婚姻質(zhì)量：婚姻穩(wěn)定的主要預測指標

婚姻質(zhì)量：婚姻穩(wěn)定的主要預測指標　　70年代末以來中國的離婚率持續(xù)上升。據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計，離婚數(shù)從1979年的31.9萬對遞增到2000年的121.3萬對，粗離婚率也從1979年的0.33‰上升到2000年的0.96‰（注：根據(jù)1993年民政部計劃財務司編《民政統(tǒng)計歷史資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社2001年版提供的有關(guān)資料計算。），約增加了3倍。但國內(nèi)現(xiàn)有的離婚研究大多只停留在宏觀的概念化或定性論述上，較少定量分析和檢驗，尤其缺乏對微觀家庭的婚姻穩(wěn)定性及其影響機制的定量研究，僅有的個別研究也沒有把婚姻質(zhì)量列入它們的分析框架，以致微觀研究在一定程度上過高地估計了其他并非主要的影響因素的作用。
　　本研究將在我們近期研究的基礎上，通過對前人研究的系統(tǒng)融合，提出一個更為完善的分析框架，從理論層面進一步深化對婚姻穩(wěn)定性的分析。
　　　　一、理論背景和假設
　　（一）婚姻質(zhì)量作為預測變量
　　雖然國內(nèi)以往的離婚研究很少把婚姻質(zhì)量作為一個影響變量，但婚姻質(zhì)量與婚姻離散之間的因果關(guān)系卻是顯而易見的(White,1990)。Lewis和Spanier(1979)是首次把婚姻質(zhì)量和婚姻穩(wěn)定性聯(lián)系起來進行分析的學者，他們相信，婚姻質(zhì)量和穩(wěn)定性之間存在著正相關(guān)關(guān)系，即婚姻質(zhì)量越高，婚姻的穩(wěn)定性越好。之后的一些經(jīng)驗研究支持了他們的觀點。Udry(1981)通過對都市已婚白人的調(diào)查分析，發(fā)現(xiàn)妻子的婚姻幸福感是婚姻變動的最重要的預測變量。Booth等(1986)的研究結(jié)果進一步證實，與婚姻較幸福的當事人相比，低幸福感的夫婦在今后3年離婚的可能性大約會高出4至5倍。然而，需要指出的是，婚姻質(zhì)量對婚姻穩(wěn)定性的影響程度在不同文化背景地區(qū)關(guān)非相同。Lewis和Spanier(1979)認為“不能離婚的文化規(guī)范，如來自家庭、朋友和教會的壓力等，會提升婚姻質(zhì)量影響的水平，以致于保證婚姻關(guān)系的延續(xù)或婚姻的穩(wěn)定”。而事實上，外在的壓力不是強化而是削弱了婚姻質(zhì)量對夫妻關(guān)系穩(wěn)定的制約作用(Schumm  and  Bugaighis,1985;Thomas  and  Kleber,1981)。
　　從中國的國情而言，由于城市和農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展水平、社會文化規(guī)范存在相當大的地域差異，婚姻主體的生活質(zhì)量、價值取向和互動模式也有較大的不同，婚姻離散所要付出的經(jīng)濟、社會和心理代價也明顯不同。由于“好人不離婚，離婚不正經(jīng)”、“寧拆十座廟，不破一對婚”和“沒媽的孩子象根草”的倫理文化以及“嫁雞隨雞，嫁狗隨狗”、“生是婆家人，死是婆家鬼”的封建禮教在農(nóng)村更為根深蒂固，加上經(jīng)濟資源的匱乏等因素，農(nóng)村地區(qū)的婚姻離合依然主要取決于實際狀況和個人意向以外的社會環(huán)境的制約。相反，在中國城市，由于外在的約束日漸消減，婚姻的命運也愈益更多地取決于當事人的感受和自我意愿，婚姻質(zhì)量的決定作用明顯加強。
　�。ǘ�）婚姻質(zhì)量作為中介變量
　　除了直接預測離婚意向以外，婚姻質(zhì)量還具有中介作用，也就是其他因素通過婚姻質(zhì)量間接地對婚姻穩(wěn)定性起作用。把婚姻質(zhì)量作為中介因素列入分析框架，不僅能說明所選擇的其他變量如何影響離婚意向，而且還可較為準確和全面地估計這些影響的方向和程度。
　　第一，根據(jù)成本效益理論，子女數(shù)和結(jié)婚年數(shù)是兩個重要的成本變量，它們都會起到穩(wěn)定婚姻關(guān)系的作用。生育率與離婚之間的相關(guān)關(guān)系也在許多研究中得到證實（Peters,1986;Canabal,1990；曾毅，1993）。另外，婚姻持續(xù)時間越長，當事人投放到婚姻關(guān)系上的個人資源越多，婚姻解體的損失越大(Becker  et  al,1977)。但強調(diào)離婚成本的經(jīng)濟學者往往忽視了孩子數(shù)和結(jié)婚年數(shù)可能會降低婚姻質(zhì)量，進而間接地增加婚姻失敗的概率。一些研究發(fā)現(xiàn)，婚姻質(zhì)量與結(jié)婚年數(shù)、孩子數(shù)之間存在著較強的負相關(guān)，撫養(yǎng)孩子會降低父母間的互動頻率以及消耗本來可以用于父母自己彼此交流的時間和感情(Feldman,1981;White  et  al,1986)；結(jié)婚年數(shù)的負效應在于隨著時間推移而對婚姻的美好理想逐漸消失，特別是日復一日的婚姻生活所產(chǎn)生的邊際效用遞減(Luckey,1966)。
　　第二，Levinger(1976)的社會交換理論認為，婚姻穩(wěn)定性是婚姻滿意度、婚姻以外其他選擇的吸引力（也稱婚姻替代）以及離婚阻力相平衡的結(jié)果。當阻礙離婚因素和婚姻滿意度保持不變時，其他選擇的吸引力越大，婚姻受挫的危險也越大。Udry(1981)進一步認為，婚姻替代本身具有對離婚意向的獨立預測能力，在控制其他變量后，婚姻替代會提高離婚的可能性。同時，Lewis等(1979)還從理論上推導，婚姻以外其他選擇的吸引將降低婚姻生活的質(zhì)量，進而影響婚姻的穩(wěn)定性。但學術(shù)界一直沒有對這一理論假設進行實證檢驗。
　　第三，White(1990)批評學術(shù)界在研究離婚時較少關(guān)注婚姻建立過程可能產(chǎn)生的影響，因為有關(guān)婚姻如何建立的信息會幫助我們更好地理解婚姻失敗的原因。一些學者也認為，初婚年齡和婚姻穩(wěn)定性成正相關(guān)(Nartin  et  al,1989)。Heaton(1991)認為，這是離婚風險隨年齡增大而變小的緣故。另一方面，晚婚的男女相對比較獨立，以往長期形成的個人性格的可塑性較小或彈性較差，這些特質(zhì)又給婚后的調(diào)適帶來困難(Bitter,1986)。因此，除了它直接抑制離婚以外，晚婚還會因為與婚姻質(zhì)量的負相關(guān)關(guān)系而間接增加離婚風險。
　　根據(jù)Whyte(1990)的報告，婚前性行為不利于婚姻的穩(wěn)定，因為它使兩個人的結(jié)合變得比較隨意，缺乏神圣的感覺，進而又會使當事人減少對婚姻制度的崇敬和珍視。也有學者以為，婚前性行為會減少當事人從婚姻中所得到的新鮮感，從而影響他們的婚姻滿意度或幸福感(Watson,1983)。由于婚前性行為與中國傳統(tǒng)文化婚前守身的價值追求相悖，違背性行為準則將遭受社會的譴責，并留下心理陰影。因此，對婚姻穩(wěn)定性既有直接的負面影響，同時還將通過降低婚姻質(zhì)量而間接增加婚姻破裂的風險。Cate和Lloyd(1992)還認為，戀愛時間較長有利于增強婚姻幸福感，因為談情說愛的周期越長，你越能夠發(fā)現(xiàn)對方是否與自己相一致。
　　第四，“異質(zhì)假設”認為，夫妻在年齡、個性、宗教信仰、種族、社會地位等方面差異較大的婚姻往往具有較高的離婚風險，因為這些差異易引起更多的不一致和沖突(Bitter,1986;Tzeng,1992)。Bumpass等(1977)發(fā)現(xiàn)，夫婦的年齡差距越大，婚姻失敗的概率也越大。然而，也有的研究人員認為，夫妻年齡差對婚姻穩(wěn)定性的影響主要是間接的，因為它和婚姻調(diào)適或婚姻整合有著相當密切的關(guān)系(Atkinson  et  al.,1985)。有研究表明，教育水平和收入等控制變量和婚姻穩(wěn)定性呈正相關(guān)(Martin  et  al.,1989;Bumpass  et  al.,1991)；經(jīng)濟拮據(jù)或壓力往往導致配偶間的沖突和互動障礙，進而增加婚姻失敗的風險(Conger  et  al.,1990)。
　�。ㄈ�）本研究的理論假設
　　結(jié)合不同學科關(guān)于婚姻質(zhì)量理論、成本效用分析、社會交換理論、婚姻組合觀點以及夫妻異質(zhì)假設，本研究提出一個新的理論模型，并以路徑分析方法來揭示中國人婚姻穩(wěn)定性的影響機制和程度。按照該框架，婚姻質(zhì)量既是直接影響當事人離異意向的主要變量，同時也是間接作用于婚姻穩(wěn)定性的中介因素。我們將利用抽樣調(diào)查的資料，對以下理論假設進行實證檢驗：
　　1.婚姻質(zhì)量是婚姻穩(wěn)定性最重要、直接的預測指標，高質(zhì)量的婚姻是夫妻關(guān)系持續(xù)穩(wěn)定的前提和保障；同時，相關(guān)的初始變量還將以婚姻質(zhì)量為中介變量，間接地作用于婚姻穩(wěn)定性。2.在社會文化環(huán)境依然較保守、限制離異的外在壓力較大的農(nóng)村地區(qū)，婚姻質(zhì)量對婚姻穩(wěn)定的作用將明顯減弱，即一個質(zhì)量較低的婚姻有更大的概率繼續(xù)“湊合”下去。3.盡管社會階層較高者婚前的感情基礎較好，平時為經(jīng)濟或家務等發(fā)生沖突的概率較低，繼而有利于婚姻質(zhì)量的提高，但他們對愛情的期望也較高，觀念較開化，再婚機會也更多，故在發(fā)生感情危機時會更多地考慮中止婚姻關(guān)系。4.婚姻延續(xù)時間越長、子女越多，離婚成本越高，夫妻分手可能越小。但由于這兩個變量還會通過影響婚姻質(zhì)量而減少婚姻穩(wěn)定，故實際上結(jié)婚年數(shù)和孩子數(shù)對婚姻穩(wěn)定的作用將弱化。5.擇偶時注重般配、婚前感情基礎較好、雙方一致性較強的夫妻更容易協(xié)調(diào)適應和增加凝聚力，繼而也明顯有利于婚姻的穩(wěn)定性。6.配偶替代意識及機會與當事人的離異意向呈正相關(guān)。
　　　　二、資料與方法
　　本文使用的資料來自《中國婚姻質(zhì)量研究》項目。該研究共調(diào)查了居住在上海、哈爾濱兩城市和廣東、甘肅兩農(nóng)村的6033個已婚男女（注：抽樣方法和樣本特征參見徐安琪、葉文振《中國婚姻質(zhì)量研究》，中國社會科學出版社1999年版。）。本文所要分析的因變量是被訪者對婚姻穩(wěn)定性的自我評價。前人的研究通常采用兩種測量來反映這種主觀感知。一是使用一個兩分的變量表示被訪者的婚姻是否在過去的一年里出現(xiàn)了危機，1表示有問題的婚姻，0代表平安無事的夫妻關(guān)系(Sabatelli,1988)，另一種測量是離婚意向，它主要取決于被調(diào)查者對自己離婚可能性的估計排序(Webster  et  al.,1995)。我們將使用第二種測量方法，即用被訪者離異意向的頻率來測量其婚姻的穩(wěn)定程度。考慮到婚姻是一個整體，其穩(wěn)定性也取決于夫妻雙方的自我感受和離異意向。因此，在入戶訪談中，我們既詢問被訪者“在過去的一年中您是否有過離婚的念頭”（1.經(jīng)常有離婚的念頭，2.有時有，3.偶爾有，4.從無），同時還收集了“您認為配偶是否會提出與您分手”的資料（1.肯定會，2.也許會，3.難說，4.不大可能，5.肯定不會）�？紤]到被訪者一般不會夸大自己的離異意向，我們以更坦率地承認有離異意向或認為對方會提出離婚一方的回答為準，然后將當事人的離異意向和對配偶離異意向的估計值相加并把它視作連續(xù)變量（最低為2分，最高為9分），估計值越高，表明當事人的婚姻越穩(wěn)定。
　　對前述的解釋變量及控制變量，我們分別作如下處理和測量：
　　1.婚姻質(zhì)量。《中國婚姻質(zhì)量研究》課題設計的“婚姻質(zhì)量多維組合量表”是一個包括6個子量表31個指標在內(nèi)的測量框架。我們借助于因子分析法把它們復合成一個多維側(cè)面來反映被訪夫妻的婚姻質(zhì)量。為了盡量減少夫妻雙方在估計婚姻質(zhì)量時由于各自的感受、評價或理解的不一可能產(chǎn)生的偏差，對于夫妻回答不一的資料，我們都按打分低的一方為依據(jù)作技術(shù)處理，把夫妻視作一個共同體進行研究。因素分析的結(jié)果顯示，31個指標被有規(guī)律地聚合為“夫妻關(guān)系滿意度”、“物質(zhì)生活滿意度”、“性生活質(zhì)量”、“雙方內(nèi)聚力”、“婚姻生活情趣”和“夫妻調(diào)適結(jié)果”6個側(cè)面。我們以每個因子解釋方差的比重為權(quán)數(shù)，將6個因子加總為單一的復合系數(shù)來表示其婚姻質(zhì)量水平。整個測量的可信度為0.93（參見徐安琪、葉文振，1999）。
　　2.成本變量。離婚成本由孩子數(shù)和結(jié)婚年數(shù)2個變量代表，均為連續(xù)變量。但由于這2個變量的相關(guān)系數(shù)高達0.67，考慮到以往的一些研究曾顯示，結(jié)婚年數(shù)與婚姻質(zhì)量呈"U"字型曲線相關(guān)，因此，我們將不納入結(jié)婚年數(shù)變量，以排除這2個變量間的多重共線性對回歸模型統(tǒng)計估計的影響。
　　3.婚前因素。我們用3個指標作測量，包括初婚年齡、有無婚前性行為以及婚前的感情基礎。其中初婚年齡是連續(xù)變量，婚前性經(jīng)驗為虛擬變量（1表明婚前有過性行為，0為沒有）。婚前的感情基礎由“戀愛時間”、“擇偶時對未婚夫／妻的滿意度”、“對未婚夫／妻優(yōu)點或缺點的了解程度”和“婚前的感情深度”5個連續(xù)變量用因子分析法簡化復合而成，信度為0.77。
　　4.夫妻異質(zhì)性。夫妻年齡差的數(shù)值越大表示丈夫比妻子大得多；雙方般配程度也是連續(xù)變量，主要是將被訪者當初戀愛或結(jié)婚時“對雙方是否般配的考慮程度”（1為未考慮，2為考慮，3為非常注重）和家人對此的考慮程度相加（最低為2，最高為6）；雙方一致性變量是用因子分析法把反映雙方“興趣愛好”、“思想觀念”、“性格脾氣”、“生活習慣”及“消費意向和習慣”是否一致（1分為非常一致，5分為很不一致）的5個變量復合而成，測量信度為0.75。
　　5.雙方互動模式。“誰承擔更多家務”為連續(xù)變量，1～5分別表示從丈夫為主到妻子為主，“丈夫擁有家庭實權(quán)”為虛擬變量，0為否，1為是；“沖突處理模式”也是虛擬變量，1表示雙方各不相讓，0為總有一方主動讓步。
　　6.婚姻替代�；橐鎏娲�變量分別是當事人的婚姻替代意識和婚姻替代機會，前者為虛擬變量，1和0分別代表是否認同“和別的異性結(jié)婚會比現(xiàn)在更幸�！�；后者即“有多大的可能找到替代現(xiàn)有配偶的更好對象”被視作連續(xù)變量，1至5表示從“肯定找不到”到“肯定能找到”。
　　7.控制變量。主要是被訪者的社會經(jīng)濟特征，包括受教育年數(shù)、職業(yè)以及年收入3個變量的絕對值和相對值。由于這3個變量存在著較強的相關(guān)性，尤其是受教育年數(shù)、職業(yè)層次的相關(guān)系數(shù)高達0.66，而且我們認為個人的社會階層是一個反映教育、職業(yè)素質(zhì)和經(jīng)濟收入多因素的復合指標，故以因子分析法將這3個變量合成為“個人資源”新因子，其信度為0.66；并用同樣的方法把“夫妻受教育年數(shù)差”（夫—妻）、“夫妻職業(yè)階層差”（夫—妻）和“丈夫收入在夫妻總收入中的比重”3個變量復合成“夫妻的相對資源差”新因子，信度為0.42。
　　我們采用路徑分析方法來估計婚姻質(zhì)量在解釋模型中的作用，最后計算結(jié)果將包括所有的解釋變量對離婚意向的直接影響、間接影響和總影響系數(shù)，借此說明各解釋變量對婚姻穩(wěn)定性的影響方向、程度及影響機制。同時，我們還對總樣本分城鄉(xiāng)作估計，以便進行城鄉(xiāng)比較。
　　　　三、研究結(jié)果與分析
　　我們首先描述不同群體自述的離異意向。如把夫妻作為一個整體并對回答不一的數(shù)據(jù)取低處理和將雙方的離異意向加總后，合成分值最高的9分即在過去一年中雙方均無離異念頭的占65.6%。當然，一方或雙方都有離異意向的并不多，得分在2～6分的僅為5.8%，7分占8.5%，8分為20.1%，表明中國婚姻具有相當高的穩(wěn)定性。與農(nóng)村相比，城市曾有過離婚意向的夫婦比例約高出13.3個百分點；與有1個孩子的相比，多子女無疑會減少夫妻的離婚念頭，但無子女的樣本與有1個孩子的相比未顯示出離婚念頭更少的傾向；發(fā)生沖突時雙方各不相讓者有分手意向的高于善于妥協(xié)夫婦的近20%；認同和別的異性再婚會更幸福者，經(jīng)常有離婚念頭的是無配偶替代意識者的4倍強；而每4個認為自己肯定能找到比配偶更好的異性者，就有1個經(jīng)常產(chǎn)生逃離婚姻圍城的想法，而再婚前景渺茫者有離婚意向的極少。
　　由于上述單因素與被訪者離異意向之間可能存在著虛假相關(guān)，因此，我們將通過控制其他因素并以路徑分析的方法來估計所選取變量對夫婦離異意向的直接和間接影響。分析結(jié)果首先支持了我們的第一個假設，即婚姻質(zhì)量越高，其穩(wěn)定性也就越大，在具有統(tǒng)計顯著性的所有解釋變量中，婚姻質(zhì)量合成分數(shù)值與樣本夫婦的離異意向呈最大正相關(guān)，回歸系數(shù)高達0.310，在0.001水平上具有統(tǒng)計意義（見表1）。這一結(jié)果表明，一個較為科學的解釋婚姻穩(wěn)定性的模型必須把婚姻質(zhì)量作為一個重要的自變量。
　　　　表1　離婚意向影響因素的路徑分析結(jié)果（全部樣本）  
初始變量　　　　　　婚姻質(zhì)量　　　　　　　離婚意向
　　　　　　　　　　　　　　　　直接影響　間接影響　　總影響
個人絕對資源（復合）  .035*  　　　-.034*　　  .011　　　-.023
子女數(shù)　　　　　　　-.035**　　  　.123***　-.011　　  　.112
結(jié)婚年齡　　　　　　-.051***　　　.039**　  -.016　　  　.023
婚前性關(guān)系（1為有）  -.066***　　  -.100***　-.020　　  　.120
婚前感情基礎（復合）  .322***　　　.012　　　.100　　  　.100
擇偶時本人和家人注重般配.066***　-.012　　　.020　　  　.020
夫妻年齡差　　　　　-.052***　　　.010　　  -.016　　　-.016
夫妻相對資源差（復合）.043***　　  .003　　　.013　　  　.013
雙方異質(zhì)性（復合）　-.296***　　  -.099***　-.092　　　-.191
妻子承擔家務較多　　-.003　　　　  .002
丈夫擁有家庭　　　　-.040***　　　.053***　-.012　　  　.041
實權(quán)（1為是）
沖突時雙方各不相讓　-.082***　　　-.050***　-.025　　  -.075
配偶替代意識（1為有）-.111***　　  -.062***　-.034　　  -.096
配偶替代機會　　　　-.135***　　　-.162***　-.042　  　-.204
婚姻質(zhì)量（復合）　　　　　　　　　  .310***　　　　　　  .310
R[2]　　　　　　　　.350　　　　　  .248
F　　　　　　　　　　221.390***　126.930***

　　
　　*P＜0.05,**P＜0.01,***P＜0.001，下同。
　　由于城市和農(nóng)村的社會經(jīng)濟和文化環(huán)境存在相當大的差異，因此，我們將分城鄉(xiāng)兩個模型分別估計不同因素的影響機制和程度。表2分別顯示了城鄉(xiāng)被訪者離異意向的不同影響機制和程度。盡管在兩個模型中，婚姻質(zhì)量與婚姻穩(wěn)定性的正相關(guān)均為最大，但與全體樣本相比，城市樣本的回歸系數(shù)從0.310上升到0.419，而在農(nóng)村模型中則下調(diào)至0.168，城市是農(nóng)村的2.5倍。這個結(jié)果與我們先前的假設完全一致，也就是限制離婚的外在文化與習俗壓力會削弱婚姻質(zhì)量與穩(wěn)定性之間的相關(guān)關(guān)系，使本來主要決定于自身質(zhì)量的夫妻關(guān)系的穩(wěn)定性更多地取決于外界的社會規(guī)范和制度安排。同時，城市模型解釋了31.7%因變量的方差，而農(nóng)村模型僅為17.8%。這也表明我們的第二個理論假說是符合中國的婚姻生活實際的。
　　路徑分析結(jié)果還支持了原先的其他假設：
　　1.正如經(jīng)濟學理論所預言的那樣，多子女將減少父母的離婚意向和行為。以全體樣本為例（見表1），每增加一個孩子，就會使父母的離婚意向單位下降12.3%，表明在中國人的婚姻生活中，孩子起著舉足輕重的穩(wěn)定夫妻關(guān)系的作用。除了作為婚姻的特殊資本增加父母維持婚姻的價值以外，孩子還是十分重要的血緣和感情紐帶，凝聚父母的親和力，強化雙親對婚姻與家庭的責任與投入，并自然而然地增加了對父母婚姻離散意向和行為的限制。我們的分析結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，多子女會在一定程度上降低夫妻的婚姻生活質(zhì)量，進而間接地提高離婚的風險。但是，與直接影響相對比，孩子的間接影響比較小。因此，直接和間接的正負影響相互抵消后，生養(yǎng)孩子依然有利于父母婚姻的穩(wěn)定性。
　　此外，子女越多夫妻分手概率越小的研究結(jié)果，也隱含著婚姻延續(xù)時間較長的老年夫婦離婚可能性更低的因素，因為子女數(shù)與結(jié)婚年數(shù)、當事人年齡的相關(guān)系數(shù)高達0.67和0.53。而結(jié)婚年數(shù)越長，付出的成本也越大，婚外的誘惑和引力越小，傾向分手的概率自然也小。
　　　　表2　離婚意向影響因素的路徑分析結(jié)果（分城鄉(xiāng)樣本）  
初始變量　　　　　　　　婚姻質(zhì)量　　　　　　城市模型
　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　離婚意向
　　　　　　　　　　　　　　　　　直接影響　間接影響　總影響
個人絕對資源（復合）　　.080***　  -.023　　　  .034　　　.034
子女數(shù)　　　　　　　　　-.009　　　.123***　　　　　　　.123
結(jié)婚年齡　　　　　　　　-.075***　  .068***　  -.031　　-0.37
婚前性關(guān)系（1為有）　　  -.120***　-.074***　  -.050　　  -.124
婚前感情基礎（復合）　　  .241***　  .034　　　  .101　　　.101
擇偶時本人和家人注重般配  .060***　-.023　　　  .025　　　.025
夫妻年齡差　　　　　　　-.053***　  .015　　　-.022　  　-.022
夫妻相對資源差（復合）  　.021　　　.011
雙方異質(zhì)性（復合）　　　-.312***　-.083**　　-.131　  　-.214
妻子承擔家務較多　　　　-.031*　　  .005　　　-.013  　　-.013
丈夫擁有家庭實權(quán)　　　　-.002　　  -.006
沖突時雙方各不相讓　　　-.071***　-.012　　　-.030  　　-.030
配偶替代意識（1為有）　&n

　　  
初始變量　　　　　　　　婚姻質(zhì)量　　　　農(nóng)村模式
　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　離婚意向
　　　　　　　　　　　　　　　　　直接影響　間接影響　總影響
個人絕對資源（復合）　  　.071***　  -.024　　　.013　　-.011
子女數(shù)　　　　　　　　　-.095***　　.086***　-.017　  　.069
結(jié)婚年齡　　　　　　　　-.024　　　  .014　  　-.004　　-.004
婚前性關(guān)系（1為有）　　　.001　　　-.108***　　　　  　-.108
婚前感情基礎（復合）　  　.343***　　.024　　　.061　  　.061
擇偶時本人和家人注重般配  .028　　  　.021
夫妻年齡差　　　　　　　-.048**　  　.006　  　-.009　　-.009
夫妻相對資源差（復合）　  .041**　　-.021　　　.007　  　.007
雙方異質(zhì)性（復合）　　　-.271***  　-.089***  -0.48　  　-.137
妻子承擔家務較多　　　　  .016　　　-.001
丈夫擁有家庭實權(quán)　　　　-.111***　　.076***　-.020　  　.056
沖突時雙方各不相讓　　　-.077***  　-.136***　-.014　　-.030
配偶替代意識（1為有）　  -.120***  　-.061**　  -.021　　-.082
配偶替代機會　　　　　　-.076***  　-.213***　-.014　　-.257
婚姻質(zhì)量（復合）　　　　　　　　　　.168***　　　　　　.168
R[2]　　　　　　　　　　  .368　  　　.178
F　　　　　　　　　　　113.972***　39.536***

　　
　　2.如同White提醒我們一樣，婚姻基礎確在一定程度上決定著伉儷婚后的命運。首先，初婚年齡越大婚姻越穩(wěn)定，這在城市樣本中更為顯著，直接影響的回歸系數(shù)達0.068，說明每推遲一年結(jié)婚，就會使日后的離婚風險下降6.8%。但初婚年齡過晚對婚姻調(diào)適的負面影響在城市也特別明顯，這在較大程度上歸因于六七十年代晚婚晚育的強制性行政干預（如女不到25歲、男不到27歲不予登記結(jié)婚）以及大齡知識青年返城后因就業(yè)、住房等困擾一再推遲婚戀，如城市30歲以下被訪者的平均結(jié)婚年齡為23.98歲，41～50歲年齡段則達27.13歲，50歲以上又降到25.39歲，而41～50歲年齡段研究對象的婚姻質(zhì)量指數(shù)也明顯最低。其次，婚前性行為對婚姻穩(wěn)定有直接影響。同時，城市被訪者婚前有性行為的還與其婚姻質(zhì)量有負相關(guān)，繼而間接增加其離婚意向，故對城市和農(nóng)村婚姻穩(wěn)定總影響的差異明顯縮小。再次，夫妻婚前般配程度和感情基礎主要通過提高婚姻生活質(zhì)量間接地減少離婚風險，其中婚前感情基礎對婚姻穩(wěn)定的作用明顯大于婚前對般配的注重，而盡管農(nóng)村被訪者婚前的感情基礎對婚姻質(zhì)量的影響更大（回歸系數(shù)達0.343），但由于農(nóng)村婚姻質(zhì)量與婚姻穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系較弱，故總影響仍明顯低于城市。
　　3.妻子承擔家務較多與婚姻質(zhì)量呈弱負相關(guān)，這在城市表現(xiàn)較明顯，主要是因為城市已婚男女的兩性資源差距相對較小，如城市的丈夫樣本受教育僅比妻子多0.6年，農(nóng)村則達2.4年，城市妻子的年收入是丈夫的67.8%，農(nóng)村僅占51.4%，但在城市仍有59%的妻子承擔更多的家務，丈夫承擔較多的只占13%，故妻子認為家務分配不公平的顯著高于丈夫的認同，加上性別平等意識在城市更深入人心，因此，丈夫少做家務在城市更可能對夫妻關(guān)系產(chǎn)生不利影響。但這還不足以威脅到婚姻的穩(wěn)定性，無論在城市還是農(nóng)村，家務分擔模式都未與當事人的離異意向有顯著相關(guān)。這主要是因為家務分工除了與家庭角色的性別規(guī)范相關(guān)外，也與職業(yè)角色負荷諸如上下班時間、勞動強度和壓力以及身體狀況等有關(guān)。盡管女性至今仍然承擔大部分家務，但在總體上首肯家務分工“很公平”或“較公平”的仍達80%以上。
　　平等型的或妻為主的家庭權(quán)力模式有利于農(nóng)村的婚姻質(zhì)量，首先是因為丈夫握有實權(quán)至今仍是農(nóng)村家庭的主要決策方式，占51%，而妻子做主的只有5%（城市家庭60%為平等型，夫權(quán)模式僅占14%）。農(nóng)村女性盡管教育程度低、從事非農(nóng)職業(yè)和薪金收入少于丈夫，但她們大多既是家庭農(nóng)副業(yè)生產(chǎn)的主力，又承擔著大部分家務（妻為主占82%），其中丈夫說了算的家庭婚姻質(zhì)量相對較差也有情可原。但因為是間接作用，故其影響不足以直接威脅婚姻穩(wěn)定性。而夫權(quán)模式雖不利于婚姻關(guān)系的和諧美滿卻有助于家庭的穩(wěn)定性，也從另一側(cè)面說明婚姻質(zhì)量在傳統(tǒng)文化根深蒂固農(nóng)村不被看重。
　　4.婚姻替代變量既直接又間接地影響著婚姻穩(wěn)定性，其回歸系數(shù)都具有統(tǒng)計顯著性。所不同的是農(nóng)村配偶替代機會的作用明顯增強，對婚姻穩(wěn)定的直接影響甚至超過婚姻質(zhì)量（前者的回歸系數(shù)為-0.213，后者為0.168）。也就是說，配偶替代意識強或再婚機會多的當事人，有更大的概率對婚姻不滿意，在夫妻關(guān)系失諧時也更多地會采取離異方式來解決困擾。由此看來，我們也不能低估婚姻替代因素對婚姻關(guān)系發(fā)展的間接作用。這個研究結(jié)果與Udry的假想相吻合，說明社會交換理論也適用于中國實際。
　　5.在對控制變量的估算中，也有一些有趣的發(fā)現(xiàn)，特別是一些實際結(jié)果與西方有較大的差異。如在西方研究中，教育水平對婚姻穩(wěn)定性的影響或者不具有統(tǒng)計顯著性，或者具有正面影響。然而，我們的分析結(jié)果則顯示，個人資源與婚姻質(zhì)量呈正相關(guān)而與離異意向呈負相關(guān)，但顯著性程度相對較弱。這可能是因為，社會階層較高者往往擁有更多的經(jīng)濟、知識資源，在擇偶時會更理智以及獲得更多的夫妻調(diào)適的訊息，從而有利于婚姻質(zhì)量的提高（其中也不排除社會階層較高者在接受訪問時有更大的概率掩飾婚姻生活消極面的可能），但他們對愛情的期望也較高，觀念又較開放，再選擇的機會也多，故在夫妻感情失和時更易產(chǎn)生離異念頭。又如，Bumpass等(1991)認為，與夫大妻小婚姻相比，妻大夫小的配偶關(guān)系打破了傳統(tǒng)家庭權(quán)力結(jié)構(gòu)的平衡，具有更大的不穩(wěn)定性。我們的分析結(jié)果則顯示，妻子年齡大于丈夫的婚配模式對雙方的協(xié)調(diào)適應具有積極意義，這或許可以改變?nèi)藗儗ε�大男小婚配模式的偏頗看法和擔憂。但雙方的年齡差距與其離異意向無顯著相關(guān)。
　　　　四、結(jié)論
　　借鑒不同學科的婚姻質(zhì)量理論、成本效用分析、社會交換理論、婚姻建構(gòu)觀點和夫妻異質(zhì)假說，本文提出一個綜合的理論框架來解釋中國人婚姻穩(wěn)定性的影響機制和程度。路徑分析結(jié)果表明，婚姻質(zhì)量是婚姻穩(wěn)定性最重要、直接的預測指標，然而，外在的限制離婚的社會文化環(huán)境會弱化婚姻質(zhì)量與離婚意向之間的相關(guān)關(guān)系�；橐鲑|(zhì)量在城市模型中具有更強的解釋力，農(nóng)村模型則顯示，婚姻主體的配偶替代機會與其離異意向呈最強正相關(guān)。
　　分析結(jié)果同時證實，婚姻質(zhì)量除直接影響婚姻穩(wěn)定以外，還是重要的中介因素，以傳遞其他解釋變量對婚姻穩(wěn)定的影響，換句話說，它不僅預見婚姻的發(fā)展前景，而且還解釋其他決定因素如何影響婚姻的穩(wěn)定性，使其他變量的影響方向和程度的統(tǒng)計測算更為準確。
　　研究結(jié)果還顯示，婚前相互了解、感情基礎好、雙方一致性又較強的夫妻更容易協(xié)調(diào)適應和強化凝聚力，繼而有利于婚姻的穩(wěn)定性；子女越多或婚姻延續(xù)時間越長，離婚的成本越高，夫妻分手的概率也越�。簧鐣�階層較高者的婚姻質(zhì)量相對較高，但他們對愛情的期望更高，觀念較開化，再婚機會也更多，故在發(fā)生感情危機時會更多地考慮中止婚姻關(guān)系。此外，配偶替代意識強、再婚機會多的當事人有更多的可能選擇與配偶分手。
　　中國以往社會本位、家庭本位的傳統(tǒng)文化更強調(diào)社會的穩(wěn)定需要和家庭的整體利益，強調(diào)個人的社會職責和家庭義務，忽略甚至漠視婚姻主體的個人感受和幸福。這不僅導致當事人更看重婚姻的形式而不是內(nèi)涵，甚至在外界的輿論壓力下終身生活在不幸婚姻中的后果，也為基層單位或社區(qū)粗暴干預個人私生活提供了合法依據(jù)。我們的研究結(jié)果表明，高質(zhì)量的婚姻是夫妻關(guān)系持續(xù)穩(wěn)定的前提和保障，只有婚姻質(zhì)量提高了，婚姻當事人的自我感覺幸福了，夫妻關(guān)系才可能穩(wěn)定長久，因此，社會應把婚姻質(zhì)量作為衡量生命質(zhì)量和穩(wěn)定婚姻關(guān)系的主要指標，把關(guān)注點更多地集中在增進婚姻主體的福利和滿足、提高他們生命質(zhì)量的人文關(guān)懷上，而不宜讓婚姻當事人肩負起不該由個人承載的過重的社會壓力。
　　因此，對于上述一些可能減少當事人的離婚風險，但會降低其婚姻質(zhì)量的研究結(jié)果，我們認為也不宜予以肯定或加以政策倡導。比如，多生育子女雖會使父母抑制或打消離異念頭，但卻不利于父母婚姻質(zhì)量的提高；過于晚婚雖會減少當事人的離異意向，卻也不利于婚后夫妻關(guān)系的調(diào)適等；又如，夫權(quán)型的決策模式雖會增加農(nóng)村婚姻的穩(wěn)定性，但這也將降低當事人的婚姻滿意度，故都不是我們所應鼓勵或提倡的。而教育素質(zhì)、經(jīng)濟資源的提高雖可能增加離婚的風險，但也有助于家庭生活水平和婚姻質(zhì)量的提高，繼而對減少離異意向有積極作用，這卻是我們需要促成的。此外，選擇配偶應慎重、理智，盡可能選擇背景相近、同質(zhì)性較強的異性作伴侶，正如費孝通先生在《生育制度》中所述“高度契洽不易憑空得來，只有在相近的教育和人生經(jīng)驗中獲得”；而在夫妻發(fā)生沖突時互相指責、各不相讓，無論對婚姻質(zhì)量還是婚姻穩(wěn)定都有明顯的不良預后，因此，提倡豁達、寬容的氣度和善于妥協(xié)、忍讓的沖突處理模式，在相互尊重、謙讓中培植愛、珍惜愛、升華愛、更新愛，這些都是本文研究結(jié)果給予我們的啟示和忠告。
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