夫妻权力对女性婚姻市场满意度的影响

摘 要：当代女性在婚姻市场中决策参与权的变化成为影响婚姻满意度的重要因素，本研究用2014年CFPS数据进行实证研究，建立Ordered Logistic模型，通过十折交叉验证得稳定模型，分析表明该变化的影响的确存在，且在平权型的家庭结构中女性拥有更高婚姻满意度；女性对于夫妻双方的教育匹配与否并不很在意，而自身经济独立、丈夫的经济和家务贡献度越高，在婚姻生活中女性就會越感幸福。所以成功女人的背后，总有一个“贤内助”般的好男人。

关键词：婚姻满意度；Ordered Logistic回归；家庭权力结构划分；十折交叉验证

中图分类号：C913.13 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2018）06-0089-03

随着时代的发展，女性在婚姻家庭中扮演的角色也从过去单一的“相夫教子”转变成“内外兼修”。女性受教育程度和经济地位的提高，使得传统婚姻关系中的权力结构受到冲击，当代女性在婚姻中决策参与权的变化成为影响婚姻满意度的重要因素。平衡夫妻权力是家庭关系中极其重要的一环，它不仅关系到夫妻的婚姻满意度，更是早已超越了私人领域，成为稳定社会关系、维护社会平稳正常运行的重要组成部分。本研究采用2014年中国家庭动态追踪调查（CFPS）数据，一层层拨开萦绕在女性婚姻满意度的理论和实证研究中的迷雾，清晰刻画出在婚姻稳定的前提下女性决策参与权与婚姻满意度之间相互影响的基本轮廓，并检验两者之间的影响。

一、 国内外研究进展

Robert和Donald（1960）针对夫妻权力对婚姻的影响提出资源假设理论。其理论表明婚姻双方的相对权力大小由夫妻拥有的可支配资源多少决定，想要拥有更多的婚姻决策权就需要在拥有受教育程度、个人收入等重要的生活资源上占据优势。而批判性的“文化背景中的资源理论”认为，夫妻之间的权利差异用文化规范结构解释更为有力（Rodman、Hyman，1967）。除此之外，Safilios（1970）不赞成用家庭权力充当静态现象的研究，主张需对“权力过程”投入更多关注。

相较于注重理论解释的国外研究，国内的研究者则会在夫妻权利的定夺与量化投入上给予更多的关注，同时将妇女在家庭中的地位一同纳入研究范畴。有学者提出“重大家庭事务决定权”说法，阐述了夫妻双方在生育、居家选址、家庭收入的支配等家庭的重要事务上，有决策能力的一方，往往也能控制着家庭的各种资源，并在家庭中拥有不可撼动的地位。学者牛建林（2016）认为夫妻教育差异可能对双方的婚姻满意度产生不同程度的影响。Schwartz（2005）和Burdett（1997）均认为教育匹配程度同时影响着家庭资源、财富聚集速度以及下一代的受教育程度和社会分层。徐安琪和叶文振（1998）就婚姻满意度、婚内冲突以及离异动机等方面做了深入探究，得出从不同维度剖析婚姻满意度的影响因素和作用机制所产生的结果都不相同，但影响最大的因素在于女性对其婚姻决策的独立性和掌控性，它直接影响女性对婚姻状况的满意程度。徐安琪（2005）在妇女家庭地位的多元综合指标体系构建中，提出了“个人在家庭生活各方面的自主权”以及“婚姻角色平等的主观满意度”这两个大类共9项测量指标。

二、 研究框架与研究假设

（一）研究框架

在研究女性婚姻满意度时运用了家庭权力结构划分理论，主要关注女性的权力对其婚姻满意度的影响，结合动态权力过程的思想，将夫妻权力结构的内涵划分为两大部分——“权力实施基础条件”和“权力实施过程表现”（见图1）。

图1 家庭权力结构理论框架图

（二）研究假设

本研究在CFPS2014年数据的基础上，根据上述文献综述和理论基础，现提出研究假设：夫妻权力差异对婚姻满意度具有较大影响，女性在婚姻中的权力对女性婚姻满意度呈正向效应，但当双方权力达到平等时，女性更倾向于拥有更高的婚姻满意度。

三、 数据来源及变量定义

研究数据来源于2014年中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS），共采访13857 户家庭、31665 位个人，并对个人样本展开长期的动态跟踪调查。跨越中国25个省/市/自治区，覆盖了所致区域95%以上的人口，保证了数据的代表性和随机性。保留在婚（有配偶）的女性样本10827个，加入个人特征变量、配偶基本信息、教育、婚育、生活等其他变量，在同时满足有效性和完整性的前提下，最终保留7233条数据。

因变量为“婚姻满意度”，记为marisati，在CFPS2014成人问卷中对应的问题为“QM801.总的来说，您对您当前的“婚姻/同居”生活有多满意，数据录入结果分为五个定序等级：“非常不满意”“不满意”“一般”“满意”“非常满意”，对应赋值为1—5分，分值越高，受访女性婚姻满意度越高。

在自变量的选取上，户口（城市=1，农村=0）、年龄、身高、体重作为反映个人基础的控制变量，夫妻权力结构变量分为权力实施基础条件变量（含教育匹配、经济地位、婚育基础、宗教信仰）和权力实施过程表现变量（含家庭观念、家庭生活）。需指出的是，考察教育匹配效应时，用教育差反映夫妻双方教育程度差异。一般认为，女性相较于配偶的教育程度高低可能会影响其在家中的决策参与权。简化研究为二分类变量处理：若夫妻双方的最高学历不一样，说明夫妻双方存在教育差，记为1，反之，为0。考察宗教信仰时，为简化处理，将不同信仰合并为“有信仰”一类，记为1，“无信仰”为0，其他详见表6。

考虑到每一类型选取的多个变量之间存在较大相关性，接下来需采用因子分析提取公因子。

四、 婚姻满意度模型构建与实证

（一）女性权利变量的因子分析

针对家庭观念的，关于男女分工问题直接体现女性权力，所以单独分析，其余关于女人婚姻评价、子女评价和男人家务评价这三个变量提取公因子，记为att，结果见表1和2；针对家庭生活的，变量“对方家务贡献满意度（hwcsati）”直接体现夫妻在家庭生活上的权力结构，所以单独分析，其余变量提取公因子，记为wrc，用统计软件操作，结果见表1和3。

根据特征值准则，初始因子选取特征值大于1的主成分，由表2可知，成分1的特征值1.86，累积贡献率80.13%，由表3可知，成分1的特征值1.69，累积贡献率86.39%，均对各自总体具有解释力度，故选取它们作为衡量家庭观念和家庭生活结构的公因子。

（二）Ordered Logistic回归结果及解析

建立Ordered Logistic模型，用极大似然估计法（MLE），从女性家庭权力结构研究女性婚姻满意度，为得到稳定的估计结果，利用R 3.2.3軟件，本研究将样本分为训练样本和测试样本，用训练集（80%）重复五次十折交叉验证得到稳定模型，用测试集（20%）的混淆矩阵评价模型，具体回归结果见表4。

首先，分析个人基础特征对女性婚姻满意度的影响。对于模型一而言，只引入了受访者的个人基础特征，可以看出年龄、城乡差异和体重都对女性婚姻满意度产生影响。存在城乡异质性，城市女性的婚姻满意度要比农村女性低11.7%；就年龄而言，女性年龄每增加一岁，平均而言，婚姻满意度就会提高0.4%；就体重而言，女性体重每增加一斤，平均而言，婚姻满意度会提高0.8%。

其次，分析权力实施基础条件对女性婚姻满意度的影响。对于模型二来说，在控制了个人特征变量后，引入了权力实施基础条件变量，与此同时，原先显著的城乡差异和年龄变量不再显著。令人遗憾的是，夫妻二人受教育程度不同赋值为二分类变量的处理结果在统计上不显著，这与王存同和余姣（2013）的实证结果相反，有可能本研究针对的女性样本所致；反映女性婚前经济状况的“嫁妆价值”对婚姻满意度的影响不显著，而反映婚后经济状况的收入却对婚姻满意度影响较大；对方经济贡献满意度与女性的婚姻满意度高度正相关。

最后，分析权力实施过程表现对女性婚姻满意度的影响。模型三在纳入权力实施过程表现变量后，个人特征变量中的城乡差异重新变得显著，城市女性相较于农村女性，满意度是农村女性的1.2倍；体重始终保持显著，女性体重每增加一斤，平均而言，婚姻满意度会提高0.6%；年龄和身高对女性婚姻满意度不再产生显著影响。在权力实施基础条件中，基本延续了模型二中变量的显著性，家庭成员数在模型三中变得显著，它对女性婚姻满意度呈负向影响，家庭成员数每增加一员，女性婚姻满意度下降0.3%；反映婚后经济状况的“收入”对婚姻满意度影响较大，与“最低”收入相比，收入“最高”的女性婚姻满意度提高近一倍（81.9%）；对方经济贡献满意度与女性的婚姻满意度高度正相关，以“非常不满意”的情况作为参照组，女性对配偶经济贡献“非常满意”的评分是其30.3倍。在权力实施过程表现变量中，直接体现女性权力的“男女分工”问题态度的变量，“非常满意”选项不显著，其余选项显著对女性婚姻满意度有负向影响，对“男主外，女主内”观念感到“满意”的女性比感到“非常不满意”女性的婚姻满意度低29%；就家庭观念综合指标而言，得分每增加一个单位，女性婚姻满意度降低5.8%；“对方家务贡献度”对女性婚姻满意度产生强烈的正向效应；就家庭生活综合指标而言，睡眠时长和投入家务时长每增加一小时，女性婚姻满意度平均而言会提高6.5%；就“每周和家人吃晚饭次数”而言，每增加一次，女性的婚姻满意度就会平均提高8%。

（三）模型准确性和稳定性测试

采用十折交叉验证（10-fold cross-validation）来测试模型准确性。在训练集上把数据再分为10等份，依次将其中9份作为训练数据，余下1份作为测试数据。每次试验都会得出相应的正确率（或差错率）。10次结果的正确率（或差错率）的平均值作为在训练集上一个较好的对模型精度的估计，最后拿到测试集上针对一个从未参与建模的未知样本进行评估，最终得到女性婚姻满意度模型的十折交叉验证评价指标的平均值：Accuracy=0.7923。

在测试集上的混淆矩阵为：

用测试集的混淆矩阵来表明在未知样本中的评估效果。下面根据测试集的混淆矩阵（表5）计算模型精确度：判断为1的准确度：192/297=0.646，以此类推，判断为2、3、4和5的准确度分别是0.777、0.739、0.713和0.721，模型整体准确度：（192+220+210+211+207）/1447=0.719。

五、 结论

当代女性在婚姻中决策参与权的变化成为影响婚姻满意度的重要因素，具体发现如下：

（一）女性在婚姻中的决策参与权对婚姻满意度具有显著影响，且在平权型的家庭结构中拥有更高婚姻满意度。“男主外，女主内”的观念并不能使认为“非常满意”的女性拥有更高婚姻满意度，夫妻双方对事业和家庭能做到彼此兼顾时女性对婚姻更容易感觉到满意。女人要倾向于独立，“干得好不如嫁得好”的“寄生”观念正在弱化，男人承担一半家务的期望或许已经不能使得女性满意度增加了，现代夫妻权力结构的调整对男性提出了更高的要求。

（二）在其他条件不变的情况下，体重和每周陪家人吃晚饭次数均对女性婚姻满意度存在正向影响。所以对于长期控制体重处于节食状态的家庭妇女而言，多陪家人、偶尔地放开大吃会令其婚姻生活更幸福。

（三）站在女性视角上，夫妻教育匹配效应和嫁妆价值对女性婚姻满意度影响不大。说明女性对夫妻双方的教育匹配与否并不是很在意，女性婚前经济状况也并不对婚后生活满意度产生决定性影响。高学历女性并不一定能拥有高满意度的婚姻。

（四）女性收入越高，给自身带来的婚姻满意度越强，丈夫为家庭和妻子所花的每一分钱，对妻子的心情影响立竿见影，且这种影响还会产生满意度的“贫富差距”。相较于妻子对配偶经济贡献非常不满意的情况，非常满意度是其他满意度的6—28倍，而且这种“满意”会形成良性循环，丈夫更愿意为家庭贡献经济，而妻子也更容易获得幸福感。

参考文献：

[1]Robert Blood， Donald M. Wolfe. Husbands and Wives： The Dynamics of Married Living[M]. New York： The Free Press，1960.

[2]Rodman， Hyman. Marital Power in France， Greece， Yugoslavia and the United States： A Cross-National Discussio[J]. Journal of Marriage and the Family，1967（2）.

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[6]牛建林.夫妻教育匹配对婚姻关系质量的影响研究[J].妇女研究论丛，2016（4）：24-35.

[7]Schwartz， Christine R. & Robert D. Mare. Trends in Educational Assortative Marriage from 1940 to 2003[J]. Demography，2005，42（4）.

[8]Burdett， Ken and Melvyn G. Coles. Marriage and Class[J]. The Quarterly Journal of Economics，1997，112（1）.

[9]徐安琪，叶文振.婚姻质量：度量指标及其影响因素[J].中国社会科学，1998（1）.

[10]徐安琪.夫妻权力和妇女家庭地位的评价指标：反思与检讨[J].社会学研究，2005（4）.

[11]王存同，余姣.中国婚姻满意度水平及影响因素的实证分析[J].妇女研究论丛，2013（1）.

作者简介：

龚雨竹，女，湖北荆州人，南京财经大学经济学院硕士，研究方向：计量经济学理论与应用。