离婚率：地域差异及其年代变动Word下载.docx

1、 Glenn and Supancic, 1984; Glenn and Shelton, 1985; Breault and Kposowa, 1987）。例如，Breault 等用人口入教率或成为各教会成员的比例、人口迁移系数和城市化程度等 3 个变量作为社会聚合力的复合测量指标，把家庭收入中位数、失业率、各种专业技术就业比例、高中毕业生比例、黑色人种和西班牙族裔人口在总人口中所占的比重以及人口年龄中位数等 7 个社会经济指标作为控制变量，然后对美国 3111 个县的相关统计资料进行多元回归分析，结果发现社会聚合力对离婚水平的影响力明显大于社会经济结构变量，其中，城镇化的影响最大，平均每提

2、高一个百分点的城镇人口比例，离婚率就会上升 0.41 个百分点；其次是人口入教率与离婚率呈负相关关系，而人口变动则引起离婚17率上升，它们的标准化回归系数都是 0.17；再次，在 7 个控制变量中，只有 3 个具有统计显著性，失业率升高会降低婚姻的稳定性，家庭收入和年龄中位数的上升却有利于婚姻关系的延续。第二种是经济社会结构论，认为离婚水平的地区差异主要取决于各地区不同的经济社会结构特征。经济不景气时离婚率下降、经济复苏繁荣期离婚率上升为众多研究所支持（W古德，1986；Glick, et al., 1986；Eshleman, 1985）。但也有学者认为，尽管经济不景气降低了离婚的负担能力，

3、但由于压力和紧张的增加，反而增加了离婚的动机；经济繁荣之所以增加了离婚的机会是因为它使离婚变得更容易些，而由于婚姻的经济压力较小也减少了离婚的动机，繁荣对婚姻关系的积极影响大于消极影响（South, 1985）。一些经济学家也把婚姻变动归因于低收入或家庭经济困难（Becker, et al., 1977）。还有学者把婚姻的稳定性与人口的社会经济状况联系起来分析，发现就业压力比较大的地区，离婚率也比较高（South, 1985）；此外，一个地区职业层次和教育程度的提高会使婚姻关系破裂的概率增加（Teachman, 1982; Fergusson et al., 1984）；有学者以苏联的实证资料

4、证实，妇女教育水准的提高、都市人口比例的增加和科层化程度的提升都与离婚率有正向关系（Mazur,1969）。但也有研究结果表明，人口的教育背景与离婚水平之间更多的是负相关关系，因为婚姻主体 的文化素质改善会促使他们更加成熟，拥有更多的有利于夫妻关系发展的资源，并加强他们处理配偶之间人际关系的技巧和能力（Heaton, 1991; Kurdek, 1993）。还有学者假设，由于女性比男性更倾向于保持婚姻关系的稳定，因此，女性人口比重较高地区的离婚率也相 对较高；一项通过对 66 个地区进行跨文化比较研究结果证实了性别比与离婚率之间的负相关关系（Guttentag, et al., 1983; K

5、atherine, et al., 1989）。但也有的研究表明，人口的性别结构与婚姻发展之间的关系是不稳定的，研究的地区不同，所表现出来的相关性质也不一样， 如在美国性别比与离婚水平呈正相关关系，而在瑞士二者之间是负相关关系（Lester,1999）。第三个观点强调不同的婚姻司法规定和实践对离婚水平地区差异的影响。由于无过错 离婚法减少了离婚的司法障碍，降低婚姻解体的经济代价和心理后果，人们很自然地会推 论这一法则的实施会抬高离婚水平。但从该法实施后的离婚率变化看，美国 50 个州中居然还有 6 个州的离婚率下降了，离婚率上升的 44 个州也表现出较大的增幅差异。有学者通过对美国 50 个州

6、的离婚水平差异分析，认为二十世纪六、七年代美国州际间离婚率的差异至少在一定程度上归因于各州对无过错离婚法执行力度不一（Nakonezny, et al., 1995）。同时，婚姻司法对离婚率地区差异的影响还取决于其它相关的制约因素。例如，在家庭收入比较 高的州，无过错离婚法实施所带来的离婚率升高的幅度相对较大，因为高收入家庭感到新 法对离婚的财产和配偶抚养权的处置相对比较公平，过去较大的离婚经济代价或损失对离 婚的约束也就相应地解除了。而内华达和犹他州在修改法律后，离婚率不升反降主要是因 为无过错离婚法在其它州相继实施后，内华达州因提供便利离婚手续而形成的对欲分手者 的吸引力随之丧失，而在犹他

7、州，新法的推行则受到反对离婚的摩门教文化势力的抵制。国内的相关研究不多，主要是人口学界利用普查资料作地区比较，而且大多是将 1990 年的离婚人口占 15 岁及以上总人口的比重与 1982 年比较，以分析不同地区离婚率的升降、原因及其离婚人口的特征（丛梅，1992；景跃军，1993；李荣时，1993）。有的学者通过对离婚率与社会结构变化的时间序列分析，认为离婚率随非农产业人口和城市人口比重的增加而提高并有 3-5 年的时滞（孟秋丽，2000）。有研究发现，中国离婚率最高的 10 个地区，除了北京、上海等直辖市外，新疆、青海、宁夏、内蒙、辽宁、吉林等多为少数民族人口 比重较高的区域，因此，离婚率

8、的高低既与该地区的经济发展水平等有关，还受其民族文化、宗教信仰和婚姻习俗等因素的影响（徐安琪，1994）。该领域影响最大的是中国八十年代离婚研究，该研究依据离婚率高低将新疆（最高）、西藏（最低）划归为第 1、6 类，其他地区分别为 2 至 4 类，并依据离婚率最高的新疆维吾尔族信仰伊斯兰教而离婚率最低地区的藏族信仰喇嘛教，中国其他地区则被认为是信仰儒教且离婚率中等偏低，由此推断导致中国离婚水平地区差异的主要成因是宗教信仰。除新疆、西藏之外，还对其它地区离婚水平差异作了多变量回归分析，所假设选用的 17 个变量，包括城镇人口比例、第二、三产业的社会劳动者人数占社会劳动者人数的比例、人口流动系数、

9、人均国民收入等在内的大多数变量都与离婚水平无显著相关，仅城镇职工平均工资等 4 变量与 1982 年离婚率、15 岁以上女性人口中具有高中以上文化程度的人口比例等 4 变量与 1990 年的离婚率成有显著相关（曾毅，1995；吴德清，1999）。Zeng 等的另一项研究则认为，现代化虽会导致中国大部分地区离婚率水平的继续升高，但各省市自治区的社会经济发展水平并不与其离婚水平存在明显的统计相关（Zeng and Wu, 2000）。从以上对前人研究成果的简单综述可以看出，社会聚合论解释在西方学术界具有较突出的理论优势，经济、社会结构指标则主要作为控制变量引入到模型中去，以便更精确地估计社会聚合测

10、量指标对离婚水平地区差异的净影响。另外，国内的相关研究明显地滞后于西方，首先，从离婚率的测量指标看，大多利用人口普查资料中的离婚人口占 15 岁以上人口比重这一变量，而这只是表明在调查时点处于离婚状态的人口比重，既不包括离婚后已再婚的人口比重，也无法反映某一时段的离婚水平；其次，从比较区域看，国内大多数研究仅以某几个省、市作比较而对全国各省、市作比较分析甚少，或者虽使用了全国性的资料，却将部分少数民族地区作为特殊个案排除后再对其它省市进行分析；再次，从研究方法看，多使用简单的描述性分析，缺少理论建构与实证检验的联系，或者虽有模型建构研究，但却将众多相关性较强的社会经济和人口变量同时纳入，以至难

11、以解释为什么人口流动、城镇化程度等重要变量对离婚率不具影响力。因此，如何把西方的相关理论和分析方法应用于中国离婚水平地区差异的研究，成为本文的学术目标。二理论模型和假设中国离婚率的地区差异和年代变迁无疑有着与本国国情相适应的自身特点及其影响因素，尤其是长期存在的城乡二元结构所形成的不同地区经济社会发展水平的巨大差异，以 及意识形态对个人私生活社会控制的特殊文化背景，加上多民族婚姻习俗的历史惯性，使 中国离婚水平的地区分布具有与西方社会不尽相同的影响因素与解释框架。除了社会聚合 力外，家庭结构或许在中国更具影响力，尤其是孩子和亲属网络对婚姻主体离异意向的制 约，往往比西方社会更为显著。而民族因素

12、在中国分析框架中的重要性不仅在于其特殊的 婚姻规范和文化习俗，还因为地理上的交通不便、语言上的隔离以及实行地方性法规等所 形成的相对封闭和独立性，使少数民族人口较少受到国家或基层单位对个人私生活的法律 和社会干预。中国大部分地区的婚姻关系在较长时期、相当大程度上受到国家的政治取向、法律制度和基层单位行政干预的多重影响。离婚被贴上负面标签，不仅影响个人名誉和前 程而且影响社会稳定，高离婚率被视作“资本主义整个社会制度日趋崩溃、社会道德日趋 堕落的情况在家庭关系中的反映”1。而上述意识形态对少数民族婚姻离合的影响较少或较间接。因此，民族因素指标还在一定程度上反映了意识形态对婚姻关系相对较弱的影响或

13、 控制力度。需要指出的是由于国家统计资料的相对匮乏，而我们也不可能进行一项全国性的专题调查，这使我们的研究难以根据既定的学术目标进行最理想的设计。比如，以县为分析单位显然要优于对省市作地区比较，但由于没有各县的相关资料，自然无法进行对比分析。1 参见陈绍禹 1950 年 4 月 14 日在中央人民政府委员会第七次会议上所作的关于中华人民共和国婚姻法起草经过和起草理由的报告。又如一些学者认为采用间接标准化离婚率测量离婚水平，可以基本排除人口年龄结构的影响（曾毅，1995），但所需的相关资料（各地区分年龄的有配偶女性人口等）仅在人口普查的年份才会有，而且国家统计局至今仅公布了 1982 年和 19

14、90 年的相关数据，因此，在其它年份无法使用上述指标（同时也无法计算一般离婚率，该指标被认为优于粗离婚率），等等。鉴于以上各种原因，本研究的分析单位依然是省（自治区、直辖市），用来测量各省份离婚水平的指标仍是粗离婚率。我们首先将各地区的最新资料 2000 年的粗离婚率和 1980 年作比较，描述各地区离婚率水平、位序以及在 20 年中的变化趋势。然后建立多元回归模型，通过控制其它因素，检验社会和家庭聚合力、民族文化规范等因素对离婚率的净影响， 并对研究结果进行分析讨论。为了减少单一年度粗离婚率的不稳定性和偶然性，我们以 1998-2000 年 3 年的粗离婚率平均值作回归模型的因变量。本研究所

15、选取的主要解释因素及其理论假设如下：1、 社会聚合力中国现代化的进程尤其是 20 年来的改革开放、经济的市场化转型以及文化的多元化， 明显地弱化了以往意识形态等社会外部力量对个人私生活的干预和控制，极大地改变了城 乡二元结构体制下封闭、单一的生活方式、互动模式以及社会本位的价值取向，使个人生 活与社会生活相对分离，婚姻主体的自由选择具有更大的空间，而社会聚合力的弱化无疑 增加了离婚的风险。我们将选用反映城市化、现代化进程、人口的文化素质和生活质量的 相关指标来估计社会聚合力对离婚率地区差异的实际影响，包括城镇人口占总人口的比重、第二、三产业从业人员占全体劳动者的比重、人均国内生产总值、人均利用

16、外资数、高中 以上教育程度占 6 岁以上人口的比重、居民消费水平以及人口流动系数等 7 个变量。尽管人口入教率、失业率等被一些西方学者认为是社会聚合力的重要指标，并被证实与离婚率存在不同性质和程度的相关，但在中国，一则信仰宗教的人口比重不大（尤其在汉族聚居区）或者即使入教也有不同的信仰，况且也无相关的宗教统计资料可使用；二则失业率难以准确反映社会转型期突现的诸如下岗、待业、提前退休等隐性失业的新情况， 故未纳入这 2 个变量。按照我们的假设，城市化程度较高、社会较开放地区，人们的价值观和生活方式相对 开放和多元，个人私生活较少受邻里和职场的关注和干预，离异的社会阻力相对较小；物 质生活水平的提

17、高在提升人们婚姻质量的同时，也会使感情不满足、心理失调更多地成为 夫妻分手的理由，并减少出于经济原因而勉强凑合的婚姻，继而增加离异的概率；尽管在 微观家庭层面，当事人的文化程度往往与其婚姻质量呈正相关，因为教育水准较高的婚姻 主体往往拥有更多的经济、知识资源，在择偶时会更理智以及获得更多的夫妻关系调适的方法，婚姻失败者相对较少（或者因社会成本较高而较少选择离婚），但在宏观的跨文化区域比较时，人口的教育素质更多地与婚姻稳定性呈负相关，因为文化素养越高地区，人们 的观念越开放、婚姻自由度也越高；职业流动的频繁和终身教育的普及，既扩大了两性的 社会交往，也在一定程度上加剧了夫妻自身资源、思想观念、志

18、趣爱好和婚姻需求的分化， 加上日益增长的异国、异地婚姻也可能因地域文化、生活习惯和个人、家庭背景的迥异而 增加婚姻调适的难度。总之，社会聚合力的弱化往往有利于降低离婚成本，使夫妻分手变 得更容易继而提升离婚率。2、 家庭结构尽管宏观层面的城市化、现代化发展弱化了社会聚合力，继而增加了离婚风险，但微观层面的家庭聚合力往往在相当程度上制约着婚姻的离散趋势，因此，在具有重亲子关系轻夫妻感情、重家庭责任轻个人幸福文化传统的中国，家庭结构因素往往更具解释力。本研究拟以家庭户均人口数、三代及以上家庭比重、人口出生率、15-64 岁妇女人均存活子女数和人口总负担系数等 5 个变量反映家庭聚合力 1。按照我们

19、的假设，家庭结构的核心化以及生育率的下降，将减少亲属网络对夫妻冲突的缓冲作用以及大家庭的凝聚力，继而增加小夫妻婚姻破裂的风险。而总负担系数既反映了人口的年龄结构，也是家庭扶老携幼负荷和责任的指示器，该指数越高，表明老年和儿童人口比重越高，已婚者及劳动人口越少，故家庭羁绊也更难以逾越，因此，有离婚可能和意向者也往往越少。遗憾的是由于我们仅有 1990 年三代及以上家庭比重的资料故未能纳入。3、民族习俗以往的研究显示，中国不同地区离婚率的高低与民族文化和婚姻习俗不无关系。尽管不同民族所信仰的宗教及风俗习惯各有差异，但少数民族的法定结婚年龄一般比汉族提前2 岁，实行婚姻登记制度也不甚严格，大多有早婚

20、、一些地方还有父母包办等习俗，加上其民族区域及文化的相对独立和封闭性，较少受政治运动、法律制度和经济急剧转型的影 响。因此，尽管少数民族地区存在现代化进程相对缓慢、人口的教育素质和流动系数较低、生育率高、家庭规模大等社会、家庭聚合力高、离婚风险低的众多因素，但由于其生产方 式、生活方式和婚姻习俗的变迁较少大起大落，婚姻关系较少受意识形态控制和社会约束 而相对自由、松散，大部分少数民族聚居区的离婚率不仅未必低于汉族聚居区而且会更高 些。由于缺乏其它的相应资料，本研究仅以少数民族人口占该地区总人口的比重作测量， 借以验证少数民族人口越多的地区离婚率相对较高的假设。4、婚姻司法实践婚姻司法的规定与实

21、践对离婚率的升降有相关作用，1950 年婚姻法的颁布和 1980 年婚姻法的修改，曾是各地区离婚率普遍上升的原因之一。由于国内各地区在离婚的法定条件方面并无不同规定（少数民族的地方性法规只是对结婚的法定年龄有特殊规定），但各地的司法实践可能在把握离婚标准方面有所区别，而能反映不同地区司法实践差异的统计变量只有未予批准的离婚数占离申请婚数的比重这一指标。考虑到协议离婚未予登记的大多是手续不全（如双方在子女抚养、财产分割或居住等方面尚未达成一致或申请后有悔意而未领取离婚证或改由到法院诉讼离婚等），而诉讼离婚中“判决不准离婚占起诉离婚总数的比重”则在相当程度上反映了该地区的基层人民法院对离婚的控制较

22、严或稍宽。从中国目前的司法实践看，在一方坚持不离的情况下，法官的自由裁量具有决定作用，因此，我们将该统计变量来估计法官对离婚标准掌握的宽严程度是否对离婚率的高低有显著影响。5、人口结构由于青年的或婚姻延续期较短的夫妇离婚率相对较高，故结婚率一般与若干年后的离婚率具有正相关关系；该地区 15 岁以上人口的性别比或许会对离婚率产生一定影响，因此， 这两项变量将作为人口结构变量纳入回归模型。但人口的性别比对离婚率地区差异的影响未必呈负相关。此外，20 岁以下妇女的已婚率可以验证早婚所增加的离婚风险，20-44 岁妇女已婚率较高的地区相应的也会有较高的离婚概率，但限于 1995 年 1%人口抽样调查未

23、公布各地区的相关资料而只能放弃。考虑到社会聚合力、家庭结构、民族因素和结婚率等因素对该地区离婚率的影响会有一定年限的时滞，也就是说，2000 年各地区的离婚率未必由当年的经济、社会、家庭和人口结构等各变项所影响或促成，况且并非每年都有较完整的国家统计资料，因此，我们以1995 年各省、自治区、直辖市的相关资料作自变量来检验上述的理论假设 2。1使用 25-44 岁人口的已婚率、三代及以上家庭的比重或一般生育率变量或许更为有效，但由于缺乏相关资料，只能使用这几个替代变量。2 其中除 15-64 岁妇女平均存活子女数为 1996 年 1.028%抽样调查资料、判决不准离婚占起诉离婚总数的比重仅有

24、2000 年的资料外，其余均为 1995 年国家统计局公布的年报、1995 年 1%人口抽样调查资料或根据其中的有关数据计算。来自国家统计局编：中国统计年鉴，中国统计出版社 1996、2000 年；国家统计局人口与就业统计司编：中国人口统计年鉴，中国统计出版社 1996 年；中国社会科学院人口研究所编：中国人口年鉴，中国民航出版社 1996 年；全国人口普查办公室编：由于社会聚合力和家庭结构的各项度量指标之间存在着较高的相关性（见表 1），我们先对所选的 11 项变量用因素分析法进行复合，以排除各变量间的多重共线性对回归模型统计估计的影响（见表 2）。表 1各影响变量的相关系数（Correla

25、tions）人均第二、居民高中城镇人口家庭出妇女总负国内三产利用消费以上流动户均生担系生产从业外资水平文化比重系数率存活数总值人员金额子女人均国内生产总值第二、三产从业人员比重1.000.872*人均利用外资金额居民消费水平.812*.942*.650*.799*.800*高中及以上文化程度人口比重.783*.865*.585*.691*城镇人口比重.846*.918*.614*.819*.913*人口流动系数.829*.849*.693*.737*.876*.856*家庭户均人口数-.550* -.670* -.198-.454*-.555* -.640* -.435*1.000出生率-.746* -.803* -.455*-.651* -.662* -.718* -.533* .860* 1.00015-64 岁妇女人均存活子女数 -.679* -.719* -.277-.585* -.704* -.780* -.592* .77