给出了16岁以上受过高等教育女性样本的描述性统计。样本共1997人，平均年龄36.8岁，结婚率63.4%，少数民族比例7.8%，研究生学历占比12.9%，初婚平均年龄25.04岁，配偶年工资自然对数均值11.23，处于比较幸福水平。

表 3是研究生学历与专科、本科学历样本核心变量的描述性统计与组间均值差异。从表 3可以看出，在未加入控制变量时，处理组(研究生)与控制组(专科、本科生)的组间均值差异检验显示出强烈的自选择特征：研究生组平均年龄显著低于专科、本科组近4岁，这生动体现了近年来我国研究生大规模扩招使得高学历处理组在整体上呈现出高度年轻化的结构特征。在城乡属性上，研究生组拥有城市户口的比例显著高于专科、本科组近12个百分点。更值得关注的是原生家庭文化资本积累层面的差异，女性研究生的父亲和母亲平均受教育年限分别高达11.3年和10.4年，比控制组高出2年以上。这充分表明，在同属高学历圈层的内部，研究生学历的跃升依然高度依赖优质城市资源支撑与强烈的代际传递^[44]。

在婚姻缔结的时间与数量维度上，研究生组的结婚比例显著低于专科、本科组，降幅达13.1%。然而，在初婚年龄上，两组却并未表现出统计学意义上的显著差异。在婚姻缔结的质量维度上，研究生组配偶的绝对工资水平在数值上呈现出明显优势，绝对差值高达0.405，且差异处于5%显著性水平；但两组在主观生活幸福感上的均值表现则几乎一致，并无统计学差异。

上述基于独立样本t检验的观测结果是本研究分析的基础，但不能作为最终的推断依据。原因在于，原始数据存在遗漏变量偏误与混淆效应。例如，原始数据看似得出了“读研究生会显著降低结婚概率”的结论。但结合协变量特征，研究生群体比控制组平均年轻近4岁。这意味着，她们不结婚并非因学历太高被婚姻市场排斥，更可能是因为还没到结婚年龄。同样，她们优越的原生家庭背景，又会混淆主观幸福感的真实基准线。因此，为了打破这种由年龄结构和家庭背景差异造成的统计学假象，本研究将采取层层推进的严谨计量策略。

本研究以女性是否结婚、初婚年龄、配偶工资(取自然对数)以及生活幸福感为因变量，以女性是否获得研究生学历为自变量，将年龄、户口、父母教育等混淆特征作为控制变量纳入，分别构建对应的Logit、多元线性和有序Logit模型，对样本进行回归分析，回归结果见表 4。

在结婚概率方面，Logit回归结果显示，研究生学历的回归系数为-0.50(p＜0.05)。预测概率的边际效应计算表明，在控制了所有协变量后，研究生组的预测结婚概率为83.3%，专科、本科组为89.2%，组间边际差值收窄至-5.9%。这表明在控制可观测协变量的基准回归中，研究生女性结婚概率仍显著低于专科、本科女性，这一负向效应在剥离选择性偏差后依然成立，需进一步通过倾向得分匹配法加以检验。

在初婚年龄方面，OLS回归结果显示，研究生学历的系数为1.22，未达到传统统计显著水平，需要说明的是，统计不显著并不意味着真实效应为零，仅表示在当前样本量下，本研究不能拒绝“无差异”的原假设。结合后文PSM分析的点估计来看，研究生女性的初婚年龄延后的幅度有限，这一延后基本可由教育对时间的物理占用解释，未发现学历本身对婚姻进入构成系统性的额外阻碍。

在配偶工资方面，OLS回归显示研究生学历的系数为0.32，在5%水平显著。与表 3未控制变量时的均值差0.405相比，加入年龄、户口、父母教育等控制变量后，配偶工资差距约缩小21%，约五分之一的原始优势，可由两组在年龄结构与原生家庭背景上的可观测差异所解释。剩余0.32个对数单位的工资差异，可视为研究生教育在控制家庭起点后的纯净溢价，反映了同类婚配机制下教育资本向婚姻市场议价能力的转化。

在确证了高学历女性获得显著的配偶经济溢价后，本研究进一步利用Ordered Logit模型考察客观物质层面的向上匹配是否切实转化为微观的主观幸福感。模型7显示，研究生学历对女性幸福感整体攀升的估计系数未能达到传统统计显著性水平(p>0.1)。值得注意的是，当前中国获得高等教育学历的已婚女性的自评幸福感处于较高水平(全样本均值达4.063)，为进一步考察跨越高幸福感门槛的局部效应，本研究在Ologit之外，独立估计了以幸福感≥4为因变量的二元Logit模型(即模型8)，基于此二元Logit模型的预测概率显示，即使是专科、本科女性，其报告高幸福感(≥4分)的概率也达到了79.5%。跨越研究生门槛使得这一概率在原本基础上进一步显著跃升至87.3%，提升幅度达7.8%。这一结果表明，研究生教育对女性婚后福祉具有显著的正向促进作用，而且这种促进体现在帮助女性更可能跨越“较幸福”的门槛，而非整体分布的均匀位移。后续PSM的估计将沿用这一处理方式。

尽管基准回归通过控制可观测协变量，初步剥离了部分混淆效应，验证了“读研在婚姻市场上质量溢价大于时间惩罚”的核心观点，但在计量经济学上仍面临严峻的内生性挑战。为了消除样本自选择偏差带来的内生性问题，本研究引入倾向得分匹配法，以更加精确评估研究生学历对婚姻的纯粹净效应。

本研究以是否获得研究生学历为处理变量，选择年龄、民族、地区、户口等个体前定变量为协变量，同时将是否结婚、初婚年龄、配偶工资和生活幸福感(是否达到高幸福感水平，即幸福感≥4分)分别作为结果变量。考虑到本研究处理组(研究生)样本量远小于控制组(专科、本科)，本文采用1∶4近邻匹配, 最大化利用控制组信息，降低估计方差。表 5列出了通过Logit模型得到的倾向分数估计结果。

表 5的四个模型均通过了显著性检验，表明本研究选择的协变量用来预测女性是否获得研究生学历的倾向得分是有效的。在所有协变量中，家庭文化资本展现出了最为强劲且稳健的驱动力。在四个模型中，“父亲受教育程度”均在1%或5%的水平上显著为正。这意味着父亲每多接受一年教育，女儿在本科毕业后继续深造的概率将大幅提升。“母亲受教育程度”在“研究生－是否结婚”模型及“研究生—生活幸福感”模型中也显著为正。这一结果深刻揭示了高等教育顶端的代际传递现象：研究生不仅是个人智力的筛选，还会受到家庭背景的影响。此外，城市资源禀赋同样起到了关键作用。在样本量充足的“研究生－是否结婚”模型及“研究生－生活幸福感”模型中，“城市户口”对读研概率具有极强的正向促进作用，尽管在“研究生－初婚年龄”和“研究生－配偶工资”的较小子样本模型中因统计效能下降而未达显著，但其系数方向与量级(0.712, 0.824)依然保持高度一致，凸显了城乡二元结构对顶尖人力资本获取的深远影响。

上述Logit估计结果表明女性攻读研究生并非随机事件，而是存在强烈的自选择偏差。拥有更优越家庭背景和城市户口的女性更容易成为研究生。因此，本研究必须采用倾向得分匹配法将这些前置的背景差异予以剥离，才能准确估算出研究生学历对婚姻的纯粹净影响。为了保证匹配结果的准确性，需要进行平衡性检验。表 6是进行倾向得分匹配后对女性获得研究生学历的政策效应的评估结果。从平衡性检验来看，四个模型匹配后所有变量的平均选择偏误均小于10%，配对质量较好。

从ATT的结果来看，“研究生－是否结婚”模型和“研究生－初婚年龄”模型未通过显著性检验，其余两个模型通过了显著性检验，即获得研究生学历，对女性是否结婚及初婚年龄并没有显著影响，但会显著影响女性的配偶工资以及生活幸福感。因此，假设1、3、4获支持而假设2未获支持。

在是否结婚上，ATT估计结果为-0.014，且完全不具备统计学显著性，在剥离选择性偏差与背景异质性后，研究生学历对女性最终结婚概率并不存在显著的因果性抑制。基准回归中观测到的-5.9个百分点的边际差异，在PSM构造的可比样本中显著收窄至-1.4个百分点且不再显著，提示该差异在很大程度上来自处理组与对照组在年龄结构、家庭背景等可观测特征上的系统性差异，而非源自研究生教育本身。“研究生－初婚年龄”模型的平均政策处理效应为1.05年，未达到传统统计显著性水平。这一点估计与基准OLS回归的1.22年方向一致、量级相近，且均不显著，表明研究生教育对女性初婚时间不存在系统性的额外推迟效应。1年左右的初婚年龄延后大致可由教育对时间的物理占用解释，并未形成超出学制本身的额外晚婚惩罚。“研究生－配偶工资”的平均政策处理效应为0.265且正向显著，说明研究生学历对配偶收入具有显著的正向影响，且PSM处理后的点估计较基准回归略有缩减，方向与显著性高度一致，说明该效应不依赖于特定模型设定，具有较强稳健性。“研究生－生活幸福感”模型的平均政策处理效应为0.063且显著为正，即在剥离选择性偏差后，研究生女性达到高幸福感(≥4)的概率比专科、本科女性高6.3个百分点。该结果与基准Logit回归的边际效应方向一致、量级高度接近，证实了研究生教育对女性婚后福祉具有稳健的正向促进作用。为了验证倾向得分匹配模型结果的稳定性，本研究继续采用半径匹配和核匹配，得到的结果相类似。

五、结论和建议 (一) 结论

本研究使用2023年CGSS数据，通过均值检验、基准回归与倾向得分匹配模型，剖析了研究生教育对女性婚姻缔结与结果的净效应，得到了如下发现。

第一，在控制其他变量与自选择偏差后，相较于未获得研究生学历的女性，研究生教育并不会显著降低女性的结婚概率。这是由于女性的经济潜力在婚姻市场中具有重要作用，人力资本投入提高了女性的经济实力，从而为其进入婚姻市场带来更多机遇。可见，研究生学历会阻碍女性进入婚姻其实是被夸大的刻板印象，表明社会对高学历女性是否结婚存在一定偏见。这一结论与既有强调女性经济潜力在婚姻形成中作用日益增强的研究相呼应^[12]。人力资本投入提升了女性的经济实力与议价能力，使其在婚姻市场中并不因高学历而被边缘化；所谓研究生学历挤出婚姻，更多是一种舆论建构而非经验事实。

第二，研究生学历女性的初婚时间并不会比专科、本科学历女性显著更晚。这与既有研究强调高等教育对所有人群初婚时间均有推迟效应^[45]且对女性的影响可能大于男性^[46]有所不同；需要强调的是，本研究的对照组是专科、本科女性，因此并不违背既有结论。这表明女性婚姻推迟主要源于是否进入高等教育这一门槛，而非高等教育内部的专科、本科与研究生层级之别。一种可能的解释是，进入大学已使女性整体错过传统早婚期，其平均初婚年龄后移至24至25岁，在这一较晚的年龄基准线上继续攻读研究生虽延长了在校时间，却未突破高学历群体普遍认同的适婚年龄上限；另一种解释是，研究生阶段相对集中、同质的社交环境降低了高学历女性的择偶搜寻成本，部分抵消了在校时间的延长效应。这一机制有待未来研究借助更细致的婚恋行为数据加以检验。

第三，研究生学历女性的配偶工资显著更高、生活幸福感也显著更高。从婚姻回报的角度看，这是人力资本投资溢出效应的体现：研究生教育通过提升女性的经济潜力，增强了其在婚姻市场上的优势，这与国内外现有研究的观点相一致。从理论意义上看，这一结果同时验证了同类匹配理论与人力资本非市场回报机制：研究生学历通过教育层面的同质匹配显著提升了配偶的经济禀赋，又通过沟通协商能力改善了婚后关系经营情况，二者共同构成研究生教育作用于女性婚姻结果的正向路径，从而把抽象的人力资本投资落实为可观测的家庭收益与主观福祉提升。

(二) 建议

第一，应破除学历污名化，重塑对高知女性婚配的客观认知。实证结果表明，女性研究生是婚姻市场弱势群体的刻板印象并不成立。媒体与公共舆论应停止渲染高知剩女的焦虑，引导社会认识高学历女性较低的初始结婚率仅是学业挤占下的时间延缓，而非永久不婚，并充分肯定女性追求更高层次教育的正当性，为其营造更包容友好的舆论环境。与此同时，高校、用人单位与家庭应协同传递研究生教育有助于女性长远发展的正向信号，减少对女性学业选择的隐性规训与年龄焦虑，使高知女性在婚姻与职业之间拥有更从容的选择空间。

第二，应坚定人力资本投资，消解学业与婚姻的二元对立。读研不仅没有牺牲婚姻机会，反而有助于筛选更优质的配偶。面对日益内卷的劳动力市场与婚姻市场，女性及其家庭应摒弃读书多反而难嫁的短视观念，将教育视为提升经济独立与思想独立的重要途径，循此途径亦可通向更高质量、更高幸福感的婚姻。

第三，应从公共政策层面缓解高学历女性面临的婚育时间压力。研究生教育在客观上压缩了女性的早期婚育窗口，建议通过推动生育成本社会化，帮助高学历女性平衡学术职业发展与婚姻家庭构建，避免将婚育推迟简单归因于个体选择，从而在低生育率背景下释放女性高层次人力资本投资的正向社会效益。

本研究存在以下不足。其一，本文主要依赖CGSS截面数据，倾向得分匹配虽能在截面数据上近似模拟随机实验，但难以像长面板数据那样刻画个体在生命周期内的动态轨迹；其二，仍可能存在不可观测变量导致的内生性遗留问题；其三，受数据限制，女性研究生样本本就较少，对初婚年龄、配偶工资与生活幸福感的测度只能建立在已婚有效子样本上，未来仍需采用更新、更大规模的数据加以验证。

注释：

① 数据来源：中华人民共和国民政部. https://www.mca.gov.cn/n152/n166/c1662004999980009051/content.html.