真的有“七年之痒”吗？ 一中国夫妻的离婚模式及其变迁趋势研究 许琪邱泽奇李建新 提要：本文运用中国家庭动态跟踪调查(CFPS)2010年的初访数据研究 中国夫妻的离婚模式及其变迁趋势，发现中国夫妻的离婚模式呈明显的“倒 U型”曲线，且曲线峰值出现的时间逐步提前。家庭生命周期理论、自然演化 论和总体异质性理论为“倒U型”的离婚模式提出了三种不同的理论解释， 前两种理论没有得到数据的支持，总体异质性理论则较好地拟合了观测数 据。总体分割模型的分析结果显示，有离婚经历的群体其离婚风险表现为线 性递增，而大量不高婚夫妻群体的存在导致总体腐婚模式呈先上升后下降的 “倒U型”曲线。分期群的比较研究发现，随着时间的推移，夫妻最终会离婚 的比例在不断增加，而且离婚者离婚的速率快速增长，婚姻的不稳定性逐步 增强。 关键词：离婚模式总体分割模型自然演化论总体异质性家庭生 命周期 一、研究问题 大量的研究表明，工业化、现代化以及由此带来的社会结构、文化 观念和法律制度的变化已经对世界各地的家庭结构和功能产生了深远 影响（古德，1986），婚姻稳定性的下降和离婚率的上升已成为一个世 界范围内的普遍现象（张敏杰，1997）。中国也不例外，自1978年改革 开放以来，随着经济的高速增长、生活观念的日益开放和1980年《婚姻 法》“无过失离婚”条款的出现，中国的离婚水平也在迅速上升（叶文 振、林擎国，1998；张敏杰，1997；曾毅，1995)。如图1所示，1979年中国的 离婚对数仅为31.9万对，粗离婚率也仅为0.3%0；到2009年，这两项统计 指标分别上升到246.8万对和1.85%0，年平均增长7.1%和6.3%。 逐年上升的离婚率及其相关的诸多社会问题已经引起了学术界的 广泛关注（徐安琪、叶文政，2001；徐安琪，2012；陆艺龙，2009：许琪等， 2013)。不过，学者们对离婚问题的研究大多聚焦于离婚水平及其影 216 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
真 的 有 “ 七年之痒 ” 吗 ？ — 中 国 夫 妻 的 离 婚模 式 及其 变 迁 趋 势研 究 许 琪 邱 泽奇 李 建新 提要 ： 本 文运 用 中 国 家 庭 动 态 跟 踪 调 查（ ＣＦＰＳ ） ２０ １ ０ 年 的 初 访 数 据 研 究 中 国 夫 妻 的 离 婚模 式 及其 变 迁 趋势 ， 发 现 中 国 夫 妻 的 离 婚模 式 呈 明 显 的 “ 倒 Ｕ 型 ” 曲 线 ， 且 曲 线 峰 值 出 现 的 时 间 逐步 提前 。 家 庭生 命 周 期 理论 、 自 然 演 化 论和 总 体异 质 性 理 论为 “ 倒 Ｕ 型 ” 的 离婚模 式 提 出 了 三 种 不 同 的 理 论 解 释 ， 前 两 种 理 论没 有 得到 数 据 的 支 持， 总 体异 质 性 理 论 则 较 好地拟 合 了 观 测 数 据 。 总 体分割 模型 的 分析 结果 显 示 ， 有 离 婚经 历 的 群体其 离 婚风 险表现为 线 性递增 ， 而 大 量 不 离 婚夫 妻群体 的 存在 导 致总 体离 婚模 式 呈 先 上 升 后 下 降 的 “ 倒 Ｕ 型 ” 曲 线 。 分期 群的 比 较 研 究 发现 ， 随 着 时 间 的 推 移 ， 夫 妻 最 终会 离 婚 的 比 例 在 不 断增 加 ， 而 且 离婚者 离 婚 的 速 率 快 速 增 长 ， 婚 姻 的 不 稳定 性 逐 步 增 强 。 ｋ键词 ： 离 婚模 式 总 体分 割 模 型 自 然 演 化 论 总 体异 质 性 家庭 生 命周 期 一 、 研究 问题 大量的研究表明 ， 工业化、 现代化 以及 由 此带来的社会结构、 文化 观念和法律制度的变化已经对世界各地的 家庭结构 和功 能产生了 深远 影响 （ 古德 ， １ ９８ ６ ） ， 婚姻稳定性的 下 降和 离 婚率的 上升 已 成为 一 个世 界范围 内 的普遍现象 （ 张敏杰 ， １ ９９７ ） 。 中 国 也不例 外 ， 自 １ ９７ ８ 年改革 开放以来 ， 随着经济 的高速增长 、 生活 观念的 日 益开放和 １ ９ ８０ 年《 婚姻 法》 “ 无过失离婚” 条款 的 出 现 ， 中 国 的 离婚水平也在 迅速上升 （ 叶文 振 、林擎国 ， １ ９９ ８ ； 张敏杰， １ ９９７ ； 曾毅 ， １ ９９５ ） 。 如 图 １ 所示， １ ９７９ 年中 国 的 离婚对数仅为 ３ １ ． ９ 万对 ， 粗离婚率也仅为 ０． ３ ％。 ； 到 ２００９ 年， 这两项统计 指标分别上升到 ２ ４６． ８ 万对和 １ ． ８５知 ， 年平均增长 ７． １ ％ 和 ６． ３ ％ 。 逐年上升的离婚率及其相关 的诸多社会 问题 已经引 起了 学术界 的 广泛关注（ 徐安琪 、 叶文政 ， ２００ １ ； 徐安琪 ， ２０ １ ２ ； 陆艺龙 ， ２００ ９ ； 许琪等 ， ２０ １ ３ ） 。 不过 ， 学者们 对离婚 问 题的 研究大多 聚焦 于离婚水平及其影 ２ １ ６
论文 真的有“七年之痒”吗？ 20r —粗离婚率 …离婚对数 1300 250 1.6 粗 200 2 率 150 数 %0.8 100 万对) 04 50 1979 1984198919941999 2004 2009(年份) 资料来源：中国社科院人口与劳动经济研究所，2010。 图11978年以来历年离婚对数和粗离婚率增长曲线 响因素，很少对中国夫妻的离婚模式，即离婚风险随婚姻持续时间的变 动规律进行探讨。从理论上看，离婚水平和离婚模式是两个截然不同 的概念，前者侧重于离婚事件发生概率的大小，后者则侧重于离婚高峰 爆发时间的先后。所以，对离婚模式及其变迁趋势进行研究可以为全 面了解中国夫妻的婚姻稳定性及其变迁提供一个全新的观察视角。 中国夫妻结婚以后第几年的离婚风险最高？虽然学界对此探究不 多，但日常生活中，我们却时常能够听到“七年之痒”的说法。“七年之 痒”确实存在吗？中国夫妻的离婚模式在不同时期有变化吗？本文将 首先引入离婚模式的三种理论解释，然后结合中国家庭动态跟踪调查 (CFPS)2010年的初访数据对这些问题进行探讨。 二、对离婚模式的三种理论解释 离婚模式是对离婚风险随婚姻持续时间而变动的动态描述。对西 方社会的研究发现，随着结婚时间的推移，离婚风险呈“倒U型”曲线 变化，即离婚风险首先随婚姻持续时间的推移逐渐上升，在到达顶点后 持续下降(Schoen,1975;Andersson,1997;Lyngstad,2004)。究竟“倒U 型”的顶点是不是7年，原因何在？学术界有三种不同的理论解释。 217 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
论 ｊｃ ｌ 真 的有 “ 七年 之痒 ” 吗 ？ ２ ０ ｒ —粗离 婚率 ？ 一 － ？ 离 婚对 数 Ｉ ３ ００ １ ．６ － ／／ ＇ ２ ５° 粗 Ｚ／ ’ － ２ 〇〇 ｜ Ｓ １ ． ２ － ／ 霞 、 ， Ｉ ０ ４ － ５ ０ Ｑ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｉ Ｑ １ ９７ ９ １ ９ ８４ １ ９ ８９ １ ９ ９４ １ ９ ９９ ２＿ ２０ ０９ （ 年份 ） 资料来源 ： 中 国 社科 院 人 口 与 劳 动 经济 研究所 ， ２ ０ １ ０。 图 １ １ ９７ ８ 年 以 来 历年 离婚对 数和粗 离婚率增长 曲 线 响 因 素 ， 很少对中 国 夫妻 的 离婚模式 ， 即离婚风 险随婚 姻持续 时 间 的 变 动规律进 行探讨。 从理论上 看 ， 离 婚水 平 和离 婚模式是 两个截然不 同 的 概念 ， 前者侧 重于离 婚事 件发 生概率的 大 小 ， 后 者则 侧重 于离婚 高峰 爆发 时 间 的 先后 。 所以 ， 对 离 婚模式及 其变 迁趋势 进 行研究 可 以 为全 面 了 解 中 国 夫妻的 婚姻稳定 性及其变迁 提供 一 个全新的 观察 视角 。 中 国夫妻结婚 以后 第几年 的 离婚风险最高 ？ 虽 然 学界对此探究不 多 ， 但 日 常 生活 中 ， 我们 却 时常能够听 到 “ 七 年 之痒 ” 的 说法 。 “ 七 年之 痒 ” 确 实存在吗 ？ 中 国夫妻的 离 婚模式在不 同 时期 有 变 化吗？ 本文 将 首先引 入离 婚模式 的三 种 理论解 释 ， 然后 结 合 中 国 家庭动 态 跟踪 调 查 （ ＣＦＰＳ ） ２０ １ ０ 年 的 初访数据对这些问 题进行探讨。 二、 对离婚模式 的三种理论解 释 离 婚模式是对离婚风 险随婚姻 持续 时间 而变动 的 动 态描述 。 对 西 方社会的 研究 发现 ， 随 着结婚 时间 的 推 移 ， 离 婚风 险呈 “ 倒 Ｕ 型 ” 曲线 变化 ， 即 离婚风险 首先随婚姻 持续 时间 的 推移 逐渐上 升 ， 在 到 达顶点后 持续下 降 （ Ｓｃ ｈ ｏｅ ｎ ， １ ９ ７５ ； Ａｎ ｄｅ ｒｓ ｓ ｏｎ ， １ ９ ９ ７ ； Ｌｙ ｎｇ ｓｔ ａ ｄ ， ２００４ ） 。 究 竟 “ 倒 Ｕ 型 ” 的 顶点 是不 是 ７ 年 ， 原因 何在？ 学术界有 三种 不 同 的 理论解释。 ２ １ ７
社会学研究 2015.5 (一)家庭生命周期的影响 第一种理论认为，“倒U型”的离婚风险函数可能反映了家庭生命 周期，特别是子女因素对离婚风险的影响。从结婚到生育第一个子女 之前是婚姻的蜜月期，婚姻质量较高，离婚风险较小。但孩子的出生会 打破夫妻间的二人世界，夫妻需要做大量的调适以适应新的角色，且子 女数量越多，调适的程度和难度也越大(Rollins&Galligan,1978)。孩 子出生以后，夫妻要将大量的时间和精力用于照顾小孩，用在相互之间 的时间会越来越少，这会导致婚烟质量的下降和离婚风险的上升 (Waite&Lillard,l991)。不过，随着子女年龄的增加，子女的独立性会 逐渐增强，养育子女所需耗费的时间和精力则逐渐下降(Heaton, 1990)。子女成年以后离开父母独立生活，夫妻又可以重回二人世界， 婚姻满意度提高，离婚风险则降低(Glenn,1975:Waite&Lard,1991)。 从家庭生命周期的角度看，子女数量和年龄随婚姻持续时间的动 态变化导致了“倒U型”的离婚模式。但是，这样的观，点与诸多经验研 究结果并不相符。 首先，一些研究发现，生育子女以后，夫妻的离婚风险会显著降低， 且子女数量越多离婚的可能性越小(Thornton,1977;Heaton,1990: Waite&Lillard,1991;许琪等，2013)。贝克尔等人(Becker et al.., 1977)认为，子女是夫妻对婚姻的一项重要投资，与其他婚姻资本不 同，子女天然地为夫妻双方共同所有，故子女越多，夫妻离婚的可能性 越小。费孝通(1999)也曾经指出，作为夫妻“生物上的结合和性格上 结合的媒介”，孩子的出生为夫妻创造了“一件共同的工作和事业”。 在共同抚育孩子的过程中，通过劳动分工，夫妻之间建立起了相互依 赖，而这种“有机团结”有利于维持夫妻关系的稳定(Morgan et al., 1988;涂尔干，2000)。不仅如此，在夫妻拥有孩子以后，来自社会规范 和文化观念的压力对离婚的阻碍作用会增强，在认同“离婚会对小孩 产生不利影响”的前提下，为了孩子的健康成长，一些感情上已经破裂 的夫妻可能会选择继续将婚姻维持下去(Thornton,1977)。因而子女 不仅不会成为离婚的导火索，反而是婚姻的稳定器。 其次，与家庭生命周期理论的预期恰好相反，一些实证研究发现， 年龄较小的子女更有利于婚姻的稳定(Waite&Lillard,I991;Heaton, 1990;许琪等，2013)。因为照顾年幼子女需要耗费父母大量的时间和 精力，夫妻之间通过分工合作会更有效率。不仅如此，人们更可能相 218 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
社会 学研究 ２０ １ ５ ． ５ （ 一 ） 家庭生命周期的影响 第一种理论认为 倒 Ｕ 型 ” 的离婚风险函 数可能反映了 家庭生 命 周期 ， 特别 是子女因 素对离婚风险 的影响 。 从结婚到 生育第 一个子女 之前是婚姻的 蜜月 期 ， 婚姻 质量较高 ， 离婚风险较小 。 但孩子的 出生会 打破夫妻间 的二人世界 ， 夫妻需要做大量的 调适以 适应新的 角 色 ， 且子 女数量越多 ， 调 适的程度和难度也越 大（ Ｒｏ ｌｌ ｉ ｎｓ ＆ Ｇａ ｍｇ ａｎ ， １ ９７ ８ ） 。 孩 子出 生以 后 ， 夫妻要将大量 的 时间 和精力用 于照顾小孩 ， 用在相互之间 的 时间 会 越来越 少 ， 这会 导 致婚 姻 质量 的 下 降 和 离婚 风 险 的 上 升 （ Ｗａｉ ｔ ｅ ＆ Ｌｉ ｌ ｌａｘｄ ， １ ９９ １ ） 。 不过 ， 随着子女年龄的增 加 ， 子女的独立性会 逐渐增 强 ， 养育 子女 所 需耗 费 的 时 间 和 精 力 则 逐 渐 下 降 （ Ｈｅａ ｔｏ ｎ ， １ ９９０ ） 。 子女成年以后离开父母 独立 生活 ， 夫妻又 可以 重 回 二人世界， 婚姻满意度提高 ， 离婚风险则降低（ Ｇｌ ｅｉｍ ， １ ９７５ ； Ｗａｉ ｔｅ ＆ Ｌｉｌ ｌ ａｎｌ ， １ ９９ １ ） ０ 从家庭生命周 期的 角 度看 ， 子女数量和年龄随婚姻持续 时间 的 动 态变化导致了 “ 倒 Ｕ 型 ” 的 离婚模式。 但是 ， 这样的 观点 与诸多经验研 究结果并不相符。 首先 ， 一 些研究发现， 生育子女 以后 ， 夫妻的离婚风险会显著降低 ， 且子 女数 量越 多 离 婚 的 可 能 性 越 小 （ Ｔｈｏｒｎｔｏｎ ， １ ９７７ ； Ｈｅａ ｔｏｎ ， １ ９９０ ； Ｗａｉ ｔｅ ＆ Ｌｉ ｌｌ ａｒｄ ， １ ９９ １ ； 许 琪 等 ， ２０ １ ３ ） 。 贝 克 尔 等 人 （ Ｂ ｅｃ ｋｅｒ ｅ ｔ ａ ｌ ． ， １ ９７７ ） 认为 ， 子女是夫 妻对婚姻 的 一 项 重要投资， 与其他婚姻资本不 同 ， 子女天然地为夫妻双方共 同 所有 ， 故子女越多 ， 夫妻离婚 的 可能性 越小。 费孝通（ １ ９９９ ） 也曾 经指 出 ， 作为 夫妻 “ 生物上 的 结合和性格上 结合的媒介 ” ， 孩子的 出 生为夫 妻创 造 了 “ 一件共 同 的工作 和事业 ” 。 在共 同 抚育孩子 的过程中 ， 通过劳 动分工 ， 夫妻之间建立起了 相 互依 赖 ， 而这种 “ 有 机 团 结 ” 有利 于维 持夫妻关 系 的 稳定 （ Ｍｏ ｒｇ ａｎ ｅ ｔ ａｌ ． ， １ ９８ ８ ； 涂尔 干 ， ２０００ ） 。 不仅如 此 ， 在夫妻拥有孩子 以后 ， 来 自 社会规范 和 文化观念的压力 对离婚 的阻 碍作 用会增强 ， 在认 同 “ 离婚会对小孩 产生不利 影响 ” 的前提下 ， 为 了 孩子 的 健康成长， 一 些感情上 已 经破裂 的夫妻可能会选择继续将婚姻维持下去 （ Ｔｈｏ ｒｎｔｏｎ ， １ ９７ ７ ） 。 因 而子女 不仅不会成为离婚的导火索 ， 反而是婚姻的稳定器。 其次， 与家庭生命周期 理论的 预期恰好相 反 ， 一 些实证研究发现 ， 年龄较小的子女更有利 于婚姻的 稳定 （ Ｗａ ｉｔ ｅ ＆ Ｌｉｎａｒｄ ， １ ９９ １ ； Ｈｅａ ｔｃｍ ， １ ９９０ ； 许琪等 ， ２０ １ ３ ） 。 因 为 照顾年幼 子女需要耗费父母大量 的 时 间 和 精力 ， 夫妻之间 通过分工合作会更有效率。 不仅如此 ， 人们更可能相 ２ １ ８
论文 真的有“七年之痒”吗？ 信，离婚对年幼子女的伤害更大，为了子女的健康成长，夫妻更加不愿 在子女年幼时离婚(Waite&Lillard,1991;Heaton,1990)。 由此可以看到，尽管家庭生命周期与“倒U型”离婚模式是吻合 的，却与诸多经验研究的结果相悖，因此，从子女因素或家庭生命周期 的角度并不能很好地解释离婚风险随婚姻持续而产生的动态变化。为 此，我们需要为“倒U型”的离婚模式寻找其他可能的解释途径。 (二)婚姻稳定性的自然演化 与家庭生命周期理论强调子女因素的影响不同，一些学者认为， “倒U型”的离婚模式是婚姻稳定性随时间自然演化的结果。 夫妻结婚以后，蜜月期内的婚姻满意度较高，离婚的风险较小。但 随着婚姻持续时间的推移，婚姻满意度和婚姻质量都会逐渐降低 (Rusbult et al.,1986)。一方面是因为激情的消退，另一方面是因为矛盾 的积累，婚姻的吸引力会逐步下降(Luckey,1966)。根据莱温格提出的替 代选择假说，婚姻的吸引力是决定婚姻稳定性的关键因素。当婚姻的吸引 力下降，而替代选择出现时，离婚的可能性就会显著增加(Levinger,1976)。 不过，婚姻满意度下降和离婚风险上升的趋势并不会一直持续下 去。婚姻持续的时间越长，当事人在婚姻关系上投人的个人资源就越 多，因婚烟解体遭受的损失也就越大（徐安琪、叶文政，1998）。在贝克 尔等人(Becker et al.,1977)看来，婚姻持续时间是当事人投人的沉没 成本(sunk cost),因此，持续越久的婚姻，越不可能以离婚而告终。 简而言之，随着婚姻持续时间的推移，婚姻的吸引力虽然在下降， 但离婚的成本也在上升，而“倒U型”离婚模式正是二者共同作用的结 果。这一理论得到了一些经验研究的支持。例如，对美国夫妻的描述 性研究发现，婚姻满意度和婚姻质量都随结婚时间的推移先下降后上 升(Johnson et al.,1986)。 需要注意的是，这些研究刻画的是婚姻满意度和婚姻质量随时间 推移所发生的动态变化，没有纳人子女因素进行综合考量。除此之外， 也没有考虑本文将要介绍的第三种理论，即总体异质性的影响。 (三)总体异质性 生命周期理论和自然演化理论都有一个默认的假设，即研究总体 是高度同质的。但事实上，每对婚姻都是不同的。一方面，每对婚姻的 219 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
－ 论 文 丨 真的 有 “ 七年之痒 ” 吗？ 信 ， 离 婚对年幼子女的 伤害更大 ， 为 了子女的 健康成长 ， 夫妻更加 不愿 在子女年幼时离婚 （ Ｗａｉ ｔｅ ＆ Ｌｉ Ｕａｒｄ ， １ ９９ １ ； Ｈｅ ａｔｏｎ ， １ ９９０ ） 。 由 此可以 看到 ， 尽管 家庭生命周 期 与 “ 倒 Ｕ 型 ” 离婚模式是吻 合 的 ， 却与诸多 经验研究 的结果相悖 ， 因 此 ， 从子女 因 素或家庭生命周 期 的角度并不能很好地解释离婚风险随婚姻持续而产生的动态变化。 为 此， 我们 需要为 “ 倒 Ｕ 型 ” 的 离婚模式寻找其他可能的 解释途径。 （ 二 ） 婚姻稳定性的 自 然演化 与 家庭生命周 期 理论强调 子女因 素 的影 响不 同 ， 一些学者认 为 ， “ 倒 Ｕ 型 ” 的离婚模式是婚姻稳定性随时间 自 然演化的 结果 。 夫妻结婚以 后， 蜜月 期内 的 婚姻满意度较 高 ， 离婚 的风险较小。 但 随着婚姻 持续 时 间 的 推 移 ， 婚 姻满 意 度 和 婚姻 质 量都 会 逐渐 降低 （ Ｒｕ ｓｂｕｌ ｔ ｅｔ ａｌ ． ， １９８ ６ ） 。 一 方面是因为激情的 消退 ， 另一方面是因 为矛盾 的积累 ， 婚姻的吸引 力会逐步下降 （ Ｌｕｃ ｋｅｙ ， １ ９６６ ） 。 根据莱温格提出 的替 代选择假说， 婚姻的吸引力是决定婚姻稳定性的关键因 素。 当婚姻的吸引 力下降， 而替代选择出 现时， 离婚的可能性就会显著增加 （ Ｌｅｖ ｉｎｇｅｒ ， １９７６ ） 。 不 过 ， 婚姻满意度下降和 离婚风险上升的 趋势并 不会一直持续下 去。 婚姻持续的 时间 越长， 当 事人在婚姻关系上投入的 个人资源就越 多 ， 因婚姻解体遭受 的损 失也就越大 （ 徐安琪 、 叶文政 ， １ ９９ ８ ） 。 在 贝 克 尔 等人 （ Ｂｅ ｃ ｋｅｒ ｅ ｔ ａｌ ． ， １ ９７７ ） 看来 ， 婚姻持续时 间 是当 事人投人的沉没 成本（ ｓ ｕｎｋ ｃ ｏ ｓｔ ） ， 因 此 ， 持续越久的 婚姻 ， 越不可能以离婚而告终。 简而言之， 随着婚姻持续 时间 的 推移 ， 婚姻的 吸引 力虽 然在下 降 ， 但离婚的成本也在上升 ， 而“ 倒 Ｕ 型 ” 离婚模式正是二者共同 作用的 结 果。 这一 理论得到了 一 些经验研究的支持。 例 如 ， 对美 国 夫妻的描述 性研究发现 ， 婚姻满意度和婚姻质量都 随结婚时 间 的 推移先下降 后上 升（ Ｊｏｈｎ ｓ ｏｎ ｅｔ ａｌ ． ， １ ９８ ６ ） 〇 需要注意 的是 ， 这些研究刻画 的 是婚姻满意度和婚姻质量 随时间 推移所发生的动态变化 ， 没有纳人子女因 素进行综合考量 。 除此之外 ， 也没有考虑本文将要介绍 的 第三种理论 ， 即 总体异质性的影响 。 （ 三 ＞ 总体异质性 生命周期理论和 自 然演化理论都有 一 个默认 的假设 ， 即研究 总体 是高度同 质的 。 但事实上 ， 每对婚姻都是不同 的 。 一方面 ， 每对婚姻 的 ２ １ ９
社会学研究 2015.5 吸引力以及冲突爆发的强度和频度各不相同；另一方面，每对夫妻对冲 突的容忍度以及应对冲突的能力和方式也不相同，这导致在同一时点 上每对夫妻的婚姻满意度和离婚风险千差万别。金沃泊和雅辛 (Vaupel&Yashin,1985)从总体的异质性出发，为“倒U型”离婚模式 提供了一种全新的解释。 如果承认总体异质性，则每对夫妻的离婚风险都是不同的；且离婚 夫妻只占总体中很小的一个部分。金沃泊和雅辛认为，至少存在两个 截然不同的子总体：对子总体1，离婚永远不会发生，即h,()=0;对子 总体2，离婚发生的风险率随婚姻持续时间的推移不断上升，可将之表 示为时间的线性函数，即h2(t)=b×t。 随着时间的推移，不稳定的婚姻会陆续解体，稳定的婚姻会持续到 最后。如此，随时间的推移，子总体2所占的比例会不断降低，子总体 1所占的比例则会不断上升。这样，观察到的总体离婚模式必然是一 个“倒U型”的曲线。因此，金沃泊和雅辛认为，根本不存在所谓的“七 年之痒”，“倒U型”离婚模式仅是总体异质性的结果。 看起来，金沃泊和雅辛为“倒U型”离婚模式提供了一种极具吸引 力的理论解释。不过，其解释是从结果出发的，即从是否离婚的结果上 看，存在离婚（离婚风险大于0）和不离婚（离婚风险等于0）两个异质 性的子总体。如果以此为依据进行分类或解释，则更像是事后解释。 事实上，离婚是一个社会过程，只要婚姻还在延续，离婚风险都大于0。 尽管如此，从总体异质性角度对离婚模式的解释依然非常新颖，且可以 推知，总体离婚风险函数的形状主要受两个因素影响：一是最终会离婚 的夫妻占总体的比例P,比例越高，风险函数的位置越高，峰值(“痒”) 到来的时间越晚；二是离婚者离婚的速率，速率越大，风险函数的位置 越高，峰值(“痒”)到来的时间越早(Vaupel&Yashin,1985)。 果真如此吗？接下来，本文将用中国的数据对此进行分析和探讨。 三、数据、变量和模型 (一)数据 本文运用中国家庭动态跟踪调查（以下简称CFPS,现已更名为 “中国家庭追踪调查”)2010年初访数据进行研究。CPS是北京大学 220 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
社会学研究 ２０ １ ５ ． ５ 吸引 力 以及冲 突爆发的强度和频度各不相同 ； 另一方面 ， 每对夫妻对冲 突 的 容忍度以 及应对冲突 的能力 和方式也不相 同 ， 这导 致在 同 一 时点 上每对夫 妻 的 婚姻 满 意 度 和 离婚 风 险 千 差 万别 。 金 沃 泊 和 雅辛 （ Ｖａｕ ｐｅｌ ＆ Ｙａｓｈｉ ｎ ， １ ９８ ５ ） 从总体的 异质性 出 发 ， 为 “ 倒 Ｕ 型 ” 离婚模式 提供 了 一 种全新的解释。 如果承认总体异质性 ， 则 每对夫妻的 离婚风险都是不同 的 ； 且离婚 夫妻只 占总体 中很小 的 一 个部分。 金沃 泊 和雅辛认为 ， 至少存在两个 截然不同 的子总体 ： 对子总体 １ ， 离婚永远不会发生 ， 即 Ｍ ＊ ） ＝ 〇 ； 对子 总体 ２ ， 离婚发生的 风险率随婚姻持续时 间 的推移不断上升 ， 可将之表 示为 时间 的线性函数 ， 即 心 （ ０ ＝ ６ ｘ ｔ 。 随着时 间 的推移， 不稳定的 婚姻会陆续解体 ， 稳定的 婚姻会持续到 最后。 如此 ， 随 时间 的推移 ， 子总体 ２ 所 占 的 比例会不 断降低 ， 子总 体 １ 所 占 的比 例则 会不断上升。 这样， 观察到 的 总体离婚模式必然是一 个“ 倒 Ｕ 型 ” 的 曲 线。 因此 ， 金沃 泊和雅辛认为 ， 根本不存在所谓的 “ 七 年之痒 ” ， “ 倒 Ｕ 型 ” 离婚模式仅是总体异质性的 结果。 看起来 ， 金沃泊和雅辛为 “ 倒 Ｕ 型 ” 离婚模式提供了 一种极具吸 引 力 的理论解释。 不过 ， 其解释是从结果出 发的 ， 即 从是否离婚 的结果上 看 ， 存在离婚 （ 离婚风险大于 〇 ） 和不离 婚（ 离婚风险 等于 〇 ） 两个异质 性的 子总体 。 如 果 以 此为依据进行分类或解 释， 则 更像是事后解释。 事实上 ， 离婚是一 个社会过程 ， 只要婚姻还在延续 ， 离婚风险都大于 〇 。 尽管如此 ， 从总体异质性角 度 对离婚模式的 解释依然非常新颖 ， 且可 以 推知 ， 总体离婚风险 函 数的形状主要受两个因 素影响 ： 一 是最终会离婚 的夫妻 占总体的 比例 Ｐ ， 比例越高 ， 风险 函 数的 位置越高 ， 峰值 （ “ 痒 ” ） 到来 的时 间越 晚 ； 二是离婚 者离婚 的 速率 ， 速率越大 ， 风险函 数的位置 越高 ， 峰值 （ “ 痒 ” ） 到来的 时 间 越早（ Ｖａｕｐｅ ｌ ＆ Ｙａｓｈ ｉｎ ， １ ９８ ５ ） 。 果真如此吗？ 接下来 ， 本文将用 中 国 的数据对此进行分析和探讨 。 三 、 数据、 变量和模型 （ 一 ） 数据 本文运用 中 国 家庭动 态跟踪调查 （ 以 下简称 ＣＦＰＳ ， 现 已 更名 为 “ 中 国 家庭追踪 调査” ） ２０ １ ０ 年初访数据进行研究。 ＣＦＰＳ 是北京大学 ２２ ０
论 文 真的有“七年之痒”吗？ 中国社会科学调查中心设计并主持的一项大型综合性跟踪社会调查， 它采用了内隐分层的、多阶段、概率与规模成比例(PPS)的抽样方法， 样本来自除台湾、香港、澳门、新疆、内蒙古、宁夏、青海和海南之外的 25个省、市、自治区的人口，覆盖面约占中国大陆总人口的95%。 2010年的初访调查共回收有效家庭成员问卷14960份，家庭问卷 14798份，成人问卷33600份，少儿问卷8990份；①总应答率为81.3%。 本文使用的是CFPS数据中的成人样本，根据研究需要，分析时别除了 尚未结婚的样本。此外，本文的分析单位是初婚，如果初婚夫妻双方都 回答了成人问卷，在分析时只当作一对夫妻来计算。最后，在剔除不合 理值②并去除缺失值以后，进入分析的初婚夫妻总共有16472对。 CFPS详细询问了受访夫妻的婚姻史，包括初婚的结婚时间、受访 者本人的出生日期和初婚配偶的出生日期、初婚是否离婚和离婚的时 间、初婚是否丧偶和丧偶的时间。利用这些数据，可以详尽地分析夫妻 的离婚风险随婚姻持续时间所发生的变化。 (二)期群划分 为探讨中国夫妻的离婚模式在不同历史时期的变迁，在分析中，根 据夫妻的结婚时间将总体划分为4个结婚期群：1980年以前、1980- 1989年、1990-1999年和2000年及以后。如此划分，主要基于中国社 会经济结构变动特征的阶段性（邱泽奇、刘世定，2013）。 首先，1980年前后，离婚的社会、经济基础和法律制度发生了重大 改变。曾毅(1995)认为，在1980年以前，受到儒家文化传统和“文革” 等特殊政治事件的影响，中国的离婚水平很低。但1980年以后，一方 面，经济发展与物质生活水平的提高促使人们对夫妻生活的质量提出 了更高的要求；另一方面，生活观念的日益开放也促使社会舆论对离婚 的评价发生了明显的变化；加上1980年新《婚姻法》“无过失离婚”条 款的影响，中国的离婚水平在1980年以后迅速提高。因此，本文首先 以1980年为界，将夫妻划分为两个期群。但考虑到1980年以后中国 社会日新月异的变化，本文又将1980年以后结婚的夫妻进一步细分为 ①按照设计，每户受访家庭都应完成一份家庭问卷和一份家庭成员问卷，但由于拒访等其 他原因，实际完成的家庭问卷数略少于家庭成员问卷。 ②不合理的值包括：初婚离婚时间早于初婚时间以及初婚丧偶时间早于初婚时间。数据中 这两种个案总数分别为6个和3个，所以剧除它们对整个样本的形响不大。 221 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
论 ． ． ． ． ． ． ． ． ． ． ． ． ． … 刃 真的有 “ 七年之痒 ” 吗？ 中 国 社会科学调查 中 心设计并主持 的一项大型综合性跟踪社会调査 ， 它采用了 内 隐分层的 、 多 阶段 、 概率与 规模成 比例 （ ＰＰＳ ） 的 抽 样方法， 样本来 自 除 台湾 、 香港 、 澳门 、 新疆、 内 蒙 古、 宁 夏 、 青 海和海南之外 的 ２５ 个省 、 市、 自 治 区 的人 口 ， 覆盖面约 占 中 国 大陆总人 口 的 ９５ ％ 。 ２０ １ ０ 年的初访调查共 回收有效家庭成员 问 卷 １ ４ ９６０ 份 ， 家庭问 卷 １ ４７９ ８ 份 ， 成人问 卷 ３ ３ ６００ 份 ， 少儿问 卷 ８ ９９０ 份 ； ？总 应答率为 ８ １ ． ３ ％ 。 本文使用的是 ＣＦＰＳ 数据中 的成人样本， 根据研究需要 ， 分析时剔除 了 尚 未结婚的 样本。 此外， 本文的 分析单位是初婚 ， 如果初婚夫妻双方都 回 答了 成人问 卷 ， 在分析时只 当作一 对夫妻来计算 。 最后 ， 在剔除不合 理值？并去除 缺失值 以后 ， 进入分析的初婚夫妻总共有 １ ６４ ７２ 对 。 ＣＦＰＳ 详细 询问 了受访夫妻的婚姻史 ， 包括初婚 的结婚时间 、 受访 者本人的 出 生 日 期和初婚配偶的 出 生 日 期 、 初婚是否离婚和离婚的 时 间 、 初婚是否丧偶和丧偶 的时 间 。 利用 这些数据 ， 可以 详尽地分析夫妻 的离婚风险 随婚姻持续时 间所发生 的 变化。 （ 二 ） 期群划分 为探讨中 国夫妻的离婚模式在不同 历史时期的变迁 ， 在分析 中 ， 根 据夫妻的结婚时 间 将总体划 分为 ４ 个结婚期群 ： １ ９８ ０ 年 以 前 、 １ ９８ ０ － １ ９８ ９ 年、 １ ９９ ０ － １ ９９９ 年和 ２０００ 年及 以后。 如 此划 分 ， 主要基于 中 国 社 会经济结构变动特征 的 阶段性（ 邱泽奇 、 刘世定 ， ２ ０ １ ３ ） 。 首先 ， １ ９８０ 年前后 ， 离婚的 社会、 经济基础和法律制度发生了 重大 改变 。 曾 毅（ １ ９９５ ） 认为， 在 １ ９８ ０ 年 以前 ， 受到儒家文化传统和 “ 文革 ” 等特殊政治事件的影 响 ， 中 国 的离婚水平很低 。 但 １ ９８ ０ 年以 后 ， 一 方 面 ， 经济发展与物质生活水平 的提高促使人们对夫妻生活 的质量提出 了更高的要求 ； 另 一 方面， 生活观念的 日 益开放也促使社会舆论对离婚 的评价发生了 明 显的变化 ； 加 上 １ ９ ８ ０ 年新 《 婚姻法》 “ 无过失离婚 ” 条 款的 影响 ， 中 国 的离婚水平在 １ ９８ ０ 年以 后迅速提 高 。 因 此， 本文首先 以 １ ９８ ０ 年为界 ， 将夫妻划 分为 两个期群。 但考虑到 １ ９８ ０ 年以 后 中 国 社会 日 新月 异的 变化 ， 本文又将 １ ９ ８０ 年以后结婚 的夫妻进一 步细分为 ① 按照 设计 ， 每户 受访 家庭都应 完成 一 份 家庭问 卷和 一 份 家庭成 员 问 卷 ， 但 由 于 拒 访 等 其 他原 因 ， 实 际 完成 的 家庭 问 卷数略 少于 家 庭成员 问 卷 。 ② 不 合理 的 值包 括 ： 初婚离 婚 时 间 早 于初婚时 间 以 及初婚丧 偶时 间 早 于初 婚 时 间 。 数据 中 这两 种个 案 总数分别 为 ６ 个和 ３ 个 ， 所 以 删 除它们 对 整个 样本的 影 响 不 大 。 ２２ １
社会学研究 2015.5 3个期群，即1980-1989年、1990-1999年和2000年及以后。 其次，20世纪80年代，中国社会和经济生活经历了重大变化。20 世纪80年代是改革开放的探索和起步阶段，这一阶段中国最大的变化 出现在农村，例如农村取消了人民公社，实行了家庭联产承包贵任制， 乡镇企业也得到了迅猛发展(Davis&Harrel,1993)。然而在城市，改 革虽然带来了一些新变化，如物质生活的丰富和消费主义文化的兴起， 但I旧的计划经济体制依然在延续(Whyte&Parish,1984),而且城乡之 间人口迁移流动的规模也很小（段成荣等，2008）。在这一时期，中国 在婚烟家庭领域确实发生了一些变化，例如家庭规模的缩小和离婚率 的上升，但总体来看，中国传统的婚姻家庭制度并未发生根本的改变 Davis Harrell,1993) 接下来，20世纪90年代的中国经历了市场化的巨变。进入90年 代以后，特别是1992年邓小平“南巡讲话”之后，中国进入了深化改革 的新阶段。为了让市场在资源配置中发挥更加突出的作用，国家逐步 放松了对经济的计划和干预(Zhang,2004),例如对国有企业进行大刀 阔斧的改革，允许私营、合资、股份制等多种所有制经济的发展，放松对 人口流动的限制等(Whyte,2005)。这些改革措施不仅刺激了经济的 高速增长，而且对中国人的婚姻、家庭等私人领域也产生了非常强烈的 冲击（阎云翔，2006）。家庭规模不断缩小、家庭核心化的趋势日益明 显（曾毅、王正联，2004；王跃生，2006），与此同时，婚姻稳定性不断下 降，离婚水平进一步提高（叶文振、林擎国，1998：张敏杰，1997）。 最后是中国加人全球化的进程。2000年以后，中国改革开放的步 伐仍在继续。2003年加入世界贸易组织之后，中国在经济、文化等方 面与世界的交流合作逐渐增多，以追求个体幸福为目标的西方婚姻观 念对中国人的影响力越来越大，而这种婚姻观念的变化不利于婚姻的 稳定（李建新，2009；叶文振、林擎国，1998）。随着人口流动的增加，熟 人的生活环境被打破，传统观念对人们行为的约束也失去了发挥作用 的土壤。在这些因素的共同作用下，2000年后中国的离婚水平迅速上 升。如图1所示，与2000年前的平缓上升相比，在2000年后，无论是 离婚对数还是粗离婚率都加快了上升的步伐。 (三)子女因素的测量 从家庭生命周期角度看，子女因素会影响夫妻的离婚模式。为了 222 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
社会学研究 ２ ０ １５ ． ５ ３ 个期群 ， 即 １９ ８ ０ － １ ９ ８ ９ 年 、 １ ９９０ － １９９ ９ 年和 ２０００ 年及以后 。 其次 ， ２０ 世纪 ８ ０ 年代 ， 中 国 社会和 经济生活经历 了重大变化。 ２０ 世纪 ８０ 年代是改革开放 的探索和起步 阶段 ， 这 一 阶段 中 国 最大的 变化 出 现在农村 ， 例如农村取消 了人 民 公社 ， 实行 了 家庭联产承包责任制 ， 乡 镇企业也得到 了迅猛发展（ Ｄａｖｉ ｓ ＆ Ｈａ ｒｒ ｅＩ Ｕ９９３ ） 。 然而在城市， 改 革虽然带来 了 一 些新变化 ， 如物质生活 的丰富 和消 费主义文化的兴起 ， 但 旧 的计划经济体制 依然在延续（ Ｗｈｙｔｅ ＆ Ｐａ ｒｉｓ ｈ ， １ ９８４ ） ， 而且城乡 之 间 人 口 迁移流动 的 规模也很小 （ 段成 荣等 ， ２００ ８ ） 。 在这一时 期 ， 中 国 在婚姻家庭领域确实发生 了一 些变化 ， 例如 家庭规模 的缩小和离婚率 的上升 ， 但总 体来看 ， 中 国 传统 的 婚姻家庭制 度并未发生根本 的 改变 （ Ｄａｖｉ ｓ ＆ Ｈａｒｒｅｌ ｌ ， １ ９９３ ） 。 接下来 ， ２ ０ 世纪 ９０ 年代的 中 国 经历 了 市场化 的 巨 变 。 进入 ９０ 年 代 以后 ， 特别是 １ ９９２ 年邓小平“ 南巡讲话” 之后 ， 中 国 进人 了 深化改革 的新阶段。 为 了 让市场在资源配置 中 发挥更加突 出 的 作用 ， 国 家逐步 放松了 对经济的计划 和干预 （ Ｚｈａｎｇ ， ２ ００４ ） ， 例如对 国有企业进行大刀 阔斧的 改革 ， 允许私营 、 合资 、 股份制等多种所有制 经济的 发展 ， 放松对 人 口 流动 的 限制等 （ Ｗｈｙｔｅ ， ２００ ５ ） 。 这些改革措施 不仅刺激 了 经济 的 高速增长 ， 而且对 中 国 人的 婚姻 、 家庭等私人领域也产生 了 非 常强烈 的 冲击 （ 阎 云翔 ， ２００６ ） 。 家庭规模不断缩小 、 家庭核 心化 的 趋势 日 益 明 显 （ 曾 毅 、 王正联 ， ２００４ ； 王跃生 ， ２００６ ） ， 与 此 同 时 ， 婚姻稳定性不断下 降 ， 离婚水平进一步提高 （ 叶文振、 林擎国 ， １ ９９ ８ ； 张敏杰 ， １ ９９７ ） 。 最后是 中 国 加入全球化的 进程。 ２０００ 年 以 后 ， 中 国 改革开放 的 步 伐仍在继续 。 ２００３ 年加人世界贸易 组织之后 ， 中 国 在经济、 文化等方 面与世界的交流合作逐渐增 多 ， 以追求个体幸福为 目 标 的 西方婚姻观 念对 中 国人 的影响力 越来越大 ， 而这种 婚姻观念 的变化不利 于婚姻 的 稳定 （ 李建新 ， ２００９ ； 叶 文振 、林擎 国 ， １ ９９８ ） 。 随着人 口 流 动的增加 ， 熟 人 的 生活 环境被打破 ， 传统观念对人们 行为 的 约束也失去 了 发挥作用 的土壤。 在这些 因素 的共 同作用下 ， ２０００ 年 后中 国 的 离婚水平迅速上 升。 如 图 １ 所示 ， 与 ２ ０００ 年前 的 平缓上升相 比 ， 在 ２０００ 年后 ， 无论是 离婚对数还是粗离婚率都加快 了上升 的步伐。 （ 三 ） 子女因 素的测量 从家庭生命周期角度看 ， 子女 因 素 会影 响夫妻的 离婚模式。 为 了 ２ ２２
论 真的有“七年之痒”吗？ 进行检验，我们从数量、年龄和性别三个维度对子女因素进行测量。需 要注意的是，子女数量、年龄和性别结构都是时变变量(time-varying variable),即在夫妻结婚以后都会随婚姻持续时间的变化而变化o 子女数量是夫妻在特定时点上生育子女的总数量。为了反映不同 年龄的子女对婚姻稳定性的不同影响，分析中按年龄大小将子女数量 细分为4类，4个年龄段子女数量之和等于夫妻在特定时点上生育子 女的总数量。 对子女年龄的划分参照了维特和利拉德(Waite&Lillard,1991)的 研究。他们发现，学龄前儿童(6岁以下)对父母的依赖性较强，夫妻的 离婚风险较低：新生儿诞生以后夫妻会经历一段“蜜月期”，婚姻最稳 定；相比之下，年龄超过13岁的子女对婚姻稳定性有不利影响。为了 检验这些结论在中国社会的适用性，本文分析中也将子女年龄划分为 4段，即0岁、1-5岁、6-12岁和13岁及以上。 家庭生命周期理论讨论了子女的数量和年龄对离婚风险的影响， 却没有涉及性别。不过考虑到子女的性别结构也会随婚姻持续时间发 生变化，故有必要在子女的数量和年龄之外考虑子女性别的影响。摩 根等人(Morgan et al.,1988)的研究发现，男孩更有利于婚姻的稳定， 父亲在抚育儿子时会扮演更加重要的家庭角色，也更多地参与家庭事 务，因此妻子会对婚姻关系感到更加满意，由此也会带来婚姻稳定性上 升。在中国，出于生活观念（如传宗接代、多子多福）和实用（如养儿防 老)的考虑，夫妻更倾向于生男孩，对男孩的偏好也会导致子女性别结 构成为影响婚姻稳定性的重要因素。在操作化时，反映子女性别的是 一个二分变量，如果夫妻在特定时点之前生育过男孩，该变量取值为 1,否则为0。 (四)控制变量 除了结婚期群和三个子女特征，本研究在分析时还控制了城乡、妻 子的初婚年龄和教育程度。根据已有的研究，这些变量都与子女因素 相关，也对离婚风险具有显著影响。 首先，已有的研究发现，中国的离婚水平在城乡之间存在较大差异 (曾毅，1995；吴德清，1999)。而且由于城乡之间在经济发展、生活观 念和生育政策上的不同，生育水平也存在明显不同（郭志刚，2004）。 为排除城乡因素的干扰，本文对城乡进行了统计控制。在分析时，根据 223 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved. http
系 文１ 真的 有 “ 七 年之痒 ” 吗 ？ 进行检验 ， 我们从数量 、 年龄和性别三个维度对子女因 素进行测量 。 需 要注 意 的 是 ， 子女 数 量、 年龄和 性别 结构 都是时变变量 （ ｔｉ ｍｅ － ｖａｒｙｉ ｎｇ ｖ ａｒｉ ａｂｌ ｅ ） ， 即 在夫妻结婚 以后都会随婚姻持续 时间 的变化而变化。 子女数量是夫妻在特定时点 上生育子女 的 总数量 。 为 了 反映不 同 年龄的子女对婚姻稳定性的 不 同 影响 ， 分析 中 按年龄大小将子女数量 细分为 ４ 类 ， ４ 个年龄段子女数量之和等于 夫妻在特定时 点 上生育子 女的 总数量。 对子女年龄的划 分参照 了维特和 利拉德（ Ｗａｉｔ ｅ ＆ Ｌｉ ｌｌ ａｒｄ ， １ ９９ １ ） 的 研究。 他们发现 ， 学龄前儿童（ ６ 岁 以 下） 对父母的 依赖性较强 ， 夫妻 的 离婚风险较低 ； 新生儿诞生 以 后夫妻会经历一 段“ 蜜月 期 ” ， 婚姻最稳 定 ； 相 比之下 ， 年龄超过 １ ３ 岁 的 子女对婚姻稳定性有不利影 响 。 为 了 检验这些结论在中 国社会 的适用性 ， 本文分析中 也将子女年龄划分 为 ４ 段 ， 即 〇 岁 、 １ － ５ 岁 、 ６ － １ ２ 岁和 １ ３ 岁及 以上 。 家庭生命周期理论讨论了 子女的数量和年龄对离婚风险的影响 ， 却没 有涉及性别。 不过考虑到子女的性别结构也会 随婚姻持续时间 发 生变化， 故有必要在子女的数量和年龄之外考虑子女性别的影 响。 摩 根等人（ Ｍｏ ｒｇａｎ ｅｔ ａｌ ． ， １ ９８ ８ ） 的研究发现， 男 孩更有利 于婚姻 的稳定 ， 父亲在抚育儿子时会扮演更加重要 的家庭角 色， 也更多地参与 家庭事 务 ， 因 此妻子会对婚姻关 系感到更加满意， 由 此也会带来婚姻稳定性上 升。 在中 国 ， 出 于生活 观念 （ 如传宗接代 、 多 子多福） 和 实用 （ 如 养儿防 老） 的考虑 ， 夫妻更倾向 于生男孩 ， 对男孩 的偏好也会导致子女性别 结 构成为影响婚姻稳定性的 重要因 素 。 在操作化时 ， 反映子女性别的 是 一 个二分变量 ， 如果夫妻在特定 时点 之前生育过男 孩 ， 该变量取值 为 １ ， 否则 为 〇 。 （ 四 ） 控制变量 除了结婚期群和 三个子女特征 ， 本研究在分析时还控制 了城乡 、 妻 子的初婚年龄和 教育程度 。 根据 已 有的研究 ， 这些变量都 与子女 因 素 相关 ， 也对离婚风险具有显著影 响 。 首先 ， 已有的 研究发现 ， 中 国 的 离婚水平在城乡 之间 存在较大差异 （ 曾毅 ， １ ９９ ５ ； 吴德清 ， １ ９９９ ） 。 而且 由 于 城乡 之间 在经济发展 、 生活 观 念和 生育政策上 的 不 同 ， 生育水 平也存在 明 显不 同 （ 郭 志 刚 ， ２００４ ） 。 为排除城乡 因 素 的干 扰， 本文对城 乡进行了 统计控制 。 在分析时 ， 根据 ２２３
杜会学研究 2015.5 受访者当前的居住地划分城乡。考虑到人口的迁移和流动会使得居住 地随时间发生变化，所以严格来说，城乡也是时变变量。但由于缺乏受 访者的迁移史数据，只能对受访者当前的居住地进行控制，① 其次，已有的研究还发现，夫妻的教育水平和初婚年龄对离婚风险 具有显著影响。就教育来看，教育程度越高，婚姻观念越开放，离婚的 风险越高；就初婚年龄来看，结婚过早不利于婚姻的稳定(Waite& Lillard,1991;Heaton,1990)。丈夫的初婚年龄和教育程度与妻子有很 强的相关性，而妻子的教育程度和初婚年龄对生育的影响更直接。因 此，在分析时控制的是妻子的初婚年龄和教育程度。 需要说明的是，CFPS在2010年并未询问初婚配偶的教育程度，所 以对于离婚、丧偶以及妻子没有回答个人问卷的夫妻，妻子的教育程度 是未知的。不过CPS在2012年的追访中增加了这道问题，因此我们 从2012年的数据中进行了提取。即便如此，诸多因素的影响使得妻子 的教育程度仍然存在一定程度的缺失，且离婚者的缺失比例相对较高。 为了不致因此损失太多个案，我们在对妻子的教育程度进行操作化时 增加了“缺失值”类别。 (五)总体分割模型 金沃泊和雅辛在提出总体异质性概念的同时，也指出了传统生存 分析(survival analysis))的一个固有缺陷，即生存分析假定，只要观测时 间t足够长，事件发生的概率将接近于1（杜本峰，2008）。这个假定在 研究某些问题（如死亡问题）时是合理的，人固有一死，可在研究离婚 问题时，这个假定就会产生问题，因为并非所有夫妻都会离婚。如果假 定调查时没有离婚的夫妻将来都会离婚，估计的离婚风险函数将会严 重脱离实际。 为了克服这一缺陷，施密特和维特(Schmidt&Witte,l989)提出了 ①除了居住地，也可以根据受访者当前的户口性质来区分城乡，但我们最终选用居住地，这 主要有两个原因。首先，从农村流动到城市的流动人口本身具有一定的特殊性，而且由 于有了城市的生活经历，他们的婚育观念可能已经发生了变化，将他们与那些留守在农 村的农民合在一起可能并不合适。其次，根据户籍来定义城乡在操作化上存在含混之 处，因为夫妻双方的户口性质可能不同，而且对于分居两地，尤其是已经离婚或丧偶的人 来说，我们仅知道问卷回答人的户口性质，这给变量的操作化带来了国难。在分析时，我 们也尝诚使用问卷回答人的户口性质对所得结果进行检验，发现二者的结论是完全一致 的。受篇幅所限，下文没有报告这些结果。 224 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
社会学研究 ２０ １ ５ ． ５ 受访者当前 的居住地划分城乡 。 考虑到人 口 的 迁移和 流动会使得居住 地随 时间 发生变化 ， 所以严格来说 ， 城乡 也是时变变量 。 但由 于缺乏受 访者的 迁移史数据 ， 只能对受访者当 前的 居住地进行控制 。 ？ 其次 ， 已有的 研究还发现 ， 夫妻的 教育水平和初婚年龄对离婚风险 具有显著影 响。 就教育来看 ， 教育程度越高 ， 婚姻观念越开放， 离婚的 风险越 高 ； 就初婚 年龄来看 ， 结 婚过早不 利于婚 姻 的 稳 定 （ Ｗａｉ ｔ ｅ ＆ Ｌｉ ｌｌａｒｄ ， １ ９９ １ ； Ｈ ｅａｔ〇 ｎ ， １ ９９０ ） 。 丈夫的 初 婚年龄 和教育程度与 妻子有 很 强 的相 关性 ， 而妻子的 教育程度和初 婚年龄对生育 的影响更 直接。 因 此 ， 在分析时控制 的 是妻子的 初婚年龄和教育程度。 需 要说明 的是 ， Ｃ ＦＰＳ 在 ２０ １ ０ 年并未询 问 初婚配偶的 教育程度 ， 所 以 对于离婚 、 丧偶以及妻子没有回 答个人问 卷的夫妻 ， 妻子的教育程度 是未知 的 。 不过 ＣＦＰＳ 在 ２０ １ ２ 年的追访中 增 加 了这道问 题 ， 因 此我 们 从 ２０ １ ２ 年的数据中进行 了提取。 即 便如此 ， 诸多 因素 的 影响 使得妻子 的 教育 程度仍然存在一定程度的 缺失 ， 且离婚者的缺失比例相对较高 。 为 了不致因 此损失太多个案， 我们 在对妻子的 教育程度进行操作化时 增加 了 “ 缺失值 ” 类别 。 （ 五） 总体分割模型 金 沃泊 和雅辛在提出 总体异质性概念的 同 时 ， 也指 出 了 传统生 存 ＇ 分析（ ｓｕｒｖｉ ｖａｌ ａｎａ ｌｙｓｉ ｓ ） 的一 个 固有缺陷 ， 即生存分析假定， 只 要观测 时 间 ｔ 足 够长 ， 事件发生 的概率将接近 于 １ （ 杜本峰， ２００８ ） 。 这个假定在 研究某些问题 （ 如 死亡 问 题） 时 是合理 的 ， 人 固 有 一 死 ， 可 在研究离 婚 问 题时 ， 这个假定就会产生问 题 ， 因为并非所有夫妻都会离婚。 如果假 定调查时没有离婚的夫妻将来都会离婚 ， 估计的 离婚风险 函 数将会严 重脱离实际。 为了 克服这一 缺陷 ， 施密特和维特（ Ｓｃｈｍｉ ｄｔ ＆ Ｗｉ ｔ ｔ ｅ ， １ ９ ８ ９ ） 提出 了 ① 除 了 居住地 ， 也可 以 根据 受 访者 当 前 的 户 口 性质 来区 分城 乡 ， 担我 们 最 终选用 居住地 ， 这 主要 有 两个 原 因 。 首 先 ， 从农村流 动 到城 市 的流 动人 口 本 身 具 有一 定的 特殊性 ， 而且 由 于 有 了 城 市的 生 活 经 历 ， 他们 的婚育 观念 可 能 已 经发 生 了 变化 ， 将他 们 与 那 些 留 守在 农 村的 农 民合在一 起可 能并 不合 适。 其 次 ， 根据 户 籍 来 定 义 城 乡 在 操作 化 上存在含 混之 处 ， 因 为 夫 妻双 方 的 户 口 性质 可 能 不 同 ， 而且 对于 分居两 地， 尤其 是 已 经 离婚或 丧偶 的 人 来说 ， 我们 仅知道问 卷回 答人的 户 口 性质 ， 这 给 变 量 的操作化 带来 了 困 难。 在分析 时 ， 我 们 也尝试使用 问 卷回 答人 的户 口 性质 对所 得 结 果进 行检验 ， 发现二者 的 结 论是 完 全 一 致 的 。 受篇 幅所 限 ， 下 文 没有 报告这 些 结 果。 ２ ２４
论文 真的有“七年之痒”吗？ 总体分割模型(split--population model)。顾名思义，总体分割模型假定 总体在本质上是可以分割的，在估计时将总体分为两个组，其中第一组 有发生某事件的风险，第二组没有这样的风险。模型能够估计第二组 人在总体中所占的比例P,如果该比例显著大于O,说明使用总体分割 模型更加合适：如果与0无显著差异，则可以使用常规的生存分析法进 行研究。除了对P的大小进行估计之外，模型也可以像常规生存分析 一样，研究各自变量对事件发生概率和时机的影响。 总体分割模型在流行病学和生物统计学中已经得到了非常广泛的 应用。在这些领域中它常被称作治疗模型(cure model),用于研究患 有某种疾病的患者在使用药物以后是否以及何时出现疗效的问题 (Lambert,2007)。与离婚问题类似，由于不是所有患者在服药以后都 会出现疗效，经典生存分析方法并不合适，而总体分割模型却能很好地 解决这些问题。 在社会科学领域，总体分割模型也得到了一些应用。例如，施密特 和维特面对的是刑满释放人员再入狱的问题(Schmidt&Witte,l989)。 因为不是所有犯人在出狱以后都会再人狱，他们放弃了传统的生存分 析，提出了总体分割模型。不过，总体分割模型至今尚未引起国内社会 科学研究者的广泛注意。本文将首次尝试运用这一模型来研究中国夫 妻的离婚模式及其变迁趋势。 四、分析结果 (一)样本描述 表1分期群描述了夫妻在2010年调查截止时的婚姻状态。从表1 可知，86.9%的夫妻依然在婚，3.6%的夫妻已离婚，9.5%的夫妻已丧 偶。分期群来看，丧偶的比例随时间的推移在不断下降，离婚的比例随 时间而上升。在2000-2010年结婚的夫妻中，离婚的比例只有 3.0%,低于1980-1989年和1990-1999年两个期群，这可能是因为 他们结婚的时间较短，他们当中的很多人现在虽没有离婚，但不代表未 来不会离婚。但如果我们假定所有夫妇在未来都会离婚也不符合实 际。以1980年以前结婚的夫妻为例，到2010年调查截止时，他们至少 已经结婚30年，在婚的比例依然高达75.4%，且22.7%的夫妻已经丧 225 ?1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http
ｉｆｒ 真的 有 “ 七年之痒 ” 吗？ 总体分割模型 （ ｓ ｐｌｉ ｔ － ｐｏｐｕｌａｔ ｉ ｏｎ ｍｏ ｄｅ ｌ ） 。 顾名 思义， 总 体分割模型 假定 总体在本质上是可以 分割 的 ， 在估计时将总体分为两个组 ， 其 中第一 组 有发生某事件的风险 ， 第二组没有这样的风 险 。 模型 能够估计第二组 人在总体中 所占 的 比例 Ｐ ， 如 果该 比 例显著大于 〇 ， 说 明使用总体分割 模型 更加合适 ； 如果 与 〇 无显著差异， 则可 以使用 常规的 生存分析法进 行研究 。 除了 对 Ｐ 的 大小 进行估计之外 ， 模型也可 以 像常规生存分析 一 样 ， 研究各 自 变量对事件发生概率和 时机的影响 。 总体分割模型 在流行病学和 生物统计学 中 已 经得到 了非 常广泛的 应用 。 在这些领域 中 它 常被称作治 疗模 型 （ ｃｕｒｅ ｍｏ ｄｅｌ ） ， 用 于研究 患 有 某种 疾病 的 患 者 在使用药物 以 后 是否 以 及何 时 出 现疗效 的 问 题 （ Ｌａｍｂ ｅｒｔ ， ２００７ ） 。 与离婚问 题类似 ， 由 于 不是所有患 者在服药 以 后 都 会出 现疗效 ， 经典生存分析方法并不合适 ， 而 总体分割 模型却 能很好地 解决这些问 题。 在社会科学领域， 总 体分割模型也得到 了 一 些应用 。 例 如 ， 施密特 和维 特面对的 是刑 满释放人员再人狱的 问 题 （ Ｓｃ ｈｍｉ ｄｔ ＆ Ｗｉｔ ｔ ｅ ， １ ９８ ９ ） 。 因为 不是所有犯人在出 狱以 后都会再人狱 ， 他们 放弃 了传统的 生存分 析 ， 提 出 了 总体分割模型 。 不过 ， 总体分割 模型 至今尚 未引 起 国 内社会 科学研究者的 广泛注意。 本文将首次尝试运用这一模型来研究中 国 夫 妻 的 离婚模式及其变迁趋势 。 四 、 分析结果 （ 一 ） 样本描述 表 １ 分期群描述了夫妻在 ２０ １ ０ 年调 查截 止时的 婚姻 状态 。 从表 １ 可知 ， ８ ６ ． ９ ％ 的夫妻依然 在婚 ， ３ ． ６％ 的 夫妻 已 离婚， ９ ． ５ ％ 的 夫 妻 已 丧 偶 。 分期群来看 ， 丧偶 的 比 例随时 间 的推移在不断下降， 离婚的 比例 随 时 间 而 上 升。 在 ２０００ － ２ ０ １ ０ 年结 婚 的 夫 妻 中 ， 离婚 的 比 例 只 有 ３ ． 〇 ％ ， 低于 １ ９ ８０ － １ ９８ ９ 年和 １ ９９０ － １ ９９９ 年 两个期 群， 这可 能 是因 为 他们结婚 的 时间 较短 ， 他们 当 中 的很多人现在虽 没有离婚 ， 但不代表未 来不会离婚。 但如果我 们假定所有 夫妇 在未来都会 离婚也不符合实 际 。 以 １ ９８ ０ 年以 前结婚 的夫妻为例 ， 到 ２０ １ ０ 年调查截止时 ， 他们至少 已经结婚 ３ ０ 年， 在婚的 比例依然高 达 ７５． ４ ％ ， 且 ２２． ７ ％ 的 夫妻 已 经丧 ２２５