王世斌 申群喜

(廣東工貿(mào)職業(yè)技術學院工商管理系，廣東 廣州 510510)

婚姻滿意度與健康長壽有著密切聯(lián)系，美滿的婚姻對于健康具有持久而穩(wěn)定的保護性效應。Locke等〔1〕把婚姻質(zhì)量等同于婚姻調(diào)試或婚姻適應，即在一定時間里，丈夫和妻子彼此的遷就融合的水平。Buss等〔2〕認為婚姻質(zhì)量的主要評價指標就是婚姻滿意度。盧淑華〔3〕運用協(xié)方差和復回歸等多元技術對1987～1990年北京、西安等地抽樣調(diào)查資料進行分析，結果表明影響家庭生活質(zhì)量滿意度的因素中以婚姻滿意度最為重要。但對一系列影響婚姻滿意度的分析發(fā)現(xiàn)，以反映家庭經(jīng)濟支配權的“是否因用錢意見不合”以及反映家庭義務的“家庭滿意度”等問題，對婚姻質(zhì)量也就是婚姻滿意度的影響最大。風笑天〔4〕使用多元回歸技術和引入?yún)⒄兆兞?，?995年武漢市千戶居民家庭生活質(zhì)量問卷調(diào)查資料為研究依據(jù)，也發(fā)現(xiàn)影響主觀家庭生活滿意度的主要因素是婚姻滿意度、居住滿意度和家庭收入?；橐鰸M意度指標均是測量家庭生活質(zhì)量的核心指標。孫麗巖等〔5〕認為婚姻滿意度即已婚夫婦對其婚姻關系滿意程度的評估是衡量婚姻生活質(zhì)量的重要指標?；橐鰸M意度越高，婚姻質(zhì)量越高。陳華帥〔6〕利用2005年中國高齡老人健康長壽跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，對有配偶老人婚姻滿意度的影響因素進行了分析顯示，經(jīng)濟因素對老人婚姻滿意度有顯著性影響，而老人健康狀況、年齡及是否與子女同住對婚姻滿意度均無顯著性影響。由于社會角色的差異,男性與女性婚姻滿意度的影響因素存在差異,男性的受教育程度及職業(yè)對夫妻雙方的婚姻滿意度都有影響,而女性的受教育程度及職業(yè)則無顯著影響。

婚姻滿意度研究最重要的是建立科學的婚姻滿意度模型，并對模型進行準確估計后，才能進一步研究模型中影響婚姻滿意度各因素之間的關系，并準確地計算出婚姻滿意度指數(shù)。本文試圖在現(xiàn)有婚姻滿意度模型及參數(shù)估計方法的基礎上，提出一種新的婚姻滿意度結構方程模型(SEM)。

1 樣本描述

廣東老年公共事務研究中心、秋光雜志社于2010年7～9月對廣東城鎮(zhèn)老人的生活狀況進行較系統(tǒng)的調(diào)查，內(nèi)容涉及城鎮(zhèn)老人的經(jīng)濟生活、家庭情感生活、社會活動狀況和精神心理狀況等方面。采用郵寄問卷和直接到社區(qū)訪談的方法，共收集60歲及以上城鎮(zhèn)老人問卷1 297份，其中有效問卷1 265份。男性70.36%，女性29.64%；60～69歲的占39.25%，70～79歲的占40.36%，80～89歲的占19.11%，90歲及以上的占1.28%；20世紀五、六十年代參加工作的居多，占74.28%；四十年代及以前參加工作的占23.03%，七十年代參加工作的只有2.70%；受教育程度初中及以下的占46.54%，高中(中專)的占27.41%，大專及以上學歷者占26.05%；退休前在黨政機關工作的占37.66%，在事業(yè)單位的占28.81%，在企業(yè)工作的占17.37%，務農(nóng)的占8.85%，從事個體勞動等其他工作的占7.3%；離休干部占14.87%，退休干部占62.86%，退休工人占10.29%，社會老人占11.98%；原配偶健在的占76.49%，再婚的有3.35%，喪偶的有17.06%，離婚、未婚的有3.1%。

廣東城鎮(zhèn)老人除離退金外，40.87%還有其他收入，主要包括原單位發(fā)給的養(yǎng)老補貼、子女供給、房屋出租收入、繼續(xù)工作的收入等。有44.91%的廣東城鎮(zhèn)老人對自己的經(jīng)濟狀況感到滿意,45.80%的感到經(jīng)濟“一般”，即對自己經(jīng)濟收入狀況持認可態(tài)度的達90%以上。獨居老人占10.23%，只與配偶同住的占51.88%，廣東城鎮(zhèn)“空巢”老人達62.11%。43.86%希望與子女同住，而實際上與子女孫輩同住的為36.85%，7%難以如愿，42.66%對是否與子女同住抱無所謂態(tài)度。超九成傾向于居家養(yǎng)老，其中75.86%鐘情于“家庭養(yǎng)老”，16.03%的傾向于“社區(qū)居家養(yǎng)老”， 8.35%有意向到養(yǎng)老院、養(yǎng)老公寓等機構養(yǎng)老。73.90%認為自己的子女是“很孝順”和“比較孝順”的，覺得一般的有22.96%，3.14%認為子女“不太孝順”和“很不孝順”。50.13%對子女給予精神慰藉感到滿意，45.65%的覺得過得去，4.23%感到不滿意。59.6%對自己的婚姻感到滿意，30.2%的感覺“一般”，有10.2%的感到不滿意。53.61%對夫妻性生活感到滿意，16.06%的感到不滿意，30.33%的感到一般。如果夫妻性生活不滿意，35.66%嘗試與配偶溝通交流，少數(shù)通過尋找婚姻外伴侶(3.06%)及離婚(1.46%)等消極的方式，其余占多數(shù)(60.84%)抱著無所謂的態(tài)度。對于作為單身老人是否想再婚的假設，在作答的665人當中將近一半(47.82%)不想再婚，三成的表示“無所謂”，15.22%想再婚，但多數(shù)有顧慮，個別考慮到子女會反對。10.08%只想找個伴侶而不想結婚。

2 模型設計

2.1模型中的變量分析 家庭經(jīng)濟狀況、居住狀況、子女的精神慰藉、子女孝順、老人性生活滿意和婚姻滿意6個變量賦值，以婚姻滿意為因變量，其余5個變量為自變量。根據(jù)婚姻滿意影響因素的有關研究理論構造隱變量，對應5個標志變量共設有家庭生活環(huán)境、子女對老年人的代際支持2個隱變量。答案全部以Likert五級量表的形式，分為“很不滿意”“不滿意”“一般”“滿意”“很滿意”5個等級，分別賦值1～ 5分，分值越高，滿意度越高。

2.2SEM構建 SEM是一種建立、估計和檢驗因果關系模型的多元統(tǒng)計分析技術，整合了因子分析、路徑分析和多重線性回歸分析等方法，可用以分析一些涉及潛變量的復雜關系〔7〕。

SEM可分為結構模型和測量模型兩部分。結構模型反映潛變量之間的結構關系，測量模型描述潛變量與顯變量(觀測變量)之間的關系。顯變量(觀測變量)含有隨機誤差和系統(tǒng)誤差，前者指測量上的不準確性行為，后者反映指標同時測量潛變量以外的特性，隨機誤差和系統(tǒng)誤差統(tǒng)稱為測量誤差，但潛變量不含這些誤差。建立模型是對假設變量間關系的整合，在對所研究現(xiàn)象進行前期調(diào)查分析和文獻準備后，使用SEM的符號表示各變量間的相互關系，構建模型的路徑圖。最后依據(jù)路徑圖將模型的因果關系以方程式的方式加以表達，形成假設，就完成了模型的界定過程〔8，9〕。

采用PASW18和結構方程建模軟件Amos18.0軟件〔10，11〕進行模型設定、模型估計和模型評價，建立模型路徑圖(圖1)。從信度檢驗來看，樣本的Cronbachα系數(shù)值為0.858，表明該量表所獲得的數(shù)據(jù)是有效的，模型中各結構變量的觀測變量具有很好的一致性。從效度分析來看，樣本充分性KMO測試系數(shù)為0.832， 樣本額分布的Bartlett球形檢驗卡方值為3 508.981，顯著性水平為0，表明適合做因子分析。

圖1 結構方程模型路徑圖

2.3模型整體適配度檢驗 首先，對本研究的整體模型適配度進行檢驗。假設模型與實際樣本數(shù)據(jù)適配度指標達到了適配標準，表明假設模型與實際觀察數(shù)據(jù)的擬合情況良好。結構方程模型的評價如下：根據(jù)Amos18.0軟件運行出的結果所示，模型比較理想。RMSEA=0.000<0.053表示此模型是一個好的模型。CFI=1.000，表示能夠有效改善非中央性的程度，用來評估模型擬合度十分穩(wěn)定。GFI=0.999，AGFI=0.997都>0.9表示具有理想的擬合度。見表1。

表1 整體模型適配度檢驗統(tǒng)計量

2.4模型假設檢驗參數(shù)估計值 SEM估計結果見表2。信度和效度檢驗是任何測量工具都不可或缺的條件。從模型估計的報表中可以看出，標準化系數(shù)沒有超過或接近1，也沒有太大的標準差。因此，該測量模型沒有“違犯估計”，可以進行信度估計。潛在因素“家庭生活環(huán)境”的組合信度是0.83，潛在因素“代際支持”的組合信度是0.80；所有潛變量的抽取方差值(平均變異量抽取值)介于0.67～0.70之間，高于評價標準值0.50。這說明，各組顯變量與其相應的隱變量的相關程度較高，隱變量很好地概括了顯變量組所包含的信息，綜合指標可以最大程度地代表原始變量的信息。模型具有較好的信度，也說明模型的內(nèi)在質(zhì)量理想。“家庭生活環(huán)境”與“婚姻滿意”，“代際支持”與“婚姻滿意”、“性生活滿意”與“婚姻滿意”的標準化回歸系數(shù)都是正向的，而且概率P值都是達到了顯著性水平。特別是“家庭生活環(huán)境”對“婚姻滿意”的影響程度最大，其次是“代際支持”對“婚姻滿意”的影響程度相對較大，而“性生活滿意”對“婚姻滿意”的影響也依然存在，只是影響程度相對偏小。

表2 SEM估計結果

3 討 論

SEM主要目的在于對一些解釋可觀察變量(標志變量)與潛在因子(隱變量)的理論模型做出評價，不但能研究可觀察變量，還可研究不能直接觀察的潛在因子，既能研究變量間的直接作用，又可研究變量間的間接作用，屬于一種驗證性分析。其最大優(yōu)點在于把可觀察變量與潛在因子有機結合在線性結構方程中，從而可同時估計變量的直接效應和間接效應，這在分析老年人婚姻滿意的影響因素效應強度方面具有優(yōu)勢。在對老年人婚姻滿意影響的因素中，代際支持的影響權重為0.307，它對子女的慰藉因素的包含標準化系數(shù)為0.744，對子女孝順因素的包含標準化系數(shù)為0.888，說明對子女給予的精神慰藉越滿意、子女越孝順，老人的婚姻越滿意；家庭生活環(huán)境對老人婚姻滿意的權重為0.513，它對家庭經(jīng)濟狀況因素的包含標準化系數(shù)為0.862，對居住狀況因素的包含標準化系數(shù)為0.815，說明社會家庭經(jīng)濟狀況對老人婚姻滿意有很大影響。性生活滿意對老人婚姻滿意的影響權重為0.192，是婚姻滿意度的一個重要組成部分。以往人們難以啟齒的夫妻“性生活”，如今已成為衡量婚姻質(zhì)量的一個重要標準。隨著年齡的增長(婚齡也相應地增長),對性生活“滿意”的比例呈下降趨勢，這與健康狀況、性功能狀況因素有關。

利用線性SEM對城鎮(zhèn)老人婚姻滿意的影響因素進行分析，克服了傳統(tǒng)統(tǒng)計方法的缺點，不僅對多種影響因素進行歸類，且能探討影響因素的直接和間接因果關系，從而對多影響因素的婚姻滿意有更直觀和清晰地認識。

本調(diào)查研究沒有考慮到老年人自身的一些客觀情況，比如年齡、收入水平、退休前職業(yè)以及文化程度等影響因素。從客觀方面而言，這些因素都會對老年人婚姻滿意造成影響，需進一步的探討和說明。

4 參考文獻

1Locke HJ，Wallace KM.Short marital-adjustment and prediction test：their reliability and validity〔J〕.Marriage Family Living,1959;21(3)251-5.

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4風笑天.城市居民家庭生活質(zhì)量：指標及其結構〔J〕.社會學研究，2000；(4)：107-18.

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8黃芳銘.結構方程模式理論與應用〔M〕.北京：中國稅務出版社，2005:31-53.

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