婚姻对个体心理健康的影响

【摘要】现代社会有两个现象引起广泛关注，其一是婚姻制度正遭遇挑战，年轻人普遍晚婚甚至“恐婚”“不婚”；其二是心理健康问题不断凸显，抑郁症在全球疾病负担中占据显著位置。既有研究多基于横截面数据分析婚姻对个体的保护作用，难以辨析保护效应和选择效应；健康轨迹相关研究则多将抑郁水平的变化与个体的年龄增长相联系，较少关注抑郁水平随婚姻持续时间增长发生的变化。本文讨论婚姻对个体心理健康的影响，基于跨度8年的纵向追踪调查数据CFPS2012、2016、2018和2020，使用增长曲线模型考察个体的抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹和人群分化。研究发现个体抑郁水平的均值随时间呈现上升态势，离散性增加，具有抑郁倾向的样本比例也有所增加。个体抑郁水平随婚姻持续时间增长而上升，控制人口特征、社会经济地位、自评健康、婚姻质量和家务劳动时长等干扰因素之后，个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹从基准模型的“后尾上翘的平缓N型模式”变为“后尾平抑的平缓N型模式”，验证了婚姻对心理健康具有保护作用；进入平台期的拐点大约在结婚后第12年。抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹存在性别和阶层分化。男性初始的抑郁水平和抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度都低于女性，抑郁水平的性别差异会随着婚姻持续时间的增长而扩大。社会阶层较高的个体初始的抑郁水平较低，且社会经济地位处于中高层的个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度更慢，抑郁水平的阶层差异随着婚姻持续时间的增长而扩大。文章还对上述结论的政策含义进行了讨论：虽然婚姻对男女两性的心理健康均具有保护作用，但对女性心理健康的保护作用不如男性，婚姻中的女性面临的双重约束（作为社会女性的约束和作为家庭女性的约束）是造成抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹存在性别分化的主要原因。社会经济地位较高的个体通常拥有更多的经济资源和社会支持，这有助于提高婚姻的抗风险能力并降低抑郁水平，其政策含义是通过全面发展提高全人群的社会经济地位。

【关键词】心理健康；婚姻持续时间；抑郁水平；变化轨迹；人群分化

【中图分类号】C913.1"""""""""""""【文献标志码】"A""""""""""doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2025.01.005

【文章编号】1004-129X（2025）01-0065-13

一、问题的提出

现代社会有两个现象引起广泛关注：其一是婚姻制度正遭遇挑战。年轻人进入婚姻的时间越来越晚，脚步越来越迟疑，“恐婚”“不婚”的话语在网络上流行。一些人认为婚姻是人生的枷锁和幸福的终点，会给个体的心理健康带来负面影响。其二是心理健康问题不断凸显。抑郁水平作为反映和测度心理健康的典型指标，数值越高说明心理健康状况越差，其病理表现是抑郁症的发生。数据显示抑郁症在全球疾病负担（Disability-AdjustedLifeYears，DALYs）中占据显著位置，是影响健康预期寿命的主要精神疾病之一，其顺位预计将从2022年的第13位进一步前移至2050年的第12位。［1］

婚姻对于个体健康具有保护作用，因为婚姻可为个体提供更多更好的经济支持、帮助对抗负面事件产生的压力等；婚姻本身也具有高度选择性，那些能够结婚的个体通常拥有较好的社会经济水平、身体和心理健康状况。因此，要辨析婚姻对健康的影响，需要区分保护效应和选择效应，尽量排除选择性的干扰。婚姻如何影响个体的心理健康？既有研究通过比较处于不同婚姻状态的个体在同一时期的抑郁水平的差异，发现已婚者比离婚、丧偶和未婚者的抑郁水平更低。［2］这似乎验证了婚姻的保护作用，但基于横截面数据分析的结果或许与婚姻的选择性有关。婚姻对心理健康的影响还可能存在时间效应，结婚时间越长越有利于还是越不利于心理健康？抑或二者关系呈现非线性？国内既有研究较少将婚姻持续时间和抑郁水平联系起来。此外，婚姻对心理健康的影响可能具有人群异质性，如性别差异或阶层差异。

本文讨论婚姻对个体心理健康的影响，基于纵向追踪调查数据考察个体的抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹和人群分化。相较于既有文献，本研究可能的新意体现在：一是排除使用横截面数据导致的婚姻选择性的干扰，揭示婚姻是否对个体心理健康具有保护作用；二是运用增长曲线模型（GrowthCurveModel）拟合个体的抑郁水平随婚姻持续时间增长发生的变化与分化，揭示时间维度上抑郁水平的变化轨迹及人群异质性。

二、文献综述及研究假设

1.婚姻对心理健康的正负双向影响

婚姻对心理健康的影响在既有研究中呈现混杂性，兼具正负两方面。正面影响体现在已婚者在心理健康方面比未婚者表现更好，［2-3］二者的关系通常用资源模型和选择效应来解释。资源模型认为与未婚者相比，已婚者享有更多的经济资源和社会支持，高质量的婚姻会对压力事件（如疾病、贫困、亲人死亡等）具有缓冲作用。［4-5］选择效应认为，更快乐更健康的人更容易步入婚姻，因此在横截面研究中已婚者比未婚者有更低的抑郁水平。［6］

婚姻对健康也可能具有不利影响。研究指出婚姻质量对个体的心理健康至关重要，处于不满意或紧张的婚姻关系中的个体可能承受较大的心理压力。［5］婚姻满意度在婚后的头几年可能会下降，这与新婚夫妻的婚后适应有关；为人父母可能会冲击夫妻的婚姻关系，照料子女占用大量时间进而减少夫妻共同休闲娱乐的时间，且育儿分歧会增加夫妻的冲突，降低夫妻亲密感，从而导致个体在婚姻中抑郁水平上升。［7-9］有研究发现夫妻之间的吸引力通常在结婚最初几年最高，随着时间的推移逐渐减少，［10］这在一定程度上会增加夫妻冲突，对双方造成精神压力。［5］

2.抑郁水平的变化轨迹及其影响因素

抑郁水平随年龄增长的变化轨迹受到较多关注，但结论尚不一致。有研究发现成年期的抑郁症状呈现“U型模式”：在初始成年期最高，中年期逐渐下降，老年期再次升高。［11］基于美国青少年到成人健康纵向数据的研究也发现抑郁症状的“U型模式”：青少年时期较高，二三十岁时有所下降，30岁初期再次上升。［12］上述两项研究的年龄区间明显不一致，因此抑郁水平的年龄变化模式仍不清晰。德国的一项纵向研究表明婚姻对心理健康的影响仅限于从婚前过渡到婚后的短期保护作用。［13］由婚前向婚后过渡的过程通常也是个体从青年期向中年期过渡的过程，处于青年期的个体往往面临学业晋升、求职等较多挑战，同时青年期是身心发育较快的时期，这些变化可能对情绪产生影响，使得抑郁水平较高。［11］而那些最终步入婚姻的个体，在婚前一般会经历事业和感情逐渐稳定的过程，因此抑郁水平可能在这一过程中有所下降。这样来看，婚姻对心理健康的影响更像是选择机制的作用。

影响抑郁水平的因素复杂且多样，压力事件、身体健康、人际关系和社会经济水平都会影响个体的抑郁水平。［14］在中国，由于城乡间差异较大，存在明显的城乡分化，相关研究表明农村人口的平均抑郁水平显著高于城市。［15］除此之外，抑郁水平的高低还存在明显的队列和性别分化。有实证研究发现年轻队列的抑郁水平高于年老队列，女性的抑郁水平高于男性，且随着年龄的增长不断扩大。［16］

3.抑郁水平的性别差异

多项研究发现女性的抑郁水平高于男性，且抑郁水平的性别差异随着年龄的增长而扩大。［12］［17］抑郁水平的性别差异来自生理、心理和性别社会化等多个方面。生理差异包括女性在生殖功能和激素分泌上与男性不同，女性在生殖周期经历的病痛（如经前焦虑、孕期抑郁、产后抑郁、更年期抑郁等）以及周期内的生殖事件（如不孕、流产、药物避孕等）均被证明会引起抑郁症状。［18］在心理上，女性由于激素分泌，对负面情绪的感知更为敏锐。［19］长期以来的性别角色观念期待女性承担更多的家庭责任，如家务、育儿和照顾家庭成员，这些责任往往会增加她们的压力和情绪负担。随着婚姻生活的持续，这种性别角色压力可能会进一步累积，导致女性的抑郁水平逐渐升高。［20］相比之下，男性在婚姻中的角色更多地与外部工作和经济支持联系在一起，尽管他们也面临压力，但这些压力更容易通过社会认可的成功来缓解，导致其初始抑郁水平较低，并且随着时间推移，抑郁水平上升的幅度较小。此外，情绪劳动理论强调女性在婚姻和家庭生活中常常承担更多的情绪劳动，如调解冲突、管理家庭成员的情绪需求等。［21-22］这种持续的情绪劳动会导致情感耗竭和抑郁风险的增加，尤其是在婚姻持续时间较长的情况下。男性则较少参与这些情绪劳动，因而在情绪和心理上的负担相对较轻，抑郁水平也因此较低。上述诸多因素使得女性的情绪压力逐渐累积，导致抑郁水平的性别差异随年龄的增长不断扩大。

4.抑郁水平的阶层差异

心理健康存在社会阶层的不平等。社会压力理论认为社会经济地位较低的个体往往面临更多的经济压力、社会排斥和工作不稳定性，这些压力源会随着时间累积加重其心理负担。［23］因此，社会经济地位较低的个体容易陷入资源匮乏和缺失的恶性循环中，在婚姻的早期阶段就已经处于较高的抑郁水平，随着婚姻生活的持续，这种压力会进一步累积，导致其抑郁水平逐渐升高。相反，社会经济地位较高的个体由于享有更多的资源和支持网络，能够更好地应对婚姻中的挑战，从而维持较低的抑郁水平。此外，社会经济地位可能会影响婚姻质量，社会经济地位较高的个体更有可能在婚姻中拥有更高的婚姻满意度和更低的婚姻冲突，而社会经济地位较低的个体可能会面临更多夫妻冲突和不满，进而使其抑郁水平随着婚姻持续时间增长不断累积。［24］

既有文献为研究婚姻对心理健康的影响奠定了良好的基础，但也存在二者关系不清、国内纵向研究证据不足等缺憾。具体而言，既有研究多基于横截面数据分析婚姻对个体的保护作用，难以辨析保护效应和选择效应；健康轨迹相关研究多将抑郁水平的变化与个体的年龄增长相联系，较少关注其随婚姻持续时间增长发生的变化。本文利用纵向追踪调查数据，拟合增长曲线模型考察个体抑郁水平在婚姻进程中的变化轨迹，排除婚姻的选择效应检验其保护效应，分析抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹的性别分化和阶层分化。基于既有文献，本文提出以下三个研究假设：

假设1：抑郁水平随婚姻持续时间增长呈现非线性变化。

假设2：抑郁水平的性别差异随婚姻持续时间的增长而扩大。

假设3：抑郁水平的阶层差异随婚姻持续时间的增长而扩大。

三、数据、变量与方法

1.数据来源及样本选择

本研究使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据，该调查由北京大学中国社会科学调查中心负责实施，使用多阶段、PPS抽样方法，收集了个人、家庭和社区层面的数据，重点关注中国居民的经济活动、教育获得、家庭关系与家庭动态、人口迁移、身心健康等在内的诸多研究主题。基线调查在2010年完成，样本共覆盖25个省/自治区/直辖市（不含港澳台、新疆、西藏、青海、内蒙古、宁夏、海南），代表了95%的人口，共采访了14960户家庭，33600名成人和8990名少儿，个人层面应答率为84.14%。［25］CFPS经2010年基线调查界定出来的基因成员作为后续调查的追踪对象，此后在2012年、2014年、2016年、2018年和2020年进行追访。

由于CFPS2014未询问被访者抑郁量表CES-D得分，因此本文使用包含抑郁水平变量的四期追踪调查数据（CFPS2012、CFPS2016、CFPS2018和CFPS2020），跨度8年。将研究对象的年龄限定为16～59岁，是因为60岁及以上老年人的心理健康状况及其影响因素较为特殊，［11］需要单独研究。

在各期数据中，首先考察样本的婚姻状态，保留2020年以前3次调查中婚姻状态为未婚、同居或在婚以及在2020年调查时全部初婚且在婚的样本（包含未到法定婚龄但事实在婚的样本）；然后考察初婚年份、CES-D8量表各项得分、出生年份、性别、户口性质、受教育年限、当前就业状态、生病时有无配偶照料、家务劳动时长等变量，保留上述变量无缺失的样本；再按照家庭编码合并家庭问卷中的有无房产、家庭收入等变量，剔除缺失值以及初婚年龄小于15岁的样本，获得各期样本。四期的样本量分别为2012年10594个（原始样本量35719个）、2016年12537个（原始样本量36892个）、2018年11533个（原始样本量32669个）、2020年8801个（原始样本量28530个）。将上述四期样本按照个体编码合并为长数据，保留至少包含两期追踪的14655个个体的共43465个观测样本。

2.主要变量及其操作化

因变量为抑郁水平，使用流行病学研究中心的抑郁量表（CES-D8）进行测量。CES-D8量表包含8道题目，其中6道题目提问了消极情绪的频率，分别是“我感到情绪低落”“我觉得做任何事都很费劲”“我的睡眠不好”“我感到孤独”“我感到悲伤难过”“我觉得生活无法继续”；2道题目提问了积极情绪的频率，分别是“我感到愉快”“我生活快乐”，需要反向赋分。将8道题目的得分加总，总分介于0至24分之间，得分越高表示抑郁水平越高。抑郁水平预示了患抑郁症的风险，已有研究表明CES-D8量表的得分超过9分可用于识别临床上的抑郁倾向。［26］本文将抑郁水平操作化为连续变量。

自变量为婚姻持续时间。婚姻持续时间通常是指从初婚年份到观测年份的历时（年），但由于本文使用的是跨度8年的追踪调查数据，且希望观察样本从婚前到婚后的抑郁水平变化，包含了前期调查中婚姻状态为“未婚”而后期调查中婚姻状态为“在婚”的样本，这类样本的婚姻持续时间变量在初婚前的观测年份为负数（最多为-8年），因此本文的婚姻持续时间变量最小值为负数（表示样本在观测年份还未结婚），将其操作化为连续变量。

参考既有研究结果，控制变量包括人口特征、社会经济地位、自评健康、配偶的陪伴支持行为和家务劳动时长。人口特征变量包括出生队列（三分类变量）、性别（二分类变量）和户口性质（二分类变量），考虑出生队列是因为不同出生队列所处的社会环境不同，较早的出生队列可能有更低的离婚率和更低的抑郁水平；［27］另外，由于婚姻持续时间与年龄同步增长，直接将年龄纳入模型中会产生共线性问题，而加入出生队列变量，可以在控制年龄的同时避免共线性问题。社会经济地位（SES）利用主成分分析法基于受教育年限（连续变量）、家庭有无房产（二分类变量）和家庭年收入（连续变量）3个变量综合测度而成，根据主成分得分划分为四分位数，分别操作化为“低层”（最低25%）、“中层”（中间50%）、“高层”（最高25%）三分类社会经济地位变量。自评健康为二分类变量，将问卷中原本五分类中的“一般”“不健康”归类为“不健康”，其他三类“非常健康”“很健康”“比较健康”归类为“健康”。配偶的陪伴支持行为（二分类变量）用近一年生病时的照料人是否配偶来测量，一定程度上反映个体的婚姻质量。家务劳动时长（连续变量）用干家务时长来测量。上述控制变量中，性别和出生队列为非时变变量（Time-InvariantCovariates，TIC），其余为时变变量（Time-VaryingCovariates，TVC）。

3.分析方法

本研究拟合增长曲线模型对数据进行分析。以个体不同时期的观测访问记录为第一层分析单位，揭示同一个体的抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹；以个体为第二层分析单位，探讨不同特征的个体在抑郁水平变化轨迹上的差异。与传统模型相比，增长曲线模型可以更好地捕捉抑郁水平随时间增长的变化趋势，还能反映不同群体间抑郁水平变异程度和变化率的差异，识别影响抑郁水平变化的因素。［28］鉴于既往研究发现抑郁水平随时间增长呈现非线性变化，［16］我们用样本分别拟合二次项模型和三次项模型，比较结果发现抑郁水平随婚姻持续时间增长变化的三次项模型在统计学上拟合优度更高1，故纳入婚姻持续时间的三次项进行模型拟合。

首先检验基准模型，只纳入婚姻持续时间，观察抑郁水平的变化轨迹；然后分别在层1模型中加入所有时变变量进行控制、在层2模型中纳入出生队列变量进行控制，考察控制其他变量后抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹；接下来通过依次在层2模型中加入性别变量以及在层1模型中加入社会经济地位变量与婚姻持续时间变量的交互项（因为社会经济变量是时变变量），分别考察抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹的性别分化和阶层分化情况。以性别分化模型为例，模型如下：

层1：

[yit=β0i+β1i（MTimeit）+β2i（MTimeit）2+β3i（MTimeit）3+j=4kβjiTVCit+εit]（1）

层2：

[β0i=γ00+γ01Genderi+γ02Cohorti+μ0i]（2）

[β1i=γ10+γ11Genderi+γ12Cohorti+μ1i]（3）

层1模型描述了在控制时变变量的情况下，个体抑郁水平随婚姻持续时间发生的变化。其中[t]代表观测的期数；[i]代表个体；[yit]表示第[t]次观测时个体[i]的抑郁水平得分；[MTimeit]代表第[t]次观测时个体[i]的婚姻持续时间；[β0i]为截距，表示个体[i]的初始抑郁水平；[β1i]、[β2i]和[β3i]分别表示随婚姻持续时间的线性增长率、二次项增长率和三次项增长率；[TVCit]为时变变量；[εit]为第[t]次观测时个体[i]的误差。

层2模型描述了非时变个体特征（性别、出生队列）如何影响个体初始状态（截距）和变化率（斜率）。其中[γ00]表示所有个体的平均初始抑郁水平；[γ01]表示性别对初始抑郁水平的影响；[γ02]表示出生队列对初始抑郁水平的影响；[μ0i]为截距的随机效应；[γ10]表示群体的平均斜率，即抑郁水平随婚姻持续时间变化的平均速度；[γ11]表示性别和婚姻持续时间的交互项系数，即性别如何调节婚姻持续时间对抑郁水平的影响；[γ12]表示出生队列和婚姻持续时间的交互项系数，即出生队列如何调节婚姻持续时间对抑郁水平的影响；[μ1i]为斜率的随机效应。

四、研究结果

1.描述性统计

各个调查年份的描述性统计结果（见表1）显示受访者抑郁水平的均值随时间呈现上升态势，离散性也有所增加。2012年为4.948（标准差为3.611），2016年为4.993（标准差为3.847），2018年为5.517（标准差为3.836），2020年为5.494（标准差为3.983）。如果以抑郁水平得分超过9分作为心理健康的病理特征门槛值，发现各调查年份受访者表现出有明显抑郁倾向的比例也在升高，占比分别为10.789%、12.427%、14.376%和15.226%。

本研究使用跨度8年的追踪调查数据，为了观察抑郁水平在婚前婚后的变化，包含了部分未婚样本，即虽然2020年末期样本均为初婚有配偶者，但部分样本在前期调查中尚处于未婚状态（未婚者2012年531人，2016年37人，2018年8人）。从观察年份起计，“婚姻持续时间”变量的最小值为-8年，最大值为44年。表1中2012年、2016年和2018年计算的婚姻持续时间的均值也包含负值。若以初婚起始年计算一般意义上的婚姻持续时间，则均值分别为2012年的18.556年（标准差为8.867年）、2016年的20.465年（标准差为10.178年）、2018年的21.562年（标准差为9.989年）、2020年的21.444年（标准差为10.230年）。

2.抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹

使用增长曲线模型拟合抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹（见表2）。首先在模型（1）中加入婚姻持续时间的一次项、二次项和三次项，发现均在1‰的水平上统计显著，系数分别为0.078、-0.004、0.00007，说明抑郁水平随婚姻持续时间的增长先较快上升、后平缓上升、再较快上升，呈现“后尾上翘的平缓N型模式”。这与既有研究得出的婚姻幸福感随婚姻持续时间增长的变化轨迹恰好相反，婚姻幸福感会随着婚姻持续时间增长先快速下降、后平缓下降、再较快下降。［27］

然后在模型（1）的基础上加入控制变量，模型（2）的对数似然值和BIC值显著降低，模型拟合效果更好。婚姻持续时间的一次项、二次项和三次项在5%的水平上显著，一次项的系数降至0.058，二次项系数升为-0.003，三次项系数降为0.00004。基于模型（2）拟合结果绘制的图1直观显示：加入控制变量后，初始的抑郁水平有所上升，但抑郁水平随婚姻持续时间增长的速度变慢，具体变化为：先较快上升、后进入平台期、再略有上升，呈现“后尾平抑的平缓N型模式”，验证了婚姻对心理健康具有保护作用。个体抑郁水平随婚姻持续时间增长呈现非线性变化，假设1得到验证。

3.抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹的性别分化

在模型（1）的基础上加入性别变量以及性别与婚姻持续时间的交互项，形成模型（3），从模型（3）的性别变量的系数可以分析初始抑郁水平的性别差异，从交互项系数分析抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度的性别差异。结果发现初始的抑郁水平存在性别差异，男性比女性显著低0.376；虽然男女两性的抑郁水平随婚姻持续时间增长均有所上升，但男性的抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度较女性显著更慢：婚姻持续时间每增加1年，男性的抑郁水平增长量比女性的抑郁水平增长量显著低0.028。在加入控制变量后，模型（4）显示男性初始的抑郁水平更低，比女性显著低0.176，初始抑郁水平的性别差异及其显著性有所下降；婚姻持续时间每增加1年，男性的抑郁水平增长量比女性的抑郁水平增长量显著低0.020（见表3）。

基于模型（4）绘制的图2更直观展示了抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹的性别分化：初始的抑郁水平男女两性略有差异，女性高于男性；随着婚姻持续时间的增长，性别差异扩大，女性抑郁水平的翘尾现象严重。在加入控制变量后，男女两性抑郁水平随婚姻持续时间增长不断上升的趋势被削弱，说明控制其他变量的情况下婚姻对两性均起到保护作用；婚姻持续时间较长的男性的抑郁水平趋于下降，呈现“平缓的倒U型模式”，但性别分化依然存在。假设2得到验证。

4.抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹的阶层分化

为进一步分析个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹可能存在的阶层分化，模型（5）在模型（4）的基础上纳入了社会经济地位与婚姻持续时间的交互项。结果发现初始抑郁水平存在显著的阶层差异：社会经济地位高层和中层群体的初始抑郁水平分别比低层群体低0.494和0.504。随着婚姻持续时间的增长，各阶层人群的抑郁水平都有所上升，但相较于低层群体，中层群体和高层群体的上升速度更慢。婚姻持续时间每增加1年，高层群体的抑郁水平增加值比低层群体的增加值显著少0.015，中层群体的增加值也比低层群体少，但统计不显著（见表3）。

基于模型（5）的输出结果绘制图3，直观展示抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹在不同社会经济地位群体间的分化：低社会阶层群体的初始抑郁水平最高，中层和高层群体的初始抑郁水平相差无几；随着婚姻持续时间增长，不同阶层抑郁水平的变化轨迹呈现明显分化，其中低层群体的抑郁水平一直居高不下，中层和高层群体也从初始的相差无几开始分道扬镳，如果说低层群体抑郁水平的变化轨迹随婚姻持续时间增长基本上呈现“后尾平抑的平缓N型模式”，那么中层特别是高层群体的抑郁水平变化轨迹则呈现“平缓的倒U型模式”，婚姻持续时间更长的高层群体的抑郁水平有较明显的下降趋势。抑郁水平的社会经济地位差异随着婚姻持续而扩大，假设3得到验证。

稳健性检验显示，本研究的结果具有稳健性1。

五、结论与讨论

在婚姻制度遭遇挑战、心理健康问题不断凸显的时代背景下，本文关注婚姻对个体心理健康的影响，基于跨度8年的纵向追踪调查数据CFPS2012、2016、2018和2020，使用增长曲线模型分析个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹和人群分化，得到以下主要结论：第一，个体抑郁水平的均值随时间呈现上升态势，离散性增加，具有抑郁倾向的样本比例也有所增加。第二，个体抑郁水平随婚姻持续时间增长有所上升，控制人口特征、社会经济地位、自评健康、婚姻质量和家务劳动时长等干扰因素之后，个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹从基准模型的“后尾上翘的平缓N型模式”变为“后尾平抑的平缓N型模式”，验证了婚姻对心理健康具有保护作用；进入平台期的拐点大约在结婚后第12年。第三，抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹存在性别分化。男性初始的抑郁水平和抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度都低于女性，抑郁水平的性别差异会随着婚姻持续时间的增长而扩大。第四，抑郁水平随婚姻持续时间变化增长的变化轨迹存在阶层分化。社会阶层较高的个体，其初始的抑郁水平较低，且社会经济地位处于中高层的个体抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化速度更慢，抑郁水平的阶层差异随着婚姻持续时间的增长而扩大。

既有研究发现抑郁水平会随着年龄增长而不断上升。［16］本研究使用纵向追踪调查数据在排除选择性干扰的情况下验证了婚姻对个体心理健康的保护作用，发现稳定持续的婚姻在一定程度上会阻止个体抑郁水平随年龄不断上升的趋势，特别是对男性和高社会阶层群体而言，长期稳定的婚姻改变了其增长曲线模式，从“后尾平抑的平缓N型模式”转为“平缓的倒U型模式”。此外，研究还发现婚姻对个体心理健康的影响也取决于婚姻支持系统，健康的身体状况、良好的经济条件、和谐的婚姻关系以及合理的家务分工等有助于抑制婚内心理健康的持续恶化，削弱抑郁水平的性别分化。

总体而言，结婚初期伴随社会角色的转变、生活方式的调整和经济压力的增加，个体的抑郁水平会提升；随着夫妻彼此磨合，逐渐适应新的社会角色，抑郁水平的上升速度则会减缓；但婚姻关系中的长期压力、婚姻质量的下降、子女离家等负面事件则会使抑郁水平再度上升。健康状况的改善可能会降低个体的抑郁水平；伴侣间的支持和责任共担会提升婚姻质量，这有助于应对婚姻中的冲突和压力，对个体的心理健康产生正向的支持作用，这在婚姻的中后期尤为重要。

抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹呈现的性别分化和阶层分化具有政策启示意义。虽然婚姻对男女两性的心理健康均具有保护作用，但对女性心理健康的保护作用不如男性，这主要是因为控制其他变量后处于长期稳定婚姻关系中的男性的抑郁水平有所下降，导致抑郁水平的性别差异随着婚姻持续时间增长不断扩大。婚姻中的女性面临的双重约束是造成抑郁水平随婚姻持续时间增长的变化轨迹存在性别分化的主要原因。一方面是作为社会女性的约束。女性在教育和劳动参与等方面取得了长足进步，市场化要求女性的职业性和对工作的全力投入，职业女性往往面临更为严峻的工作与家庭的冲突；而那些不参加工作或退出职场的“全职太太”则会被贴上依附丈夫、缺乏自我意识和不独立等污名化标签，导致成为家庭主妇的女性陷入否定自我价值和缺失自我认同的困境中，增加抑郁、焦虑等负面情绪。另一方面是作为家庭女性的约束。在家庭领域，性别平等的发展始终处于停滞状态。［29］性别的社会化过程鼓励女性高度重视和认同妻子和母亲角色，女性在婚姻中承担比男性更多的家务劳动和育儿责任。较大的工作生活压力与不公平感会增加女性在婚内的抑郁水平。这一现象不利于女性在婚姻中的福祉提升，会使年轻女性对进入婚姻顾虑重重，导致“恐婚”“不婚”情绪蔓延。因此，该结论的政策含义在于推进社会整体性别平等建设，为家庭提供更多的社会支持、增加夫妻责任共担意识，这将有助于降低男女两性在稳定婚姻中的抑郁水平分化。抑郁水平随婚姻持续时间增长阶层分化不断扩大的现象则表明，社会经济地位较高的个体通常拥有更多的经济资源和社会支持，这有助于提高婚姻的抗风险能力并降低抑郁水平。其政策含义是通过全面发展带动提高全人群的社会经济地位。二十届三中全会通过的《中共中央关于进一步全面深化改革"推进中国式现代化的决定》提出“聚焦提高人民生活品质，完善收入分配和就业制度，健全社会保障体系，增强基本公共服务均衡性和可及性，推动人的全面发展、全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”，这将为改善个体心理健康、提升全体人民的福祉奠定坚实基础。

【参考文献】

［1］GBD2021ForecastingCollaborators.BurdenofDiseaseScenariosfor204CountriesandTerritories，2022—2050：AForecastingAnalysisfortheGlobalBurdenofDiseaseStudy2021［J］.TheLancet，2024，403（10440）：2204-2256．

［2］魏东霞，谌新民.婚姻对个体精神健康的影响：基于中国健康与养老追踪调查的实证分析［J］.西北人口，2017（4）：103-110.

［3］LambKA，LeeGR，DeMarisA.UnionFormationandDepression：SelectionandRelationshipEffects［J］.JournalofMarriageandFamily，2003，65（4）：953-962.

［4］ThoitsPA.MechanismsLinkingSocialTiesandSupporttoPhysicalandMentalHealth［J］.JournalofHealthandSocialBehavior，2011，52（2）：145-161.

［5］WilliamsK.HastheFutureofMarriageArrived？AContemporaryExaminationofGender，Marriage，andPsychologicalWell-being［J］.JournalofHealthandSocialBehavior，2003，44（4）：470-487.

［6］MusickK，BumpassL.ReexaminingtheCaseforMarriage：UnionFormationandChangesinWell-being［J］.JournalofMarriageandFamily，2012，74（1）：1-18.

［7］BelskyJ，SpanierGB，RovineM.StabilityandChangeinMarriageacrosstheTransitiontoParenthood［J］.JournalofMarriageandFamily，1983，45（3）：567-577.

［8］KurdekLA.DevelopmentalChangesinMaritalSatisfaction：A6-yearProspectiveLongitudinalStudyofNewlywedCouples［C］//BradburyT.TheDevelopmentalCourseofMaritalDysfunction.Cambridge：CambridgeUniversityPress，1998：180-204.

［9］LeonardKE，RobertsLJ.MaritalAggression，Quality，andStabilityintheFirstYearofMarriage：FindingsfromtheBuffaloNewlywedStudy［C］//BradburyT.TheDevelopmentalCourseofMaritalDysfunction.Cambridge：CambridgeUniversityPress，1998：44-73.

［10］CallV，SprecherS，SchwartzP.TheIncidenceandFrequencyofMaritalSexinaNationalSample［J］.JournalofMarriageandtheFamily，1995，57（3）：639-652.

［11］SutinAR，TerraccianoA，MilaneschiY，etal.TheTrajectoryofDepressiveSymptomsacrosstheAdultLifeSpan［J］.JAMAPsychiatry，2013，70（8）：803-811.

［12］HargroveTW，HalpernCT，GaydoshL，etal.Race/ethnicity，Gender，andTrajectoriesofDepressiveSymptomsacrossEarly-andMid-lifeamongtheAddHealthCohort［J］.JournalofRacialandEthnicHealthDisparities，2020，7（4）：619-629.

［13］MikuckaM，ArránzBeckerO，WolfC.RevisitingMaritalHealthProtection：IntraindividualHealthDynamicsaroundTransitiontoLegalMarriage［J］.JournalofMarriageandFamily，2021，83（5）：1439-1459.

［14］LeachLS，ChristensenH，MackinnonAJ，WindsorTD，ButterworthP.GenderDifferencesinDepressionandAnxietyacrosstheAdultLifespan：TheRoleofPsychosocialMediators［J］.SocialPsychiatryandPsychiatricEpidemiology，2008，43（12）：983-998.

［15］LeeS，TsangA，HuangY-Q，etal.TheEpidemiologyofDepressioninMetropolitanChina［J］.PsychologicalMedicine，2009，39（5）：735-747.

［16］ZhangY，ZhaoM.GenderDisparitiesandDepressiveSymptomsovertheLifeCourseandacrossCohortsinChina［J］.JournalofAffectiveDisorders，2021，295（1）：620-627.

［17］MirowskyJ.AgeandtheGenderGapinDepression［J］.JournalofHealthandSocialBehavior，1996，37（4）：362-380.

［18］KuehnerC.WhyisDepressionMoreCommonamongWomenthanamongMen？［J］.TheLancetPsychiatry，2017，4（2）：146-158.

［19］LeeGR，DeMarisA，BavinS，SullivanR.GenderDifferencesintheDepressiveEffectofWidowhoodinLaterLife［J］.TheJournalsofGerontology：SeriesB，2001，56（1）：S56-S61.

［20］GoveWR，TudorJF.AdultSexRolesandMentalIllness［J］.AmericanJournalofSociology，1973，78（4）：812-835.

［21］WhartonAS.TheSociologyofEmotionalLabor［J］.AnnualReviewofSociology，2009，35（1）：147-165.

［22］JacksonJB，MillerRB，OkaM，HenryRG.GenderDifferencesinMaritalSatisfaction：AMeta-analysis［J］.JournalofMarriageandFamily，2014，76（1）：105-129.

［23］PearlinLI，MenaghanEG，LiebermanMA，MullanJT.TheStressProcess［J］.JournalofHealthandSocialBehavior，1981，22（4）：337-356.

［24］Kiecolt-GlaserJK，NewtonTL.MarriageandHealth：HisandHers［J］.PsychologicalBulletin，2001，127（4）：472-503.

［25］XieY，HuJ.AnIntroductiontotheChinaFamilyPanelStudies（CFPS）［J］.ChineseSociologicalReview，2015，47（1）：3-29.

［26］BriggsR，CareyD，O’HalloranAM，etal.Validationofthe8-itemCentreforEpidemiologicalStudiesDepressionScaleinaCohortofCommunity-dwellingOlderPeople：DatafromtheIrishLongitudinalStudyonAgeing（TILDA）［J］.EuropeanGeriatricMedicine，2018，9（1）：121-126.

［27］VaillantCO，VaillantGE.IstheU-curveofMaritalSatisfactionanIllusion？A40-yearStudyofMarriage［J］.JournalofMarriageandFamily，1993，55（1）：230-239.

［28］KarneyBR，BradburyTN.TheLongitudinalCourseofMaritalQualityandStability：AReviewofTheory，Methods，andResearch［J］.PsychologicalBulletin，1995，118（1）：3-34.

［29］许琪.挣钱还是做家务：丈夫的经济贡献和家务贡献对妻子婚姻满意度的影响［J］.社会学评论，2022（3）：43-63.

［责任编辑韩淞宇］

TheEffectofMarriageonIndividualMentalHealth：AnEmpiricalStudyontheVariationandDifferentiationofDepressionLevels

SONGJianA，TANGTianrongB

（A.CenterforPopulationandDevelopmentStudies，RenminUniversityofChina，Beijing，100872，China；

B.SchoolofPopulationandHealth，RenminUniversityofChina，Beijing，100872，China）

Abstract：Inmodernsociety，therearetwophenomenathathavearousedwidespreadconcern.Oneisthatthemarriagesystemisfacingchallenges.Youngpeoplegenerallymarrylateoreven\"fearmarriage\"or\"donotmarry\"；Thesecondistheriseofmentalhealthissues，withdepressiontakingaprominentplaceintheglobalburdenofdisease.Existingstudiesmainlyanalyzetheprotectiveeffectofmarriageonindividualsbasedoncross-sectionaldata，anditisdifficulttodistinguishtheprotectiveeffectandselectioneffect.Thehealthtrajectoryrelatedstudiesmostlyrelatedthechangeofdepressionleveltotheageofindividuals，andpaidlessattentiontothechangeofdepressionlevelwiththeincreaseofmarriageduration.Thispaperdiscussestheimpactofmarriageonindividualmentalhealth.Basedon8-yearlongitudinalfollow-upsurveydatafromfourwaves（2012，2016，2018and2020）oftheChinaFamilyPanelStudies（CFPS），agrowthcurvemodelisusedtoinvestigatethechangetrajectoryandpopulationdifferentiationofindividuals'depressionlevelwiththeincreaseofmarriageduration.Thestudyfoundthatthemeanlevelofindividualdepressionshowedanincreasingtrendovertime，thedispersionincreased，andtheproportionofsampleswithdepressiontendencyalsoincreased.Individualdepressionlevelincreasedwiththeincreaseofmarriageduration.Aftercontrollingforsuchinterferingfactorsasdemographiccharacteristics，socioeconomicstatus，self-ratedhealth，maritalqualityandtimespentonhousework，thetrajectoryofindividualdepressionlevelwiththeincreaseofmarriagedurationchangedfroma\"flatN-shapedpatternwitharisingtail\"inthebaselinemodeltoa\"flatN-shapedpatternwithasubduedtail\".Itprovedthatmarriagehasaprotectiveeffectonmentalhealth.Theturningpointintotheplateauphaseoccursapproximately12yearsaftermarriage.Genderandclassvariationofdepressionlevelwiththeincreaseofmarriagedurationarealsoevident.Theinitialdepressionlevelandthechangerateofthedepressionlevelwiththeincreaseofmarriagedurationinmenislowerthanthatinwomen，leadingtoawideninggendergapasmarriagedurationincreases.Thehigherthesocialclass，thelowertheinitialdepressionlevel，andthedepressionlevelofindividualsinthemiddleandhighsocioeconomicstatuschangesmoreslowlywiththegrowthofmarriageduration，andtheclassdifferenceindepressionlevelexpandswiththegrowthofmarriageduration.Thepolicyimplicationsoftheabovefindingsarealsodiscussed.Althoughmarriagehasaprotectiveeffectonthementalhealthofbothmenandwomen，theprotectiveeffectonthementalhealthofwomenislessthanthatofmen，andthedualconstraintsfacedbywomeninmarriage，theconstraintsofbeingasocialwomanandofbeingafamilywoman，arethemainreasonforthegenderdivergenceinthetrajectoryofdepressionlevelsoverthedurationofmarriage.Individualswithhighersocioeconomicstatususuallyhavemoreeconomicresourcesandsocialsupport，whichhelpstoimprovetheanti-riskabilityofmarriageandreducethelevelofdepression.Thepolicyimplicationistoimprovethesocioeconomicstatusofthewholepopulationthroughall-rounddevelopment.

KeyWords：MentalHealth，MarriageDuration，DepressionLevels，Trajectory，VariationandDifferentiation