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)是首次把婚姻质量和婚姻稳定性联系起来进行分析的学者，他们相信，婚姻质量和稳定性之间存在着正相关关系，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。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关非相同。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”。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。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。
（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，不仅能说明所选择的其他变量如何影响离婚意向，而且还可较为准确和全面地估计这些影响的方向和程度。
第一，根据成本效益理论，子女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。生育率与离婚之间的相关关系也在许多研究中得到证实（Peters,1986;Canabal,1990；曾毅，1993）。另外，婚姻持续时间越长，当事人投放到婚姻关系上的个人资源越多，婚姻解体的损失越大(Becker et al,1977)。但强调离婚成本的经济学者往往忽视了孩子数和结婚年数可能会降低婚姻质量，进而间接地增加婚姻失败的概率。一些研究发现，婚姻质量与结婚年数、孩子数之间存在着较强的负相关，抚养孩子会降低父母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(Feldman,1981;White et al,1986)；结婚年数的负效应在于随着时间推移而对婚姻的美好理想逐渐消失，特别是日复一日的婚姻生活所产生的边际效用递减(Luckey,1966)。
第二，Levinger(1976)的社会交换理论认为，婚姻稳定性是婚姻满意度、婚姻以外其他选择的吸引力（也称婚姻替代）以及离婚阻力相平衡的结果。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。Udry(1981)进一步认为，婚姻替代本身具有对离婚意向的独立预测能力，在控制其他变量后，婚姻替代会提高离婚的可能性。同时，Lewis等(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。但学术界一直没有对这一理论假设进行实证检验。
第三，White(1990)批评学术界在研究离婚时较少关注婚姻建立过程可能产生的影响，因为有关婚姻如何建立的信息会帮助我们更好地理解婚姻失败的原因。一些学者也认为，初婚年龄和婚姻稳定性成正相关(Nartin et al,1989)。Heaton(1991)认为，这是离婚风险随年龄增大而变小的缘故。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。也有学者以为，婚前性行为会减少当事人从婚姻中所得到的新鲜感，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谴责，并留下心理阴影。因此，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)还认为，恋爱时间较长有利于增强婚姻幸福感，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。
第四，“异质假设”认为，夫妻在年龄、个性、宗教信仰、种族、社会地位等方面差异较大的婚姻往往具有较高的离婚风险，因为这些差异易引起更多的不一致和冲突(Bitter,1986;Tzeng,1992)。Bumpass等(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 et al.,1985)。有研究表明， 教育 水平和收入等控制变量和婚姻稳定性呈正相关(Martin et al.,1989;Bumpass et al.,1991)；经济拮据或压力往往导致配偶间的冲突和互动障碍，进而增加婚姻失败的风险(Conger et al.,1990)。
（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，本研究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。按照该框架，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以婚姻质量为中介变量，间接地作用于婚姻稳定性。2.在社会文化环境依然较保守、限制离异的外在压力较大的农村地区，婚姻质量对婚姻稳定的作用将明显减弱，即一个质量较低的婚姻有更大的概率继续“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，离婚成本越高，夫妻分手可能越小。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，故实际上结婚年数和孩子数对婚姻稳定的作用将弱化。5.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。6.配偶替代意识及机会与当事人的离异意向呈正相关。
二、资料与方法
本文使用的资料来自《中国婚姻质量研究》项目。该研究共调查了居住在上海、哈尔滨两城市和广东、甘肃两农村的6033个已婚男女（注：抽样方法和样本特征参见徐安琪、叶文振《中国婚姻质量研究》，中国社会 科学 出版社1999年版。）。本文所要分析的因变量是被访者对婚姻稳定性的自我评价。前人的研究通常采用两种测量来反映这种主观感知。一是使用一个两分的变量表示被访者的婚姻是否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，它主要取决于被调查者对自己离婚可能性的估计排序(Webster et al.,1995)。我们将使用第二种测量方法，即用被访者离异意向的频率来测量其婚姻的稳定程度。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”的资料（1.肯定会，2.也许会，3.难说，4.不大可能，5.肯定不会）。考虑到被访者一般不会夸大自己的离异意向，我们以更坦率地承认有离异意向或认为对方会提出离婚一方的回答为准，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，我们分别作如下处理和测量：
1.婚姻质量。《中国婚姻质量研究》课题设计的“婚姻质量多维组合量表”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个指标被有 规律 地聚合为“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”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个指标作测量，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，婚前性经验为虚拟变量（1表明婚前有过性行为，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，信度为0.77。
4.夫妻异质性。夫妻年龄差的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）和家人对此的考虑程度相加（最低为2，最高为6）；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”是否一致（1分为非常一致，5分为很不一致）的5个变量复合而成，测量信度为0.75。
5.双方互动模式。“谁承担更多家务”为连续变量，1～5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。婚姻替代变量分别是当事人的婚姻替代意识和婚姻替代机会，前者为虚拟变量，1和0分别代表是否认同“和别的异性结婚会比现在更幸福”；后者即“有多大的可能找到替代现有配偶的更好对象”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、职业素质和经济收入多因素的复合指标，故以因子分析法将这3个变量合成为“个人资源”新因子，其信度为0.66；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“夫妻的相对资源差”新因子，信度为0.42。
我们采用路径分析方法来估计婚姻质量在解释模型中的作用，最后计算结果将包括所有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，借此说明各解释变量对婚姻稳定性的影响方向、程度及影响机制。同时，我们还对总样本分城乡作估计，以便进行城乡比较。
三、研究结果与分析
我们首先描述不同群体自述的离异意向。如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分即在过去一年中双方均无离异念头的占65.6%。当然，一方或双方都有离异意向的并不多，得分在2～6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。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；发生冲突时双方各不相让者有分手意向的高于善于妥协夫妇的近20%；认同和别的异性再婚会更幸福者，经常有离婚念头的是无配偶替代意识者的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个经常产生逃离婚姻围城的想法，而再婚前景渺茫者有离婚意向的极少。
由于上述单因素与被访者离异意向之间可能存在着虚假相关，因此，我们将通过控制其他因素并以路径分析的方法来估计所选取变量对夫妇离异意向的直接和间接影响。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正相关，回归系数高达0.310，在0.001水平上具有统计意义（见表1）。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。
表1 离婚意向影响因素的路径分析结果（全部样本）
初始变量 婚姻质量 离婚意向
直接影响 间接影响 总影响
个人绝对资源（复合） .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（复合）.043*** .003 .013 .013
双方异质性（复合） -.296*** -.099*** -.092 -.191
妻子承担家务较多 -.003 .002
丈夫拥有家庭 -.040*** .053*** -.012 .041
实权（1为是）
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*** .310
R[2] .350 .248
F 221.390*** 126.930***
*P＜0.05,**P＜0.01,***P＜0.001，下同。
由于城市和农村的社会经济和文化环境存在相当大的差异，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2分别显示了城乡被访者离异意向的不同影响机制和程度。尽管在两个模型中，婚姻质量与婚姻稳定性的正相关均为最大，但与全体样本相比，城市样本的回归系数从0.310上升到0.419，而在农村模型中则下调至0.168，城市是农村的2.5倍。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。同时，城市模型解释了31.7%因变量的方差，而农村模型仅为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。
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