1、婚姻质量：婚姻稳定的主要预测指标徐安琪 叶文振Based on several related theories, such as the marital quality theory, the cost/benefits theory, the social exchange theory, the marital formation theory, and the heterogamy hypothesis, a synthetic model is developed to explain the determinants of the marital stability in Chin
2、a. The results from a path analysis show that marital quality is the most important and direct predictor of divorce propensity. Moreover, marital quality also acts as a mediating variable for transmitting the effects of other explained variables. However, the external anti-divorce forces have signif
3、icantly weakened the negative correlation between marital quality and instability. The greater external constraints present, the lower impact of marital quality is on the future of marriage. A low quality of marriage, which tends to have a high risk of dissolution in urban areas, is more likely to s
4、urvive in a relatively traditional and conservative rural community. The research also found that the length of marriage and the number of children reduced the probability of divorce because of a higher cost. The compatibility and well-developed affection between premarital couples contribute signif
5、icantly to a higher quality of later marital relationship and subsequently reduce the chance of marital dissolution. But a greater attractiveness of marital alternative is likely to be associated with a higher risk of marital disruption. 七十年代末以来中国的离婚率持续上升。据国家统计局的统计，离婚数从1979年的30万对递增到2000年的121万对，粗离婚率也
6、从1979年的0.31上升到2000年的0.96 根据1993年民政部计划财务司编：民政统计历史资料汇编、1988年国家统计局人口统计司等编：中华人民共和国人口统计资料汇编，中国财经经济出版社出版和国家统计局编：中国统计年鉴，中国统计出版社2001年版提供的相关资料自行计算，反映当年每千人口的离婚对数（离婚对数/年平均人口），是民政部和国家统计局公布的离婚率的二分之一。后者反映的是每千人口的离婚人口数。据说这是民政部1988年为统一离婚率计算方法，专门召集有关专家、学者及婚姻统计工作者讨论研究决定的，参见李时荣：“对中国人口离婚状况的分析”，中国人口科学1993年第6期第21页。，约增加了3倍
7、强。但国内现有的离婚研究大多只停留在宏观的概念化或定性论述上，较少定量分析和检验，尤其缺乏对微观家庭的婚姻稳定性及其影响机制的定量研究。而且仅有的个别研究也没有把婚姻质量列入它们的分析框架，以致微观研究在一定程度上过高地估计了其他并非主要的影响因素的作用。本研究将在我们近期研究的基础上，通过对前人研究的系统融合，提出一个更为完善的分析框架，从理论层面进一步深化对婚姻稳定性的分析。一 理论背景和假设（一） 婚姻质量作为预测变量虽然国内以往的离婚研究很少把婚姻质量作为一个影响变量，但婚姻质量与婚姻离散之间的因果关系却是显而易见的 (White, 1990)。Lewis和Spanier(1979)
8、是首次把婚姻质量和婚姻稳定性联系起来分析的学者，他们相信，婚姻质量和稳定性之间存在着一个正相关关系，即婚姻质量越高，婚姻的稳定性越好。之后的一些经验研究支持了他们的观点。Udry(1981)通过对都市已婚白人的调查分析，发现妻子的婚姻幸福感是婚姻变动的最重要的预测变量。Booth等（1986）的研究结果进一步证实，与婚姻较幸福的当事人相比，低幸福感的夫妇在今后3年离婚的可能性大约会高出4至5倍。其他的研究也表明，夫妇在一起的时间越多或婚姻互动的质量越高，其婚姻稳定性也越高(Matthews et al., 1996)。由此看来，一个更为合适的关于中国人婚姻稳定性的理论解释框架也应该把婚姻质量也
9、列入其中。然而，需要指出的是，婚姻质量对婚姻稳定性的影响程度在不同文化背景地区并非相同。Lewis和Spanier（1979）认为“不能离婚的文化规范，如来自家庭、朋友和教会的压力等，会提升婚姻质量影响的水平，以致于保证婚姻关系的延续或婚姻的稳定”，也就是说，反对离婚的社会环境会进一步强化婚姻质量与离婚意向之间的相关关系。而事实上，外在的压力不是强化而是削弱了婚姻质量对夫妻关系稳定的制约作用(Schumm and Bugaighis, 1985; Thomas and Kleber, 1981)。从中国的国情而言，由于城市和农村的经济发展水平、社会文化规范存在相当大的地域差异，婚姻主体的生活质
10、量、价值取向和互动模式也有较大的不同，婚姻离散所要付出的经济、社会和心理代价也明显不同。由于“好人不离婚，离婚不正经”、“宁拆十座庙，不破一对婚”和“没妈的孩子象根草”的伦理文化以及“嫁鸡随鸡，嫁狗随狗”、“生是婆家人，死是婆家鬼”的封建礼教在农村更为根深蒂固，加上经济资源的匮乏等因素，农村地区的婚姻离合依然主要取决于实际状况和个人意向以外的社会环境的制约。在这些外部力量的支配下，冷漠无情、彼此厌恶的夫妻可以同床异梦、白头皆老。相反，在中国城市，由于外在的约束日渐消减，婚姻的命运也愈益更多地取决于当事人的感受和自我意愿，婚姻质量的决定作用明显加强。总之，当一个社会文化环境倾向于把婚姻稳定置于婚
11、姻质量之上时，其婚姻质量对稳定婚姻关系的作用就会减弱，或者说限制离异的外在压力越大，婚姻质量对夫妻关系的影响程度就越小。（二）婚姻质量作为中介变量除了直接预测离婚意向以外，婚姻质量还具有中介作用，也就是其他因素通过婚姻质量间接地对婚姻稳定性起作用。把婚姻质量作为中介因素列入分析框架，不仅说明所选择的其他变量如何影响离婚意向，而且还能够较为准确和全面地估计这些影响的方向和程度。首先，根据成本效益理论（Becker,1981），婚生孩子数和结婚年数是两个重要的成本变量，它们都会起到稳定婚姻关系的作用。生育与离婚之间的相关关系已在许多研究中得到证实（Peters, 1986; Canabal, 19
12、90）。孩子特别是小于18岁的孩子是婚姻的特有资本，它使婚姻增值，并阻止婚姻关系的解除。在中国，生育孩子更是婚姻家庭生活的头等大事，有了孩子特别是多子女会加大离婚的成本，从而帮助父母稳定他们的婚姻关系（曾毅，1993；叶文振, 1998）。另外，一个婚姻持续的时间越长，当事人投放到婚姻关系上的个人资源越多，婚姻解体的损失也就越大（Becker et al, 1977）。但是，强调离婚成本的经济学者只注意到问题的一个方面，他们忽视了孩子和婚姻的延续年限也可能会降低婚姻的质量，进而间接地增加婚姻失败的概率。一些前人研究已发现，婚姻质量与结婚年数、孩子数之间存在着较强的负相关关系。抚养孩子会降低父母
13、之间的互动频率以及消耗本来可以用于父母自己彼此交流的时间和感情，这种负面影响会一直延续到孩子长大成人以后（Feldman, 1981；White et al, 1986）；结婚年数的影响主要在于随着时间推移而逐渐消失的对婚姻的美好理想，特别是日复一日婚姻生活所产生的边际效用递减（Luckey, 1966）。除了直接地对婚姻稳定性的正面作用外，结婚年数和婚生孩子还会通过降低婚姻质量间接地影响婚姻的可持续发展，这些直接和间接影响互相抵消之后，经济学者对这两个成本因素影响程度的估计就多少偏高了。第二，Levinger（1976）的社会交换理论认为，婚姻的稳定性是3个影响因素，即对婚姻本身的满意度、婚
14、姻以外其他选择的吸引力（也称婚姻替代）以及离婚阻力的平衡结果。当阻碍离婚因素和婚姻满意度保持不变时，其他选择的吸引力越大，婚姻受挫的危险也越大。之后，Udry(1981)从经验主义角度对Levinger的婚姻替代概念进行深入探讨，认为与婚姻满意度一样，婚姻替代本身具有对离婚意向的独立预测能力，在控制其他影响因素后，婚姻替代会提高离婚的可能性。与此同时，Lewis和Spanier(1979)还从理论上推导，婚姻以外其他选择的吸引将降低婚姻生活的质量，进而影响婚姻的稳定性，说明婚姻替代还具有间接地预示一个婚姻未来的能力。但是，学术界一直没有对这一理论假设进行实证检验。我们不仅支持Udry的关于婚姻
15、替代具有独立影响的假设，也认同Lewis和Spanier关于间接影响的推断，并把这两个理论思考一起引入我们的解释框架，认为婚姻替代对离婚意向的作用应该包括前者对后者的直接和间接的双重影响。第三，White(1990)批评学术界在研究离婚时较少去关注婚姻建立过程可能产生的影响。她建议应该更多地考虑择偶对婚姻发展的作用，因为有关婚姻如何建立起来的信息会帮助我们更好地理解婚姻失败的原因。一些前人的研究也认为，初婚年龄和婚姻稳定性成正相关，越晚结婚越有利于婚姻关系的持续发展(Martin and Bumpass, 1989)。Booth和Edwards (1985)把这种正相关关系，部分归因于社会角色
16、扮演在年龄上的差异。Heaton(1991)却相信，这是婚姻变动风险随年龄增大而逐步变小的缘故。另一方面，晚婚的男女相对比较独立，以往长期形成的个人性格的可塑性较小或弹性较差，这些特质又给婚后的调适带来困难(Bitter, 1986)。因此，除了它直接抑制离婚以外，晚婚还会因为与婚姻质量的负相关关系而间接增加离婚风险。根据Whyte(1990)的报告，婚前性行为不利于婚姻的稳定，因为它使两个人的结合变得比较随意，缺乏神圣的感觉，进而又会使当事人减少对婚姻制度的崇敬和珍视。Burgess和Wallin(1953)的研究也发现，夫妻俩都没有婚前性经历的婚姻，其质量指数如婚姻满意度和幸福感等都大大高
17、于至少一方有婚前性行为的婚姻。Whyte(1990)认为，有婚前性行为的一方进入婚姻后通常会对婚姻有更高的期望，结果往往增加了对婚姻生活的失望。其他学者则给出另一种解释，以为婚前性行为会比较明显地降低当事人从婚姻中所得到的新感觉，从而影响他们的婚姻满意度或幸福感(Watson, 1983)。由于婚前性行为与中国的传统文化婚前守身的价值追求相悖，违背性行为准则将遭受社会的严厉谴责，加上心理上的悔愧等都会给婚姻投下阴影。因此，按照我们的设计，婚前性行为对婚姻稳定性既有直接的负面影响，同时还将通过降低婚姻质量而间接增加婚姻破裂的风险。Cate和Lloyd(1992)认为，恋爱时间较长有利于增强婚姻幸
18、福感，因为谈情说爱的周期越长，你越能够发现对方是否与自己相一致。Lewis和Spanier(1979)还提出，双方相爱越深，情感上越是互为依恋，那么他们的婚姻质量就越高。事实上，婚前较深的相爱一般会为婚后生活打下比较好的感情基础，从而提高夫妻生活质量，其结果必然会促使婚姻关系的稳定。为了估计婚前因素对婚姻稳定性的影响，我们把初婚年龄、婚前性行为以及婚前的感情基础等也作为预测变量列入分析框架。我们还假设婚前的感情基础即包括恋爱时间、相互了解程度以及感情深度等变量也会直接地或通过与婚后夫妻生活的质量间接地对婚姻稳定性起作用。第四，“异质假设”(the heterogamy hypothesis)认
19、为，夫妻年龄、个性、宗教信仰、种族、社会地位及其变迁等方面差异比较大的婚姻一般具有较高的离婚风险，因为这些差异容易引起更多的不一致和冲突(Bitter,1986;Tzeng, 1992)。Bumpass和Sweet(1977)发现，夫妇的年龄差距越大，婚姻失败的概率也越大。然而，也有的研究人员认为，夫妻年龄差对婚姻稳定性的影响主要是间接的，因为它和婚姻调适或婚姻整合有着相当密切的关系(Atkinson and Glass, 1985)。这些变量或者直接或者间接地也和婚姻稳定性有一定关系。择偶时的般配程度、双方在兴趣爱好、思想观念、生活习惯等方面是否一致也反映了双方的异质性，并对婚后的夫妻关系产
20、生或多或少的影响。列入理论模型的还有一些控制变量，主要是反映有关当事人社会和经济背景的指标，包括婚姻当事人的教育水平和收入。在前人分析中，这两个变量都和婚姻稳定性成正相关(Martin and Bumpass, 1989; Bumpassetal., 1991)。也有研究证实，经济拮据或压力往往导致配偶之间的冲突和互动上的障碍，表明经济状况的改善会提高或至少保持婚姻生活的质量，进而降低婚姻失败的风险(Conger etal., 1990)。此外，我们还将双方的互动方式如谁承担更多家务、谁拥有更多的家庭实权以及冲突处理模式等也纳入分析视野。（三）本研究的理论假设结合不同学科关于婚姻质量理论、成本
21、效用分析、社会交换理论、婚姻组合观点以及夫妻异质假设，本文提出一个新的理论模型，并以路径分析方法来揭示中国人婚姻稳定性的影响机制和程度。如图1所示，婚姻质量既是直接影响当事人离异意向的主要变量，同时也是间接作用于婚姻稳定性的中介因素。我们将利用抽样调查的资料，对以下理论假设进行实证检验：1、婚姻质量是婚姻稳定性最重要、直接的预测指标，高质量的婚姻是夫妻关系持续稳定的前提和保障；同时，相关的初始变量还将通过婚姻质量这个中介变量，间接地作用于婚姻稳定性。2、在传统婚姻文化与制度约束还很强的农村地区，婚姻质量的作用将明显减弱，也就是说，在社会与文化环境依然较传统和保守的地区，一个质量较低的婚姻有更大
22、的概率继续“凑合”下去。3、尽管社会阶层较高者婚前的感情基础较好，平时为经济或家务等发生冲突的概率较低，继而有利于婚姻质量的提高，但他们对爱情的期望也较高，观念较开化，再婚机会也更多，故在发生感情危机时会更多地考虑中止婚姻关系。4、婚姻延续时间越长、子女越多，离婚的成本越高，夫妻分手的概率也越小，但由于这两个变量还会通过影响婚姻质量而减少婚姻稳定性，因此，实际上结婚年数和孩子数对婚姻稳定的作用将弱化。5、结婚年龄和婚前性行为等因素，将通过婚姻质量间接地作用于婚姻稳定性，但由于国情的不同，其影响方向和强度未必与西方文献的研究结论相一致。 6、择偶时注重般配、婚前感情基础较好、双方一致性较强的夫妻
23、更容易协调适应和增加凝聚力，继而也明显有利于婚姻的稳定性。7、谁承担家务未必与夫妻关系及其稳定性相关，但男权模式和双方在冲突情势中互不妥协则会对婚姻质量和婚姻稳定有负面影响。8、配偶替代意识及机会与当事人的离异意向呈正相关。婚 姻 质 量一、个人资源 二、婚前因素 三、婚姻成本四、夫妻异质性五、双方互动模式六、婚姻替代婚姻稳定 图1 婚姻稳定影响因素的路径分析框架二 资料与方法本文使用的资料是取自中国婚姻质量研究项目。这个于1996年完成的入户访问共抽查了居住在上海、哈尔滨两城市和广东、甘肃两农村的6033个已婚男女。调查点的选取主要根据不同的社会经济发展水平和地理人文特征，即沿海、内地、城市
24、与农村社区，其目的是为了能够保证该样本的代表性。调查主要采用多阶段分层概率抽取技术，分别从这4个地区各抽取65岁以下的800个已婚妇女，然后入户对这些妇女以及她们的丈夫进行问卷访问。从被调查者的年龄分布来看，30岁以下的占20.1%，31至40岁的占35.9%，41至50岁占27.7%，50岁以上的占17.3%，夫妻的平均年龄分别为41.3和39岁。每对样本夫妻平均生育1.95个孩子，最多有12个孩子；只有9.7%的被调查者有过婚前性行为，他们的平均恋爱时间近18个月，平均婚姻延续时间为16.2年。占98.9%的夫妇是汉族，96.8%没有宗教信仰，98.5%都是初次结婚。显然西方研究中经常被作
25、为重要变量加以分析的种族、宗教和结婚次数等在这里就可以忽略不计。本文所要分析的因变量是被调查者对婚姻稳定性的自我评价和取向。前人研究通常采用两种测量来反映这种主观感知。一种是使用一个两分的变量表示被调查者是否认为他（她）的婚姻在过去的一年里出现了危机，1表示有问题的婚姻，0代表平安无事的夫妻关系(Sabatelli, 1988)，另一种测量是离婚意向，它主要取决于对被调查者想离婚的迫切程度的估计或对自己离婚可能性的排序(Webster et al., 1995)。我们将使用第二种测量方法，即用被调查者离异意向的频率来测量他（她）的婚姻稳定程度。考虑到婚姻是一个整体，其稳定性也取决于夫妻双方的自
26、我感受和离异意向。因此，在入户访谈中，我们既询问被访者“在过去的一年中您是否有过离婚的念头”（1、经常有离婚的念头，2、有时有，3、偶尔有，4、从无），同时还收集了“您认为配偶是否会提出与您分手”（1、肯定会，2、也许会，3、难说，4、不大可能，5、肯定不会）的资料。由于被访者往往会掩饰自己的负面感受，我们首先对夫妻回答不一的资料以取低不取高的原则进行技术性处理（即认同更坦率承认有离异意向或认为对方会提出离婚一方的回答），然后将当事人的离异意向和对配偶离异意向的估计值相加并把它视作连续变量(最低为2分，最高为9分)，估计值越高，表明当事人的婚姻越稳定。对前述的解释变量及控制变量，我们分别作如下
27、处理和测量：1、婚姻质量按照中国婚姻质量研究课题设计的被称为SCMQ “婚姻质量多维组合量表” (Scale of Chinese Marital Quality)是一个包括6个子量表31个指标在内的测量框架。我们借助于因子分析法把它们复合成一个多维侧面来反映被访夫妻的婚姻质量。为了尽量减少夫妻双方在估计婚姻质量时由于各自的感受、评价或理解的不一可能产生的偏差，对于夫妻回答不一的资料，我们都按打分低的一方为依据作技术处理，把夫妻视作一个共同体进行研究。因素分析的结果显示，31个具体指标被有规律地聚类合成为 “夫妻关系满意度”、“物质生活满意度”、“性生活质量”、“双方内聚力”、“婚姻生活情趣”
28、和“夫妻调适结果”6个侧面，我们以每个因子解释方差的比重为权数，将6个因子加总为一个单一的复合系数来表示其婚姻质量水平。整个测量的可信度为0.93（参见徐安琪、叶文振，1999）。2、成本变量离婚成本由婚生孩子数和结婚年数2个变量代表，均为连续变量。但由于这2个变量的相关系数高达0.67，考虑到以往的一些研究曾显示，结婚年数与婚姻质量呈“U”字型曲线相关，因此，我们将不纳入结婚年数变量，以排除这2个变量间的多重共线性对回归模型统计估计的影响。3、婚前因素我们用3个指标测度这一变量，包括初婚年龄、有无婚前性行为以及婚前的感情基础。其中初婚年龄是连续变量，婚前性经验是虚拟变量（1表明婚前有过性行为
29、0为没有）。婚前的感情基础由“恋爱时间”、“择偶时对未婚夫/妻的满意度”、“对未婚夫/妻优点或缺点的了解程度”和“婚前的感情深度”5个连续变量用因子分析法简化复合而成，其特征值为2.7，总解释量为54.7。4、夫妻异质性夫妻间的年龄差处理为连续变量，数值越大表示丈夫比妻子大得多；双方般配程度也是连续变量，主要是将被访者当初恋爱或结婚时“对双方是否般配的考虑程度”（1为未考虑，2为考虑，3为非常注重）和家人对此问题的选答相加（最低为2，最高为6，数值越高表明本人和家人都非常注重般配）；双方一致性变量是用因子分析法把反映双方“兴趣爱好”、“思想观念”、“性格脾气”、“生活习惯”及“消费意向和习惯
30、是否一致（5分为很不一致，1分为非常一致）的5个变量复合而成（特征值为2.7，总解释量为53.4）。5、双方互动模式“谁承担更多家务”为连续变量，15分别表示从丈夫为主到妻子为主，“丈夫拥有家庭实权”为虚拟变量，0为否，1为是；“冲突处理模式”也是虚拟变量，1表示双方各不相让，0为总有一方主动让步。6、婚姻替代婚姻替代因素也有2个测量指标，它们分别是当事人的婚姻替代意识和自己所预估的婚姻替代机会，用Udry（1981）的术语来表述，这2个指标主要表明在被调查者的预测中，离婚后再和别的异性结婚是否会比现有婚姻更幸福，以及有多大的可能找到替代现有配偶的更好对象。婚姻替代意识被处理为虚拟变量，1和
31、0分别代表是否认同和别的异性结婚会比现在更幸福。替代机会被视作连续变量，1至5表示从“肯定找不到”到“肯定能找到”。7、控制变量主要是被访者的社会经济特征，包括受教育年数、职业以及年收入3个变量的绝对值和相对值。由于这3个变量存在着较强的相关性，尤其是受教育年数、职业层次的相关系数高达0.66，而且我们认为个人的社会阶层是一个反映教育程度、职业和经济收入多因素的复合指标，因此以因子分析法将这3个变量合成为“个人资源”新因子，其特征值为1.83，总解释量为61.0%；并用同样的方法把“夫妻受教育年数差”（夫妻）、“夫妻职业阶层差”（夫妻）和“丈夫收入在夫妻总收入中的比重”3个变量复合成“夫妻的相
32、对资源差”新因子，其特征值为1.40，解释量为46.8。将个人资源的多变量简化为复合变量，不仅能更客观、综合地反映当事人的社会阶层及其夫妻的资源差异，而且也可排除各变量间的多重共线性对回归模型统计估计的影响。本研究的分析单位是接受调查的6033位已婚男女。在分析方法方面，由于自变量都为连续变量或虚拟变量，我们将采用OLS回归分析方法估计所提出的解释模型。我们首先估计初始变量对婚姻质量和离婚意向的回归系数，然后再计算初始变量对离婚意向的间接影响系数，最后计算结果将包括所有选取的解释变量对离婚意向的直接影响、间接影响和总影响系数，并籍此说明各解释变量对婚姻稳定性的影响方向、程度以及影响的机制。同时
33、我们还将对总样本分城乡估计，以便进行城乡比较。三 结果与分析我们首先描述不同群体自述的离异意向。被访者在过去一年中从未产生过离婚念头的高达84.0%，认为配偶肯定不会提出离婚的占72.8%，而本人经常或有时有离婚念头的仅为5.8%，认同对方肯定或也许会提出离婚的只有0.7%。但如果把夫妻作为一个整体并对回答不一的数据取低处理和将双方的离异意向加总后，合成分值最高的9分即双方均无离异念头的只占65.6%。当然，一方或双方有离异打算的并不多，得分在26分的仅为5.8%，7分占8.5%，8分为20.1%，表明中国婚姻具有相当高的稳定性。我们将合成分为26分的界定为一方或双方经常有、7分为有时有、8
34、分为偶尔有离婚念头，9分为双方均无离异意向制作成表1。从表1的描述性统计中我们可以看到，与农村相比，城市曾有过离婚意向的夫妇比例约高出13.3个百分点；与有1个孩子的相比，多子女无疑会减少夫妻的离婚念头，但无子女的样本与有1个孩子的相比未显示出离婚念头更少的倾向，其中也有家庭生命周期的交互影响，因为无子女被访者中有三分之二是30岁以下男女，他们刚步入婚姻殿堂不久，正处于两性角色调适的“多事之秋”，还常因年少气盛而缺乏成熟的耐心，对爱情的期望又相对较高，在激烈冲突后更易陷入失望或危机；与婚前无性行为的相比，未婚时双方发生过性行为者想改变现有婚姻关系的也高出18.8%；发生冲突时双方各不相让者有分
35、手意向的也高于善于妥协的夫妇近20%；认同和别的异性再婚会更幸福的当事人，经常有离婚念头的是无配偶替代意识者者的4倍强；而每4个认为自己肯定能找到比配偶更好的异性者，就有1个经常产生冲出婚姻围城的想法，而再婚前景渺茫者有离婚意向的极少。表1 离婚意向主要影响因素的描述性统计结果变 量双方的离婚意向或念头（%）样本数经常有有时有偶尔有从来没有一、地区6033农村4.26.616.672.62867城市7.210.223.359.33166二、孩子数6031无6.36.726.061.02231个7.610.924.257.425962个4.68.318.768.417673个及以上3.84.61
36、3.877.81445三、婚前性行为6033无4.88.019.667.55436有14.112.724.548.7597四、发生冲突时双方各不相让6033否5.38.320.066.35841是18.813.023.444.8192五、婚姻替代意识6033无4.88.119.867.35644有19.813.924.741.6389六、替代机会6027肯定能找到25.213.420.540.9127 会找到11.314.625.049.1591 难说8.012.425.753.82242 不大可能3.35.124.267.41190肯定找不到1.53.79.385.51877由于上述单因素与
37、研究对象离异意向变量间可能存在着虚假相关，因此，我们将在控制其他因素后并以路径分析的方法来估计所选取因素对样本夫妇离异意向的直接和间接的影响。分析结果首先支持了我们的第一个假设，即婚姻质量越高，其稳定性也就越大，在具有统计显著性的所有解释变量中，婚姻质量合成分数值与样本夫妇的离异意向呈最大的正相关，回归系数高达0.310，在0.001水平上具有统计意义。这一结果表明，一个较为科学的解释婚姻稳定性的模型必须把婚姻质量作为一个重要的自变量。同时，由于婚姻质量对离婚意向的决定性作用，我们只有努力提高婚姻生活的质量，才能真正保持婚姻的长期稳定。表2 影响离婚意向的多因素路径分析结果（全部样本）初始变量
38、婚姻质量离婚意向直接影响间接影响间接影响和总影响只对有统计意义的标准化回归系数加以估计，下同。总影响个人社会阶层.035*-.034*.011-.023子女数-.035*.123*-.011.112结婚年龄-.051*.039*-.016.023婚前性关系（1为有）-.066*-.100*-.020.120婚前感情基础（复合）.322*.012.100.100择偶时本人和家人注重般配.066*-.012.020.020夫妻年龄差-.052*.010-.016-.016夫妻相对资源差.043*.003.013.013双方异质性（复合）-.296*-.099*-.092-.191妻子承担家务较多-
39、003.002丈夫拥有家庭实权（1为是）-.040*.053*-.012.041冲突时双方各不相让-.082*-.050*-.025-.075配偶替代意识（1为有）-.111*-.062*-.034-.096配偶替代机会-.135*-.162*-.042-.204婚姻质量（复合）.310*.310R2.350.248F221.390*126.930* P 0.05，* P 0.01，* P 0.001，下同。由于城市和农村的社会经济和文化环境存在相当大的差异，被访对象的生活状态、婚姻价值和夫妻互动模式也存在较大的差异，因此，我们将分城乡两个模型分别估计不同因素的影响机制和程度。表3和表4分别
40、显示了城乡研究对象的离异意向的不同影响机制和程度。在城市样本中，婚姻质量对婚姻稳定性的影响依然最大。但与总样本对比，回归系数从0.310上升到0.419，而在农村样本中则下调至0.168，二者相差0.251，城市是农村的2.5倍。显然这个结果与我们先前的假设完全一致，也就是限制离婚的外在文化与习俗压力会削弱婚姻质量与稳定性之间的相关关系，使本来主要决定于自身质量的夫妻关系的稳定性更多地取决于外界的社会规范和制度安排，外在的阻力越大，婚姻质量与稳定之间的相关联系就越弱。而且，由于婚姻质量影响程度的变化，模型的解释能力或样本决定系数也有相应的调整。全体样本模型解释了24.8%因变量的方差，城市模型
41、提高到31.7%，而农村模型仅解释了17.8%。这也表明我们的第二个理论假说是符合中国的婚姻生活实际的。表3影响离婚意向的多因素路径分析结果（城市样本）初始变量婚姻质量离婚意向直接影响间接影响总影响个人社会阶层.080*-.023.034.034子女数-.009.123*.123结婚年龄-.075*.068*-.031-.037婚前性关系（1为有）-.120*-.074*-.050-.124婚前感情基础（复合）.241*.034.101.101择偶时本人和家人注重般配.060*-.023.025.025夫妻年龄差-.053*.015-.022-.022夫妻相对资源差.021.011双方异质性（
42、复合）-.312*-.083*-.131-.214妻子承担家务较多-.031*.005-.013-.013丈夫拥有家庭实权-.002-.006冲突时双方各不相让-.071*-.012-.030-.030配偶替代意识（1为有）-.098*-.072*-.041-.113配偶替代机会-.167*-.095*-.070-.165婚姻质量（复合）.419*.419R2.370.317F126.287*93.001*表4 解释变量对离婚意向的直接和间接影响（农村样本）初始变量婚姻质量离婚意向直接影响间接影响总影响个人社会阶层.071*-.024.013-.011子女数-.095*.086*-.017.0
43、69结婚年龄-.024.014-.004-.004婚前性关系（1为有）.001-.108*-.108婚前感情基础（复合）.343*.024.061.061择偶时本人和家人注重般配.028.021夫妻年龄差-.048*.006-.009-.009夫妻相对资源差.041*-.021.007.007双方异质性（复合）-.271*-.089*-.048-.137妻子承担家务较多.016-.001丈夫拥有家庭实权-.111*.076*-.020.056冲突时双方各不相让-.077*-.136*-.014-.030配偶替代意识（1为有）-.120*-.061*-.021-.082配偶替代机会-.076*-
44、213*-.014-.257婚姻质量（复合）.168*.168R2.368.178F113.972*39.536*路径分析结果还支持了上述的其他假设：（1）正如经济学理论所预言的那样，婚生孩子将减少父母的离婚意向和行为。以全体样本为例（见表2），每增加一个孩子，就会使父母的离婚意向单位下降12.3，表明在中国人的婚姻生活中，孩子起着举足轻重的稳定夫妻关系的作用。除了作为婚姻的特殊资本增加父母维持婚姻的价值以外，孩子还是十分重要的血缘和感情纽带，凝聚父母的亲和力，强化双亲对婚姻与家庭的责任与投入，并自然而然地增加了对父母婚姻离散意向和行为的限制。我们的分析结果还发现，多子女会在一定程度上降低夫
45、妻的婚姻生活质量，进而间接地提高离婚的风险。但是，与直接影响相对比，孩子的间接影响比较小。因此，直接和间接的正负影响相互抵消后，生养孩子依然有利于父母婚姻的稳定性。此外，子女越多，夫妻分手概率越小的研究结果，也隐含着婚姻延续时间较长的老年夫妇离婚可能性更低的因素，因为子女数与结婚年数、当事人年龄的相关系数高达0.670和0.531。而结婚年数越长，付出的成本也越大，婚外的诱惑和引力越小，倾向分手的概率自然也小。（2）如同White提醒我们一样，婚姻基础确在一定程度上决定着伉俪婚后的命运。首先，初婚年龄越大婚姻越稳定，这在城市样本中更为显著，直接影响的回归系数达0.068，说明每推迟一年结婚，就会使日后的离婚风险下降6.8%。但初婚年龄过晚对婚姻调适的负面影响在城市也特别明显，在较大程度上归因于六、七十年代晚婚晚育的强制性行政干预（如女不到25岁、男不到27岁不予登记结婚）以及大龄知识青年返城后因就业、住房等困扰一再推迟婚恋，如城市30岁以下被访者的平均结婚年龄为23.98岁，4150岁年龄段则达27.13岁，50岁以上又降到25.39岁，而4150岁年龄段研究对象的婚姻质量指数也明显最低。其次，婚前性行为如我们所假设的那样会直接影响婚姻的稳定性。在城市，婚前有性行为者的离婚意向约高出把性行为推迟到婚后的7.4%，农村更高出10.8
