中国社会科学1998年第1期 正确与否。 二、资料和度量 本文用于检验理论假设的资料来自1996年在上海广东、甘肃和哈尔滨其中上 海、哈尔滨为城市夫妻调查点，广东、甘肃为农村调查点)对6000哆位已婚男女的入 户调查。这4个调查点是按照地理位置的东西南北和城乡、沿海、内地及经济社会发 展水平等特征选取的。在这4个点中，我们按分层多阶段概率抽样方法，各抽取65岁 以下的己婚妇女800名，上门入户对她们及其丈夫分别进行问卷调查，共获得3205阶 妻子和2828阶丈夫的总计6033个调查对象的有关婚姻质量的资料由于不是全国性 的随机样本，故研究结果不能推论总体，而只能在一定程度上反映我国婚姻质量的一 般状况 由于爱情和婚烟感受是主观、复杂微妙的心理现象，不仅难以分解为定量指标 来测量，甚至常常难以用语言来表达。而作为个人隐私，被访对象还易本能地产生防 御和拒斥心理，因此，我们在问卷设计、指标确立、调查方法和资料复核等方面采取 了一系列措施，以提高调查结果的信度和效度①。 本研究所调查的对象最小年龄为19岁（仅甘肃农村1人），最大年龄为77岁，妻 子的平均年龄为39.0岁，丈夫为41.3岁。被访者平均受教育7.74年：婚姻延续的平 均年限为16.2年：夫妻平均生育子女数为1.94人；妻子的平均年收入为5745元，丈 夫为9393元其基本特征见表1 表1的数据表明，我们的研究对象绝大多数为汉民族（占98.%大无宗教信仰者 (占968%)和初婚者（占983%），因此，西方社会学常用来分析夫妻关系的种族结 构、宗教派别以及结婚次数等影响因素在我们的研究中可以不予考虑从表中我们还 看到调查对象在年龄结构教育年限、年收入和职业分布等个人社会经济特征方面的 明显差异，表明把这些特征指标作为影响婚姻质量的解释变量不无道理。此外，调查 对象的基本社会经济特征还具有较大的地域差异，如城市被访者平均受教育10.5年而 农村仅为5.0年：城市夫妻平均生育1.3个子女而农村则达25个；上海夫妻自己认 识的达44.8%，父母包办的仅占1S%,而甘肃农村夫妻自己认识的只有12.%，父 母包办的则高达608%：上海男女的月平均收入近1000元而甘肃农民则不到200元 再加上城乡社区层面上的社会经济和文化发展的不平衡，不同地域的婚烟质量会有 不同的变化模式。要估计不同居住区域对婚姻质量的影响，可以采取两种办法，一是 使用区域虚设变量(Dummy Variable),二是分区域建立解释模型本文将采用第一种 ①参见徐安琪主编《世纪之交中国人的爱情和婚姻》，中国社会科学出版社1997年版 2014 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved. http:
正确与否。 二、 资料和度量 本文用于检验理论假设的资料来自 1996年在上海、 广东、 甘肃和哈尔滨 (其中上 海、 哈尔滨为城市夫妻调查点 , 广东、 甘肃为农村调查点 ) 对 6 000多位已婚男女的入 户调查。 这 4个调查点是按照地理位置的东西南北和城乡、 沿海、 内地及经济社会发 展水平等特征选取的。在这 4个点中 , 我们按分层多阶段概率抽样方法 , 各抽取 65岁 以下的已婚妇女 800名 , 上门入户对她们及其丈夫分别进行问卷调查 , 共获得 3 205个 妻子和 2 828个丈夫的总计 6 033个调查对象的有关婚姻质量的资料。 由于不是全国性 的随机样本 , 故研究结果不能推论总体 , 而只能在一定程度上反映我国婚姻质量的一 般状况。 由于爱情和婚姻感受是主观、 复杂、 微妙的心理现象 , 不仅难以分解为定量指标 来测量 , 甚至常常难以用语言来表达。 而作为个人隐私 , 被访对象还易本能地产生防 御和拒斥心理 , 因此 , 我们在问卷设计、 指标确立、 调查方法和资料复核等方面采取 了一系列措施 , 以提高调查结果的信度和效度①。 本研究所调查的对象最小年龄为 19岁 (仅甘肃农村 1人 ) , 最大年龄为 77岁 , 妻 子的平均年龄为 39. 0岁 , 丈夫为 41. 3岁。被访者平均受教育 7. 74年; 婚姻延续的平 均年限为 16. 2年; 夫妻平均生育子女数为 1. 94人; 妻子的平均年收入为 5 745元 , 丈 夫为 9 393元。 其基本特征见表 1。 表 1的数据表明 , 我们的研究对象绝大多数为汉民族 (占 98. 9% )、 无宗教信仰者 (占 96. 8% ) 和初婚者 (占 98. 5% ) , 因此 , 西方社会学常用来分析夫妻关系的种族结 构、 宗教派别以及结婚次数等影响因素在我们的研究中可以不予考虑。 从表中我们还 看到调查对象在年龄结构、 教育年限、 年收入和职业分布等个人社会经济特征方面的 明显差异 , 表明把这些特征指标作为影响婚姻质量的解释变量不无道理。 此外 , 调查 对象的基本社会经济特征还具有较大的地域差异 ,如城市被访者平均受教育 10. 5年而 农村仅为 5. 0年; 城市夫妻平均生育 1. 3个子女而农村则达 2. 5个; 上海夫妻自己认 识的达 44. 8% , 父母包办的仅占 1. 5% , 而甘肃农村夫妻自己认识的只有 12. 9% , 父 母包办的则高达 60. 8% ; 上海男女的月平均收入近 1 000元而甘肃农民则不到 200元。 再加上城乡社区层面上的社会、 经济和文化发展的不平衡 , 不同地域的婚姻质量会有 不同的变化模式。 要估计不同居住区域对婚姻质量的影响 , 可以采取两种办法 , 一是 使用区域虚设变量 ( Dummy Variable) , 二是分区域建立解释模型。本文将采用第一种 · 150· 中国社会科学 1998年第 1期 ① 参见徐安琪主编 《世纪之交中国人的爱情和婚姻》 , 中国社会科学出版社 1997年版
婚烟质量：度量指标及其影响因素 表1研究对象的基本社会经济特征 特征类别 所占百分比 特征类别 所占百分比 特征类别 所占百分比 1.性别 5.年收入（元） 10.婚史 男 469 0 3.0 初婚 98.5 女 531 -600 3.7 离异后再婚 0.9 2.年龄（岁） 60+1200 5.6 丧偶后再婚 0.6 -30 21.1 120-3600 22.3 11.婚烟延续时间（年） 340 340 360-6000 22.2 05 15.1 450 27.7 600-9000 16.9 610 20.8 5H 17.3 900-12000 11.9 1-15 21.9 3.受教育程度年) 1200-300000 14.3 1620 12.8 6-2 147 6.民族 2-25 7.9 于6 219 汉族 98.9 26 21.4 9 324 其他民族 1.1 12.生育子女数人) 1G12 210 7.宗教 0 3.4 13 100 有 3.2 1 41.4 4.职业 无 96.8 2 30.2 无 07 8.结识途径 3 13.8 农林牧渔民 37.5 自己认识 29.2 + 6.3 普通工人 185 介绍认识 56.3 13.家庭类型同住) 技术工人 145 父母包办 14.4 单身家庭 0.1 商业、服务人员 87 9.结婚年代（年） 单亲家庭 3.5 业务、行政人员 97 19461966 13.8 夫妇家庭 5.3 专业技术人员 65 1967-1976 17.4 核心家庭 56.3 管理人员 41 19771986 37.9 直亲家庭 30.7 其他 00 19871996 30.9 联合家庭 2.4 其他家庭 1.7 方法在原理论模型中加进代表区域的虚设变量以分析居住地和婚姻质量之间的回归关系 如前所述，对于所获得的调查资料，我们不打算求出婚姻质量的单一指标值，而 拟用几个主要的可信度较高的复合指标来评估中国的婚姻质量因此，我们首先根据 图1的测量框架，用因析法从36个涵盖婚姻质量的变量中筛选出构成婚姻质量量表的 复合要素，并根据量表以抽样调查结果来评估研究对象的婚姻质量，然后用回归分析 法通过对其他影响因素的控制，来揭示和估计我们所关注的决定因素对婚烟质量的影 响性质和强度，以探讨提高婚姻质量的途径 我们设计的主观指标包括对配偶、婚姻关系和物质、余暇生活的评价3方面。我 们认为，对配偶及其相互关系的满意度无疑是衡量婚姻质量的首要和关键的指标，但 1994-2014 China Academie Joural Electronic Publishing House.All rightsreed. http:
表 1. 研究对象的基本社会经济特征 特征类别 所占百分比 特征类别 所占百分比 特征类别 所占百分比 1. 性别 5. 年收入 (元 ) 10. 婚史 男 46. 9 0 3. 0 初婚 98. 5 女 53. 1 1— 600 3. 7 离异后再婚 0. 9 2. 年龄 (岁 ) 601— 1 200 5. 6 丧偶后再婚 0. 6 — 30 21. 1 1 201— 3 600 22. 3 11. 婚姻延续时间 (年 ) 31— 40 34. 0 3 601— 6 000 22. 2 0— 5 15. 1 41— 50 27. 7 6 001— 9 000 16. 9 6— 10 20. 8 51— 17. 3 9 001— 12 000 11. 9 11— 15 21. 9 3. 受教育程度 (年 ) 12 001— 300 000 14. 3 16— 20 12. 8 0— 2 14. 7 6. 民族 21— 25 7. 9 3— 6 21. 9 汉族 98. 9 26— 21. 4 7— 9 32. 4 其他民族 1. 1 12. 生育子女数 (人 ) 10— 12 21. 0 7. 宗教 0 3. 4 13— 10. 0 有 3. 2 1 41. 4 4. 职业 无 96. 8 2 30. 2 无 0. 7 8. 结识途径 3 13. 8 农林牧渔民 37. 5 自己认识 29. 2 4— 6. 3 普通工人 18. 5 介绍认识 56. 3 13. 家庭类型 (同住 ) 技术工人 14. 5 父母包办 14. 4 单身家庭 0. 1 商业、 服务人员 8. 7 9. 结婚年代 (年 ) 单亲家庭 3. 5 业务、 行政人员 9. 7 1946— 1966 13. 8 夫妇家庭 5. 3 专业技术人员 6. 5 1967— 1976 17. 4 核心家庭 56. 3 管理人员 4. 1 1977— 1986 37. 9 直亲家庭 30. 7 其他 0. 0 1987— 1996 30. 9 联合家庭 2. 4 其他家庭 1. 7 方法在原理论模型中加进代表区域的虚设变量以分析居住地和婚姻质量之间的回归关系。 如前所述 , 对于所获得的调查资料 , 我们不打算求出婚姻质量的单一指标值 , 而 拟用几个主要的可信度较高的复合指标来评估中国的婚姻质量。 因此 , 我们首先根据 图 1的测量框架 ,用因析法从 36个涵盖婚姻质量的变量中筛选出构成婚姻质量量表的 复合要素 , 并根据量表以抽样调查结果来评估研究对象的婚姻质量 , 然后用回归分析 法通过对其他影响因素的控制 , 来揭示和估计我们所关注的决定因素对婚姻质量的影 响性质和强度 , 以探讨提高婚姻质量的途径。 我们设计的主观指标包括对配偶、 婚姻关系和物质、 余暇生活的评价 3方面。 我 们认为 , 对配偶及其相互关系的满意度无疑是衡量婚姻质量的首要和关键的指标 , 但 · 151· 婚姻质量: 度量指标及其影响因素