初婚解体风险变化趋势及其影响因素，本文主要内容关键词为：初婚论文,变化趋势论文,因素论文,风险论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[修订日期]2016-02-23 [中图分类号]C913.1 [文献标识码]A [文章编号]2095-7963(2016)03-0085-13 DOI：10.14132/j.2095-7963.2016.03.009 随着城市化和工业化进程的加速，婚姻解体①现象日渐增多。据民政部发布的统计数据，1980年因离婚导致的婚姻解体数量为34.1万对，而2014年，这一数字变成了363.7万对。粗离婚率也从1980年的0.35‰增长到2014年的2.67‰。②有学者预测，随着社会转型进一步加速，因离婚导致的婚姻解体风险还会进一步增加[1]。婚姻是家庭的基石，婚姻解体会给家庭带来诸多负面影响，进而滋生更多社会问题，对社会稳定造成威胁。因此，近年来由离婚所导致的婚姻解体问题成为学者和普通大众关注的热点问题。 目前对婚姻解体的研究有两条主线，一是探讨现代社会转型与婚姻解体之间的关系，认为社会转型导致了家庭功能衰退、家庭成员之间依赖性减弱，夫妻关系也随之发生变化。大多数研究都发现，社会转型以来，婚姻解体呈现日益增加的趋势。二是借鉴婚姻匹配理论，围绕两性婚姻匹配的异质性程度讨论其与婚姻解体的关系。多数经验研究都支持这一观点，即认为婚姻匹配的程度越高，婚姻越稳定。相反，婚姻匹配度越低(异质性越高)，婚姻越容易趋于解体。 已有文献为婚姻解体研究提供了全面的理论视角和丰富的经验依据，但多数研究仍主要着眼于宏观层面讨论社会变迁对婚姻稳定性的影响，对个体或家庭等微观因素导致的婚姻解体风险关注不够。因此，笔者认为，在社会变迁背景下，除探讨工业化和城市化对家庭观念、婚姻观念以及人的日常生活产生冲击，给婚姻稳定带来负面影响之外，还需要从个体和家庭的视角出发，对影响婚姻稳定的微观机制进行深入探讨。 一、理论回顾与分析框架 在婚姻解体研究中，形成了许多理论假说，其中以下三个理论假说颇具解释力：婚姻异质性假说、替代选择假说、成本效用假说。 (一)婚姻异质性假说 婚姻异质性假说认为夫妻间匹配的异质性越高，婚姻的稳定性越差。相反，婚姻的同质性越高，婚姻越稳定。这一理论是择偶理论中同类匹配理论的自然延伸。该理论认为，青年男女在选择婚配对象的时候，通常倾向于选择和自己各个方面(教育、年龄、家庭出身等)相似的对象结婚[2-3]。相反，如果不考虑双方社会背景的相似性，婚姻就缺乏坚实的基础。“同类匹配”也是男女青年在择偶中利益博弈趋于均衡的结果。因为任何“高攀”或“低就”式的婚姻都将有损一方的利益，只有双方的社会背景相当、个人条件相当的时候，才能达到利益均衡，婚姻才能和谐而稳定。因此，婚姻异质性假说就认为，婚配双方如果在社会背景、个人条件上存在较大差异，则有可能引起婚姻生活的不一致和冲突，进而有损婚姻的稳定性[4-5]。中国传统婚姻中就有“门当户对”之说，实际就是指男女双方的条件匹配要一致。因此，这一理论无论在西方社会还是中国社会都获得了大量经验研究的支持。然而，也有少数研究得出了不一致的结论，例如Rogler，Procidano研究发现，同质性婚姻未必比异质性婚姻更稳定[6]。陆益龙基于中国的有关数据也发现，婚姻解体也因异质性因素不同而有不同的影响方向，户籍和职业的同质性有助于降低婚姻解体风险，而单位性质和政治身份的同质性则可能会增加婚姻解体风险[7]。这种结论上的不一致，究竟是由婚姻解体风险变化趋势引起的，还是由研究者选取的不同视角所致?这一问题至今没有获得确切的答案。 (二)婚姻替代选择假说 替代选择假说也是一个很有影响的理论。该理论最早是由家庭社会学家Levinger提出，认为婚姻的稳定性除了取决于婚姻本身的聚合力之外，还取决于外部替代配偶资源的诱惑力[8]。当阻碍婚姻解体的力量和婚姻本身的凝聚力保持不变的时候，外部替代选择的吸引力越大，婚姻的不稳定性就越高[9]。可替代配偶资源的多寡直接影响着婚姻的稳定性。除此以外，尚有其他一些力量也对婚姻凝聚力起着或增强或削弱的作用。例如婚姻承诺、经济安全、宗教信仰以及对子女的担忧都会成为削弱婚姻风险的因素[10-12]。简而言之，婚姻替代假说以及由其引申出来的含义表明，婚姻的稳定性取决于婚姻内聚力本身，而内聚力的强弱是众多因素合力作用的结果。因此，在分析婚姻解体问题的时候，需要将这些因素纳入分析框架。 (三)婚姻成本效用假说 成本效用假说是经济学的成本效用理论在婚姻研究中的移植和应用。该理论认为结婚年数、有无孩子以及孩子数量都是重要的成本变量，都会起到稳定婚姻关系的作用[13]。贝克尔认为夫妇结婚的时间越长，所投入的资源越多，婚姻解体所带来的损失也就越大，因此结婚年数越长的夫妇离婚的可能性就会越小[14]。与此类似，是否生育孩子以及孩子数量也会带来同样的效应，即孩子是夫妇婚姻的结晶，是婚姻的特有资本，孩子的存在能有效地阻止婚姻的解体，并对婚姻稳定起着正向的调节作用。成本效用假说在西方和中国的经验研究中，均获得了大量的支持。因此，本文的初婚解体风险研究中，也设置了相关变量，力求更全面地衡量相关因素对婚姻解体的作用大小和方向。 除了上述的三个理论之外，有学者也探讨了婚姻质量、初婚年龄等对婚姻稳定性的影响。笔者认为这些因素均可以纳入上述三个理论之中进行讨论。婚姻质量对婚姻稳定性的影响，实际上只有中介变量的作用，真正影响婚姻质量的仍然是婚姻匹配以及影响婚姻生活和谐的外部因素。同样，初婚年龄的作用同样可以划归为婚姻匹配因素的影响当中。因此，本文基于上述三个理论所涉及的影响因素进行了综合处理，并提出新的研究框架。 (四)分析框架与研究假设 本研究欲探讨影响初婚解体风险的微观作用机制，上述三个理论视角都具有重要的借鉴意义。虽然三个理论都从不同的视角分析了婚姻解体风险的微观因素的影响，但仍然存在着一些不足。一是三个理论所涉及的因素存在一定程度的重叠。替代选择假说中的配偶资源的多寡与婚姻风险相关，但未必导致婚姻解体，这里面可能还有婚姻成本效用的影响。因此，人们会理性地评估婚姻解体带来的损失，进而决定是否应该解除婚姻。二是影响因素在理论中作用方向不尽一致。例如，婚姻异质性假说在实际中并未得到全部的经验验证，一些研究甚至发现造成婚姻异质性的各个因素，对婚姻解体的作用方向也因人而异。因此，用这些理论进行婚姻解体风险解释存在含混和冲突之处。鉴于此，笔者认为有必要根据这些理论所涵括的因素进行重新归类和划分，并建构新的分析框架。 在借鉴上述理论的基础上，笔者认为婚姻是否稳定与两种力量相关，一种是婚姻本身的内聚力，另一种是离间婚姻内聚力的外部因素的引力。因此，当某种因素削弱婚姻内聚力或者有助于外部引力增加的时候，婚姻解体风险将会增加，与之相反，当某种因素有助于提升婚姻内聚力或削弱婚姻外部引力的时候，婚姻解体风险将会减小。沿着这一分析思路，我们可以将更多的影响因素纳入思考，并建构一个新的分析框架(图1)。在新的分析框架中，我们除了可以检验婚姻异质性假说中的婚龄匹配、教育匹配对婚姻稳定性的影响外，也能检验成本效用假说中的是否生育孩子、结婚年限等因素的影响，还能将是否有婚前同居经历、是否与父母同住等因素纳入考虑。总之，新的分析框架更开放，也更具兼容性，可以将更多的变量纳入进来。
图1 初婚解体风险的影响因素分析框架 二、数据、变量与方法 (一)数据来源 本研究数据来自于2010年中国家庭动态跟踪调查数据(简称CFPS2010)。这项由北京大学中国社会科学调查中心主持的全国大型综合社会调查，采用了内隐分层、多阶段、与人口规模成比例的概率抽样方法，样本覆盖除港澳台以及新疆、西藏、青海、内蒙古、宁夏和海南之外的25个省、市、自治区的家庭。该调查科学严谨、覆盖广、范围大、数据质量可靠[15]。本研究获得符合条件的样本为25853个，其中初婚离婚人数为743人，农村人数为426人，占农村样本数的2.37％，城市人数为317人，占城市样本数的5.25％。本文只对初婚解体情况进行分析，且只考虑因离婚导致的婚姻解体。对于再婚后的婚姻解体情况不纳入考虑范围。 (二)变量选取与样本描述 本研究的目的是描述初婚解体风险的变化趋势和影响因素，因此因变量为个体是否经历初婚解体以及从初婚到婚姻解体的时间变量。CFPS2010问卷中有详细的关于个人婚姻史方面的问项，这为本研究的操作提供了极大的便利。是否经历初婚解体可操作化为一个二分变量(以婚姻未解体为参照)。初婚的持续时间可以通过初婚解体时间与初婚时间之差计算出来(以年为单位)，因此持续时间是一个连续变量。 根据前文制定的分析框架，自变量包括衡量夫妻双方初婚匹配异质性的教育、户籍、初婚年龄的差异性变量，初婚所处的历史阶段、有无孩子、是否有婚前同居经历、婚后是否与父母同住、婚姻持续期的久暂等。有关自变量解释如下： 1.时代因素 随着社会的发展，人们的婚姻观念越来越开放。在传统社会，道德以及家庭责任的种种约束使离婚成为一桩丢人的事情。然而，随着时间的推移，道德约束日渐松弛，人们为了追求个体幸福不惜离婚，离婚在现代社会不仅不是什么令人不齿的事情，反而被看成是个体勇于追求幸福的象征。此外，婚姻法律和法规的修订也对婚姻解体产生影响。考虑到这两种因素的影响，我们将时代因素操作化为如下几个历史阶段：改革前(1980年以前)、改革初期(1981-1990年)、改革推进期(1991-2000年)和改革加速期(2001-2010年)。 2.初婚年龄、教育程度与户口的异质性 由于择偶梯度的原因，一般而言男性在教育程度、年龄和户籍上比女性占据优势，女性在上述各方面强于男性的婚姻被视为不匹配，因而也是不稳定的婚姻。我们将初婚年龄的比较操作化为6个类别(见表1)。户籍操作化为城市和农村：男女同为农村户口(参照类)、男女同为城市户口、男城市女农村、男农村女城市。除了年龄差是以初婚时计算外，教育差异和户籍差异都是以婚姻解体时来计算，因为这样操作化更能显示出婚姻异质性和婚姻解体之间的关系。 3.初婚持续时间、是否生育子女 初婚持续时间和有子女都被认为是有助于增强婚姻凝聚力的因素。这两个变量操作化方法为：对于出现初婚解体的个体，我们以初婚解体的日期与初婚日期之差操作化，对于没有出现婚姻解体的个体以访问时间与初婚时间之差计算。这是个连续性变量。是否生育子女是分类变量，分为有子女和无子女两个类别，其中无子女为参考项。 4.婚前同居 婚前同居被认为是正式结婚之前的试婚期，一些研究认为婚前同居能减小正式结婚后的婚姻解体风险。但也有一些研究指出，婚前同居的人在性行为上更为开放，婚姻解体的风险会更大。为了检验这种竞争性假设，我们将它操作化为分类变量：有同居经历者和没有同居经历者(参照项)。 5.婚后与父母同住 新居制的广泛出现使得大家庭逐渐减少，核心家庭逐渐增多，同时家庭关系也从纵向的亲子关系转向横向的夫妻关系。但因为各种原因，在中国仍然有大量的已婚夫妇与父母同住。与父母同住的已婚夫妇不可避免地受到父母的干扰，这种干扰是否不利于夫妻关系的发展，尚未有定论。为了检验这一说法，本文将婚后与父母同住设定为分类变量，即和父母同住与不和父母同住两个类别，其中以不和父母同住为参照项。 6.其他控制变量 我们也将个体的初婚年龄、教育程度、性别等作为控制变量纳入分析。
(三)方法与模型选择 由于我们所收集到的数据只能观察到个体在访谈时初婚是否发生解体，而对于那些截至访谈时尚没有发生婚姻解体的个体，常规统计方法无法将其婚姻持续的时间纳入进来。因此，本文适合采用事件史分析(EHA)方法。事件史分析方法在处理时间因素和数据删失问题具有独特的优势，即它能同时考虑到事件(Event)是否发生，也能将事件未发生之前的时间因素纳入分析，还可以处理因各种因素(如研究期限所限)导致的数据删失问题。在本文中，事件是指个体是否发生初婚解体(即初婚离婚)，事件持续的时间是从初婚时间开始到初婚解体时的时间段(以年为单位)。对于那些经历“初婚”但截至调查时尚未出现“婚姻解体”的个体，将其做右删失处理。 本文将采用事件史分析中常用的Cox比例风险模型研究中国人的初婚解体风险。选用该模型有两个理由：一是Cox比例风险模型对基准风险函数没有分布上的限制，这就避免了统计计算中的异方差问题；二是与其它模型相比，Cox比例风险模型纳入了更多的样本信息，使得系数估计更加准确与稳健。Cox比例风险模型表达式为：
，其中
是基准风险函数，exp(x'β)为协变量函数，代表其它变量的影响，β称为Cox回归系数。 三、结果与分析 (一)初婚解体风险的变化趋势 随着中国的城市化和现代化进程的加速，人们的婚姻解体风险与初婚持续时间将会产生怎样的变化?为了分析这种变化，我们需要对时间进行分期。根据市场经济的发展阶段和社会开放程度，我们将离婚时间划分为四个阶段：改革前(1980年以前)、改革初期(1981-1990年)、改革推进期(1991-2000年)以及改革加速期(2001-2010年)。图2显示了这几个历史阶段里初婚解体时间的变化趋势。从图中可知，随着时间的推移中国人初婚解体的持续期在逐渐缩短。具体而言，改革前离婚夫妻的初婚持续期平均16.8年、改革初期下降至平均12.3年，而在改革推进期和改革加速期则分别降至平均8.1年和3.8年。这一结论与徐安琪的研究相吻合[13]。这也表明人们通常所说的婚姻“七年之痒”的稳定期正在缩短。 婚姻持续期的下降是否也意味着婚姻解体风险的增加?我们将时间变量纳入cox比例风险模型中(模型1)。分析结果表明：随着时间的推移，人们的初婚解体风险也呈现逐年上升势头。以1980年前为参照，在改革初期(1981-1990年)初婚解体风险比为2.6，增加了1.6倍，改革推进期初婚解体风险增加了3.2倍，改革加速期初婚解体风险增加了5.5倍。由于没有控制任何协变量，时间因素给初婚解体风险带来的影响是否具有稳定性，有赖于下文的进一步分析。 (二)初婚解体风险的影响因素 1.时间因素的影响 由于婚姻持续时间已经在纳入了事件史模型设置中，因此这里主要分析的时间因素有两个：一个是时代因素，即前文已初步分析的历史分期对初婚解体风险的影响；另外一个是初婚年龄对婚姻解体的影响。 历史分期的影响具有综合性，它既有工业化、城市化给家庭生活方式带来的改变，给婚姻、家庭价值观带来的影响，也有婚姻法律法规给婚姻带来的冲击。例如2003年《婚姻登记条例》中，简化了离婚程序，在一定程度上减少了婚姻解体的阻力，使婚姻解体的风险增加。模型2纳入了包括户籍、性别、教育程度等控制变量，目的是检验时代因素对初婚解体风险的影响是否具有稳定性。结果表明纳入控制因素以后，各个历史阶段的风险比系数仍然具有高度显著性(p＜0.000)。此后，我们都将时代因素带入模型，从后续分析也可以看出时代因素影响的稳健性。我们选择纳入全部变量的模型6中风险比数据来说明时代因素的影响(见表2)。与改革前相比，改革初期的初婚离婚风险增加了2.6倍，改革推进期和改革加速期的初婚离婚风险比分别增加了5.3倍和6.9倍。模型3纳入了初婚年龄和初婚年龄平方项，旨在检验初婚年龄对初婚解体风险的影响。结果显示初婚年龄和初婚年龄平方项在显著性水平0.01下具有统计显著性。其中年龄项风险比为0.93，初婚年龄平方项风险比为1.0，将二者转化为系数则分别为：-0.073和0.0009，这说明了初婚年龄和初婚离婚风险之间的确呈现轻微的U型关系。此前，也有研究发现女性初婚年龄与离婚之间的关系呈U型特征[1]。这种U型特征说明了早婚和晚婚都可能使得婚姻解体风险增加。早婚的不稳定性可能来自于婚姻选择时心理不够成熟，而晚婚的不稳定则是由于晚婚者难以匹配到合适的结婚对象，从而增加了婚姻解体的风险。换句话说早婚或晚婚导致的婚姻不稳定，主要是由于婚姻的异质性造成的，如果在模型中增加婚姻异质性的变量作为控制，发现这种作用消失，则证明的确存在这种影响，否则这种影响具有独立性(将在下文验证这种影响)。
图2 初婚解体持续期的变化趋势
2.婚姻匹配因素的影响 我们这里只考虑两种婚姻匹配因素的影响，一是初婚年龄匹配，二是教育程度匹配。模型4在模型3的基础上加入了教育匹配和初婚年龄匹配变量。结果表明，加入初婚年龄匹配和教育匹配后，初婚年龄和初婚年龄平方项均不再显著，这证实了前文的预判，即初婚年龄对初婚解体的影响是因为早婚或晚婚带来的婚姻异质性所致。婚姻异质性会对初婚风险产生何种影响?模型4的估计结果表明，以夫妇匹配婚龄(-1，1)为参照，男大女2～4岁模式，初婚解体风险出现下降趋势(风险下降2％)，随着男比女的婚龄差进一步增加到5～7岁，初婚解体出现风险上升迹象(风险上升20％)，当男性比女性初婚年龄大于7岁时，婚姻解体风险会增加3.4倍。对“女大男小”的婚龄匹配模式而言，情况则大不相同。同样以夫妇匹配年龄(-1，1)岁为参照，女大男2～4岁时，初婚解体风险会增加30％，当双方婚龄差扩大到5岁以上时，其婚姻解体风险是参照群体的4.8倍。这一结果表明，中国的婚姻匹配受择偶梯度的影响，在婚龄匹配上，男大女2～4岁更稳定，反过来，当女性比男性年龄大的时候，意味着婚姻风险的增加。民间俗语有“女大三抱金砖”的说法，但在本文并未得到证实。教育匹配也影响到初婚解体风险，男性比女性多受2～4年的教育时，婚姻解体风险增加4％，当双方教育差进一步扩大到男比女多2～4年时，婚姻解体风险随之减小25％。当男比女受教育程度高7年以上时，婚姻解体风险突然增加4.4倍。尽管前两个阶段的差异没有统计显著性，但这提示我们男性比女性教育程度高对婚姻风险的影响是非线性波动的，且婚姻风险对教育程度“男高女低”模式具有一定的容忍度，即只要不是过大的教育差异，婚姻解体风险的影响不具有统计显著性。另外，女性教育程度高于男性的婚配模式对婚姻解体风险经历了先下降后上升的过程。女性比男性教育程度高，其对婚姻解体风险的影响比同等差异的“男高于女”模式的影响更要严重。具体而言，当双方的教育差异达到7年以上的时候，“男高女低”模式的离婚风险增加3.8倍，而“女高男低”模式则增加6.3倍。这一结果的出现，可能与中国人选择婚配对象受择偶梯度影响有关，即男性习惯于向下找匹配婚姻对象，而女性习惯于向上找匹配对象。 3.家庭因素的影响 在家庭因素中，我们着重考察三个因素的影响：一是婚后与父母同住带来的影响，二是生育孩子带来的影响，三是婚前同居带来的影响。 婚后与父母同住，可能会带来许多家庭矛盾，影响小夫妻感情，进而可能会对婚姻稳定性构成威胁。与此相反，生育子女可能给家庭生活带来幸福与欢乐，在一定程度上能缓和婚后生活中的紧张和冲突，因此预计孩子的出生能降低初婚解体风险。而婚前同居的影响具有两面性，一方面选择婚前同居的人对于性观念和性行为的态度更加开放，因此结婚后离婚的可能性更大；另一方面选择婚前同居，可能促进双方的了解，进而使得婚后生活更加稳定，初婚解体风险减小。模型5在模型4的基础上加入了生育子女和婚后与父母同住两个变量。结果与预期一致，生育子女能有效降低初婚解体风险，与父母同住则增加了婚姻解体风险。具体而言，与没有子生育子女的夫妇相比，已经生育子女的夫妇初婚解体风险将降低73％。相反，婚后与父母同住的夫妇，其婚姻解体风险比那些在婚后没有与父母同住的夫妇增加了1.18倍。此外，模型6在模型5的基础上加入了婚前同居变量，我们发现婚前同居不仅不能降低婚姻解体风险，反而使得婚姻解体风险增加，这印证了婚前同居对初婚解体风险影响的第二种假说，即同居夫妇可能有更开放的性观念和性行为，因此婚后可能更容易出现婚姻解体行为。具体来说，与那些婚前没有同居的人相比，婚前有同居经历的夫妇初婚解体风险将增加72％。 (三)初婚解体风险的城乡差异与性别差异 在前面的分析中，户籍、性别和教育程度是作为控制变量纳入分析，我们发现在所列模型中，三者均具有统计显著性，这充分说明初婚解体风险具有性别差异和城乡差异。表3中分别估计了农村模型(模型7)、城市模型(模型8)、男性模型(模型9)和女性模型(模型10)，从中我们可以比较初婚解体风险的城乡差异和性别差异。 1.一般趋势 从性别差异上来看，男性比女性有更大的初婚解体风险，无论是模型6还是模型7和模型8都表明，与女性相比男性有更高的初婚解体风险。在全样本模型(模型6)中，男性比女性初婚解体风险增加50％；在农村样本中，男性比女性初婚风险解体增加70％；在城市样本中，男性比女性初婚解体风险增加40％。从城乡差异上来看，城市人比农村人有更高的初婚解体风险。在全模型中，城市人的初婚解体风险是农村人的2.1倍。城市男性初婚解体风险是农村男性的2.7倍(模型9)，城市女性初婚解体风险高于农村女性1.0倍(模型10)。初婚解体风险趋势的城乡差异和性别差异也可以通过图形直观地反映出来(图3)。 2.其他影响因素的城乡差异与性别差异 时代因素对初婚解体风险的影响，因城乡和性别差异略有不同。就农村而言，时代因素带来的影响远远小于城市。比较模型7和模型8中的数据，我们发现与1980年前相比，农村在此后的三个阶段里，风险比分别上升了1.5倍、3.6倍和4.6倍，而城市居民离婚风险比上升更为明显，分别上升了4.4倍、8.3倍和10.4倍(见表3)。假定双方在1980年前的初婚解体风险处于同一水平上(实际上1980年前城市离婚风险比农村更高)，那么城市在这几个历史阶段风险比上升显著高于农村。这表明时代因素对城市居民初婚解体风险的影响比农村居民大。时代因素对初婚解体风险的影响也存在性别差异。对比模型9和模型10的数据我们发现，与男性样本相比，女性在三个历史阶段离婚风险比上升得更大。与1980年前相比，女性在三个历史阶段初婚离婚风险比分别上升了4.7倍、8.9倍和17.7倍，在2001年到2010年这个历史阶段上升更加显著。而男性在相应的历史阶段初婚解体风险仅上升了2.8倍、6.3倍和7.2倍。由此可见，女性比男性更易受到时代因素的影响。前已述及，时代因素的影响是一种综合影响，既包括城市化、工业化以及市场经济的发展，也包括各种婚姻政策法规修订带来的影响。城市是工业化和城市化的前沿，城市人的婚姻观念和婚姻行为更加开放，因此他们比农村人有更高的初婚解体风险并不奇怪。此外，随着社会开放度的提高，女性拥有了与男性一样外出工作的自由，摆脱了传统家庭角色的羁绊，再加上女性因经济上的独立，在一定程度上摆脱了对丈夫的依赖。一旦婚姻不如意，她们也能独自承担因婚姻解体带来的生活负担。此外，婚姻法律法规的修订和完善也一定程度减少了离婚给女性带来的损失，给予了相应的补偿保障。简言之，这些因素给初婚解体风险所带来的影响，都透过时代因素表现出来。
图3 初婚解体风险趋势分城乡分性别比较
教育对初婚离婚风险的影响上也存在性别差异。对于男性而言，在控制其他变量的情况下，受教育每多一年，其初婚解体风险将降低5％，而女性则恰恰相反，每多受一年教育，其初婚离婚风险将增加10％。这表明男性受教育程度提高，将会获得更好的收入和工作，因此提高了婚姻的内聚力，从而降低了初婚离婚风险。对于女性而言，教育程度的提高同样也提升了婚姻的内聚力，但教育对女性的影响更多地体现在女性社会地位与婚姻自由方面。在传统社会，女性因经济上高度依赖丈夫和家庭，无法承担因婚姻解体带来的生活重担，因而在婚姻不如意的时候，她们也只能选择隐忍，只得接受“嫁鸡随鸡，嫁狗随狗”的命运安排。而当下社会，女性的命运因受教育和外出工作得到了很大的改变。女性的婚姻自主性和经济独立性同步提升，在一定程度上使他们摆脱了对丈夫的经济依赖，从而有足够的能力应对婚姻解体带来的生活压力。因此，从这方面来看，女性教育的提升会使其初婚离婚风险增加。 此外，影响初婚风险的其他因素(生育子女的影响、与父母同住的影响以及婚前同居的影响)，并没有实质性的城乡差异和性别差异，只是在程度上略有不同，因此这里不再对其进行讨论。 四、结论与思考 (一)结论 基于CFPS2010数据的分析，得出如下结论：总体而言，转型期的中国，无论离婚风险还是实际离婚率都显示出了持续升高态势。相比以往(1980年前)，婚姻持续期出现了缩短趋势，传统婚姻中所谓的“7年之痒”可能变为“3年之痒”或“4年之痒”。与婚姻持续期的缩短相伴随的是初婚解体风险的增加。无论在城市还是农村，无论男性还是女性，初婚离婚风险都显著增加。在影响婚姻解体的微观因素中，各个微观因素的作用方向和效果不尽一致。具体而言，(1)时代因素具有综合性影响，它既涵括了社会背景因素的影响也夹杂着婚姻法律法规修订带来的影响，而这些影响透过人们的观念和行为作用于婚姻。因此，随着社会转型的推进，人们的初婚解体风险总体呈现上升趋势。其对城市的影响超过了农村，对女性的影响超过了男性。(2)初婚年龄对初婚解体风险的影响主要是以婚姻异质性为中介表现出来的。早婚或晚婚所表现出的婚姻不稳定的原因实际是因为婚姻的异质性所致。(3)异质性婚姻对初婚解体风险的作用受择偶梯度观念的影响，从而表现出“男高女低”模式造成的初婚离婚风险远远小于“女高男低”模式。(4)在家庭因素的影响中，生育孩子有利于降低初婚离婚风险，而与父母同住则显著增加了初婚离婚风险。婚前同居对婚姻解体风险具有两面性，一方面因具有试婚作用，使得婚后生活变得和谐而稳定，另一方面婚前同居行为通常也表明双方的性开放程度较高，这也成为日后婚姻解体的重要诱因之一。本文的分析证明了后者，即婚前同居更可能导致初婚解体风险的增加。(5)由于中国存在城乡区隔和父权观念的影响，影响初婚解体风险的微观因素中，也因为城乡有别和男女差异存在着一定的差异性。城市因更早接触现代性从而在婚姻观念上更加开放而独立。因此，时代因素对离婚风险的影响对城市人作用更加明显。同样，随着女性社会地位的提高和经济上的独立，婚姻的独立性也在日渐增强，因此，时代因素对女性的作用比男性更加显著。此外，在教育带来的影响上也存在显著的男女差异，教育程度的提高使得男性初婚解体风险下降，但却增加了女性的离婚风险。 (二)思考 因数据所限，本文无法囊括更多影响初婚解体风险的因素，尤其是家庭因素的影响。本文讨论婚后与父母同住的影响、生育子女的影响，实际上家庭的影响远远不止这些，例如父母的受教育水平、工作和收入情况等也是影响婚姻风险的重要因素。尽管子女在婚姻中享有更多的决策权(在婚姻解体方面同样如此)，但在中国文化情境中，子女的婚姻(包括婚姻解体)无法摆脱父母及其家庭的影响，也无法像西方社会那样，父母不干预子女的婚姻决定。在中国，无论是结婚还是离婚，父母都会以各种方式介入其中。因此，在初婚离婚风险研究中应该尽可能多地囊括家庭因素的影响。这不仅是本文的不足，也是该领域研究的共同缺憾，期待将来的进一步研究去弥补。 此外，联系到当下出现的性别失衡的事实，笔者推测离婚率和离婚风险的上升对于城市和农村男性所造成的影响是截然不同的。就农村而言，由于社会流动加剧，部分农村出现女性外嫁(主要指跨区、县、省域)增多，男性婚姻面临困境的现状。这对农村男性来说，离婚导致家庭破裂的同时，重建新的婚姻的可能性大大减小。换句话说，农村男性因为婚姻失败，最终可能沦为终身光棍。相比之下，城市男性因为地域优势以及外部流动人口在一定程度上补充了婚姻市场上的女性短缺，他们所面临的重建家庭的压力要小得多。在数据分析中，我们也发现农村“男高女低”的婚姻异质性对婚姻解体风险影响要小得多。这可能也从一个侧面说明了农村男性严峻的择偶环境，约束了其婚姻解体行为的发生。但随着时间的推移，当农村的离婚风险进一步加大的时候，必然会有一些农村男性因为无力重建婚姻而成为光棍。因此，关注农村初婚离婚风险及其后果也将是未来进一步研究的重要方向。 注释： ①婚姻解体包括两个方面，一是离婚，二是丧偶。本文研究的初婚解体主要是指离婚引起的婚姻解体。 ②资料来源于1982年《人口普查汇总资料》和2014年民政部《社会服务发展统计公报》。
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