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(PS)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 41798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CFS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②并去除缺失值以后,进入分析的初婚夫妻总共有164172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,所以删除它们对整个样本的影响不大。 21994-2015ChinaacAdemicJOurnalElectronicPublishingHouse.alLrightsreservedhttp
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责任制 乡镇企业也得到了迅猛发展( Davis c&Harl,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 ( Davis& Harrell1993)。 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 21994-2015ChinaacAdemicJOurnalElectronicPublishingHouse.alLrightsreservedhttp
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
论文 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(ime- 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。 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 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 21994-2015ChinaacAdemicJOurnalElectronicPublishingHouse.alLrightsreservedhttp
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
社会学研究 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。 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,CFFS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CFPS在2012年的迫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&Wite,989)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因难。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。受篇幡所限,下文没有报告这些结果。 21994-2015ChinaacAdemicJOurnalElectronicPublishingHouse.alLrightsreservedhttp
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