孫一飛，葛建軍

（1.貴州財經(jīng)大學 大數(shù)據(jù)統(tǒng)計學院，貴州 貴陽550025；2.貴州財經(jīng)大學 貴州省大數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析重點實驗室，貴州 貴陽550025）

一、引言

婚姻關系穩(wěn)定與否不僅與個人健康發(fā)展、家庭和諧安定息息相關，而且會關系到經(jīng)濟社會的穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展（李衛(wèi)東，2020）[1]。家庭是國家構成的基本單位，是個體謀求經(jīng)濟利益、尋求心理寄托與獲得精神滿足的基礎單元，更是家庭成員實現(xiàn)生育與撫養(yǎng)子女、生產(chǎn)與生活勞動、扶助與贍養(yǎng)老人等諸多功能的載體?；橐龊图彝ナ巧鐣嫵傻幕?，婚姻家庭關系不穩(wěn)定會引起家庭成員關系不和睦，甚至造成家庭組織破裂，進而導致家庭內(nèi)部問題社會化，產(chǎn)生負向溢出效應，增加社會負擔。尤其在中國社會保障體系尚不完善的宏觀環(huán)境中，婚姻關系的瓦解和家庭組織的破裂對社會的破壞力尤為明顯。

在我國離婚率持續(xù)升高的今天，婚姻穩(wěn)定性逐漸成為了社會關注的焦點。與此同時，80 后、90 后的獨生子女已經(jīng)步入適婚年齡，正成為決定中國婚姻穩(wěn)定性的關鍵力量，給中國的婚姻結構和婚姻特征帶來了較大影響（梅志強等，2011）[2]。加之2003 年開始實行的《婚姻登記條例》中不再設立離婚審批期，使我國成為了世界上離婚程序最簡便的國家之一，“閃婚”“閃離”現(xiàn)象日趨普遍。針對婚姻穩(wěn)定性逐年下降、離婚率連年攀升的現(xiàn)實，2020 年5 月28 日十三屆全國人大三次會議表決通過了《中華人民共和國民法典》，規(guī)定只要夫妻一方不愿離婚，便可在提交離婚登記申請30 日內(nèi)申請撤回，即設立離婚冷靜期。①離婚冷靜期的設立引發(fā)了社會關于婚姻家庭問題的激烈爭論。在此之前郭劍平（2018）[3]就已經(jīng)提出，設置離婚冷靜期是司法實踐中法理與情理有機結合的積極探索，有利于維護婚姻家庭穩(wěn)定，但實行該制度不能采取“一刀切”的方式，要兼顧自愿的適用原則以及草率離婚的適用對象。此后翁明杰（2020）[4]認為，《民法典》新設立的離婚冷靜期積極回應了現(xiàn)實社會問題，與“婚姻自由”的立法宗旨并無矛盾，但該制度存在未考慮特殊情況的強制性適用問題。關于離婚冷靜期的較多討論說明，婚姻家庭問題已經(jīng)成為當代中國不容忽視的社會問題。

二、文獻述評

自20 世紀中葉起，國外婚姻穩(wěn)定性急劇下降，離婚率呈現(xiàn)出持續(xù)大幅上升趨勢，引發(fā)了學術界的激烈討論和學者們的廣泛關注。學者們分別從社會學、經(jīng)濟學等諸多學科視角對婚姻穩(wěn)定性進行了分析，提出了眾多婚姻理論，成為了研究現(xiàn)代婚姻問題的基石。Goode（1964）[5]從歷史和社會視角分析了工業(yè)化給家庭價值觀和家庭結構帶來的影響，具體有：將家庭和工業(yè)看作是兩個系統(tǒng)，認為家庭系統(tǒng)的發(fā)展不可能獨立于工業(yè)系統(tǒng)的發(fā)展之外，但也不能完全依賴于工業(yè)系統(tǒng)的發(fā)展；所有的家庭制度都具有較強的穩(wěn)定性和抵御外來變動影響的能力，但穩(wěn)定并不意味著靜止，工業(yè)化和現(xiàn)代化的推進會對社會結構、文化思想還有法律制度等因素產(chǎn)生作用，進而導致傳統(tǒng)婚姻家庭關系發(fā)生變化，造成世界不同地區(qū)的家庭結構與功能發(fā)生深刻改變，從而對婚姻穩(wěn)定性造成影響；在此基礎上，其建立的社會資源理論從夫妻雙方的貢獻與地位視角出發(fā)，指出夫妻中對家庭貢獻多的一方就像社會成員中對社會貢獻多的人會取得對社會更大的控制權一樣，會取得對家庭更大的控制權，因而也能收獲更多資源，如果貢獻少的一方對自己所處地位感到不滿而又無力增加對家庭的貢獻，就會引發(fā)家庭沖突，從而降低婚姻穩(wěn)定性。Becker（1973）[6]認為，Goode 在婚姻理論方面已經(jīng)完成了比較出色的工作，但還沒有形成系統(tǒng)的理論體系，且在各種解釋婚姻模型的方法中，經(jīng)濟學方法的效果更好，因此他首次將經(jīng)濟學理論運用到婚姻研究框架中，給出了兩個關鍵假設。這兩個假設是：每個人都追求自身利益最大化，即理性人假設；婚姻市場最終會走向均衡狀態(tài)，即婚姻市場均衡假設，形成婚姻經(jīng)濟學理論體系。在該體系中，婚姻被假想成為一種商品，婚姻的形成與解體被看作是商品的交易，婚姻市場便應運而生。按照理性人假設，在婚姻市場中的個體謀求自身利益最大化，與保持單身狀態(tài)相比，在婚收益很大程度上取決于其收入水平、人力資本和工資率的相對差異等經(jīng)濟因素，當在婚收益大于各自保持單身狀態(tài)的收益時，單身男女會選擇邁入婚姻共同組建家庭，實現(xiàn)有效率的婚姻，達到婚姻市場的均衡狀態(tài)，而婚姻穩(wěn)定性取決于繼續(xù)維持婚姻的收益與離婚收益。在此基礎上，Levinger（1976）[7]進一步提出了婚姻交換理論，認為與婚姻穩(wěn)定性密切相關的是當前婚姻的吸引力、維持婚姻關系的阻力和替代吸引力三個要素。其中，諸如陪伴、扶持、依靠等所呈現(xiàn)的和諧夫妻關系集中表現(xiàn)為婚姻滿意度，當婚姻收益大于成本時，婚姻當事人在這段婚姻中獲益，獲益越多意味著其婚姻滿意度越高，當前婚姻吸引力越大，婚姻關系越穩(wěn)固；語言沖突、肢體沖突、習慣沖突等不愉快的婚姻生活則會不斷增加維持婚姻關系的阻力，阻力越大意味著當前婚姻關系越不容易被維持，婚姻穩(wěn)定性越低；保持單身收益或再婚收益是替代吸引力的主要決定因素，替代吸引力越大，意味著當事人解除婚姻關系所獲得的效用越多，越容易推動婚姻解體。

基于前述婚姻理論，國內(nèi)外學者從宏觀和微觀兩個角度深入探究了婚姻穩(wěn)定性的影響機制，并從經(jīng)濟、子女、性別、性別比、人口流動、司法實踐和互聯(lián)網(wǎng)等維度出發(fā)，對婚姻穩(wěn)定性的影響因素進行了研究。經(jīng)濟方面的研究顯示，家庭在遭受失業(yè)率增高、工資水平下降、經(jīng)濟下行嚴重等外部經(jīng)濟沖擊時，內(nèi)部易產(chǎn)生沖突與矛盾，導致婚姻質(zhì)量、替代吸引力、婚姻收益、婚姻成本等因素變化，對婚姻穩(wěn)定性產(chǎn)生沖擊（Amato and Beattie，2011；伍再華等，2015）[8,9]。在子女方面，夫妻在撫育子女的過程中能夠獲得情感上的共鳴和生活上的扶持，有益于增加雙方的婚姻吸引力，同時被灌注大量心血的子女也會成為夫妻離婚的阻力，對婚姻起到保護作用（Cherlin，1977；許琪等，2013）[10,11]。在性別方面，性別作為重要的個體特征，會對個人偏好產(chǎn)生影響，造成個人偏好的差異化，相較于男性，女性偏好具有利他性特征，在維護家庭和諧方面會做出巨大犧牲，因此女性婚姻穩(wěn)定性會低于男性（Byrnes et al.，1999；Cooke and Vanessa，2010；李衛(wèi)東，2019）[12-14]。人口流動方面的研究有：一方流動會造成夫妻實質(zhì)上的兩地分居，減少夫妻之間的情感交流和依賴，進而降低婚姻收益；即使夫妻共同流動，也會面臨生活環(huán)境、社會環(huán)境的巨大變化，使原住地生活圈、朋友圈的輿論監(jiān)督作用和調(diào)解作用遭到削弱，離婚阻力隨之減??；另外，流動人口以適婚年齡人口為主，不論是對流入地還是流出地來說，都將改變當?shù)鼗橐鍪袌鼋Y構，進而影響替代吸引力（張沖、王學義，2017；彭小輝等，2018）[15,16]?；ヂ?lián)網(wǎng)方面的研究有：缺乏監(jiān)管的亞健康網(wǎng)絡信息會腐蝕上網(wǎng)者的思想觀念，破壞當事人的婚姻價值觀，給婚姻關系帶來沖擊；網(wǎng)絡聊天的隱蔽性和私密性為精神出軌提供了渠道，會導致婚姻關系破壞；虛擬網(wǎng)絡世界的婚姻關系拋棄了現(xiàn)實婚姻價值內(nèi)核，偏離了社會規(guī)范，會破壞現(xiàn)實婚姻的責任，使當事人長期忽視現(xiàn)實家庭的溝通與維護，反而走入虛無的幻想之中（李曉敏，2014）[17]。

綜上所述，關于婚姻穩(wěn)定性的實證研究在日趨完善的理論基礎上取得了一定成果。但應注意到，大多數(shù)研究傾向于使用婚姻狀態(tài)來衡量婚姻穩(wěn)定性。徐安琪和葉文振（1998）[18]認為，持久性是婚姻穩(wěn)定的重要標志，但持久的婚姻并不一定等價于高質(zhì)量的婚姻，因此她提出真正能夠衡量婚姻穩(wěn)定性的指標是婚姻質(zhì)量，而婚姻質(zhì)量的關鍵影響因素是婚姻滿意度。袁曉燕和石磊（2017）[19]在研究戶籍對婚姻穩(wěn)定性的作用時，就使用婚姻滿意度作為婚姻穩(wěn)定性的衡量指標。而且，已有研究大多只是簡單地將研究變量納入模型，將它們對婚姻穩(wěn)定性的影響看作是在同一層次上發(fā)揮作用，忽視了不同層次變量的不同作用效果。但是，在現(xiàn)實生活中人類并不是單獨存在的個體，而是與其所生活的環(huán)境融為一體，如婚姻穩(wěn)定性不僅會受到性別、戶口類型、受教育程度等個體因素的影響，還會受到研究對象所處社區(qū)的基礎設施、經(jīng)濟狀況、文化氛圍等社區(qū)特征的影響。鑒于此，在對婚姻穩(wěn)定性進行研究時不僅要對研究對象進行分析，還要考慮其所處的社會環(huán)境。因此，在婚姻質(zhì)量不易測量和獲取的情況下，本文將從能夠體現(xiàn)婚姻當事人主觀態(tài)度的婚姻滿意度入手，基于CFPS2014 數(shù)據(jù)，從個體和社區(qū)兩個層面選取合適變量，利用兩層分層線性模型對婚姻穩(wěn)定性進行研究。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫，CFPS 是北京大學中國社會科學調(diào)查中心在國家自然科學基金和北京大學資助下實施的一項大規(guī)?？鐚W科長期社會追蹤調(diào)查項目，旨在搜集受訪者個人、其所組建的家庭及所生活的社區(qū)三個層級的數(shù)據(jù)，用以分析我國社會、人口、健康、教育等方面的發(fā)展變化。自2008 年和2009 年分別在北京、上海、廣州開展測試調(diào)查之后，CFPS 項目于2010 年正式啟動基線調(diào)查，在2011 年對基線調(diào)查數(shù)據(jù)進行了維護調(diào)查，并在2012年展開了第一輪追蹤調(diào)查，此后每隔兩年進行一輪追蹤調(diào)查，至今已完成并公布的最新數(shù)據(jù)為2018 年第四輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。

由于2016 年和2018 年的兩輪追蹤調(diào)查未對社區(qū)數(shù)據(jù)進行采集，且同一家庭內(nèi)部受訪成員樣本數(shù)量較少，難以滿足分層線性模型對嵌套數(shù)據(jù)結構及各組樣本量的要求，因此本文選擇2014 年第二輪追蹤數(shù)據(jù)為基礎數(shù)據(jù)，并將2010 年基線調(diào)查數(shù)據(jù)、2011 年維護調(diào)查數(shù)據(jù)、2012 年第一輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)作為補充，經(jīng)清洗、篩選、補充等數(shù)據(jù)處理操作之后，形成涉及全國25 個?。ㄊ?、區(qū)）、599 個社區(qū)、樣本量為17 064 的樣本數(shù)據(jù)。各地區(qū)樣本量分布如圖1 所示?？梢钥闯?，樣本數(shù)據(jù)主要覆蓋我國的東部、中部地區(qū)，其中河南、甘肅、遼寧、廣東等省份分布較多。

（二）被解釋變量的選取

目前婚姻穩(wěn)定性的衡量方式有兩種：一種是現(xiàn)實生活中的婚姻狀態(tài)，即具有法律效力的在婚狀態(tài)和離婚狀態(tài)；另一種是主觀情感上的婚姻態(tài)度，即夫妻雙方所產(chǎn)生的關于婚姻穩(wěn)定或不穩(wěn)定的想法甚至行動（李衛(wèi)東，2018）[20]。離婚是婚姻不穩(wěn)定的具體表現(xiàn)形式，是已經(jīng)發(fā)生的客觀事實（Alan and Edwards，1985）[21]。關于婚姻穩(wěn)定與否的想法或行動具有間接性，呈現(xiàn)出了夫妻對這段婚姻的態(tài)度或信心，不易被觀察和測量到，一般使用婚姻滿意度指標進行衡量，婚姻滿意度越低，越容易導致離婚（葉文振、徐安琪，1999）[22]。本文認為婚姻不穩(wěn)定并不一定會導致離婚，依舊持續(xù)的婚姻很有可能已經(jīng)具有很強的不穩(wěn)定性，和諧社會追求的應該是有效率、幸福的婚姻關系，不是形式上的空殼。

目前，大多數(shù)問卷調(diào)查雖然可以收集受訪者的婚姻狀態(tài)和個體特征數(shù)據(jù)，但卻無法判斷二者之間的關系，有可能受訪者婚姻關系解除后其個人狀況會變好，也可能會變差，這種互為因果關系無法通過模型排除，因此本文選擇能夠呈現(xiàn)當事人對當前婚姻主觀態(tài)度的婚姻滿意度來衡量婚姻穩(wěn)定性更具合理性。

圖1 各地區(qū)樣本量分布

（三）個體因素的選取

根據(jù)研究目的及經(jīng)驗研究成果，本文選取婚齡、同居時長、每周和家人吃晚飯次數(shù)、孩子數(shù)、對父母的信任度、傳統(tǒng)觀念束縛程度、網(wǎng)絡交友傾向、男人分擔家務認同度、受教育年限、性別、年齡、民族、戶口類型13 個變量作為個體因素，其描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

表1 個體因素的選取與描述性統(tǒng)計

（四）社區(qū)特征的選取

根據(jù)研究目的及經(jīng)驗成果，本文選取中部、西部、東北、是否公告計劃生育執(zhí)行情況、擁有幼兒園數(shù)量、擁有小學數(shù)量、擁有兒童游樂場所數(shù)量、擁有老年活動場所/老年社區(qū)服務機構數(shù)量、擁有敬老院/養(yǎng)老院數(shù)量、擁有廟宇/道觀數(shù)量、擁有家族祠堂數(shù)量、外來流動人口占比、是否是少數(shù)民族聚集區(qū)、社區(qū)經(jīng)濟狀況、居民同質(zhì)性15 個變量作為社區(qū)特征，其描述性統(tǒng)計結果如表2 所示。

表2 社區(qū)特征的選取與描述性統(tǒng)計

四、理論模型設計

（一）研究假設

根據(jù)婚姻交換理論，本文認為在婚群體由于自身文化、民族、戶口類型、主觀態(tài)度、生活環(huán)境等個體、社區(qū)層次變量之間存在差異，使其當前婚姻的吸引力、維持婚姻的阻力、替代吸引力三個方面的作用效果差異明顯，導致婚姻穩(wěn)定性呈現(xiàn)出各不相同的特征。

1.婚姻穩(wěn)定性與個體因素關聯(lián)密切。盡管個人與其生活的環(huán)境相融，處處會受到所處環(huán)境因素的影響，但個體因素作為個人的基本屬性，其強大的影響力不容忽視。因此，本文假設個體因素依舊是婚姻穩(wěn)定性的重要影響因素。

2.社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響不容忽視。即使是個體屬性一致的人群，也會因為存在其他未知因素差異，致使其婚姻穩(wěn)定性的表現(xiàn)不盡相同，本文假設導致這種結果的一部分原因來自于個人所處社區(qū)的差異。不同社區(qū)的基礎設施、自然風貌、文化習俗、經(jīng)濟狀況等方面差距明顯，生活于不同社區(qū)的個體的觀念、思想、認知、行動等同樣也會受到社區(qū)特征的影響，形成各自獨有的特點。

（二）模型介紹

在社會學研究領域，由于調(diào)查單位的嵌套性，存在大量巢形數(shù)據(jù)，例如本文研究數(shù)據(jù)就屬于個人巢形于社區(qū)之下的巢形結構，如果強行將個體因素與社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響合并到一個層次進行研究，就會產(chǎn)生兩類嚴重的錯誤。這兩類錯誤分別是：一類是將社區(qū)特征分解到個體水平，從個體層次解釋社區(qū)層次的結果，使得研究變量產(chǎn)生同質(zhì)性成分，破壞OLS 基本假定，導致個體層次結論被高估的生態(tài)謬誤（Ecological Fallacy）；另一類是將個體因素匯總到社區(qū)層次，從社區(qū)層次解釋個體層次的現(xiàn)象，使同組數(shù)據(jù)的諸多有用信息被拋棄而產(chǎn)生的原子謬誤（Atomistic fallacy）（葛建軍，2004）[23]。由此可見，經(jīng)典線性回歸模型在同一變量層次上進行分析的能力較強，但在分析多層數(shù)據(jù)時的能力則較弱，而分層線性模型可以同時考慮微觀、宏觀兩個層面的變量，為分析多層數(shù)據(jù)提供了全新思路，因而常常被應用于社會學研究領域（楊菊華，2006）[24]。

由于本文研究數(shù)據(jù)屬于兩層數(shù)據(jù)結構，故本部分以兩層分層線性模型為例介紹分層線性模型的基本形式。分層線性模型共有三種形式，分別為零模型、半條件模型和完全模型，其中零模型如公式（1）和公式（2）所示。

其中，下標i表示層－1 的第i個個體，下標j表示層－2 的第j個社區(qū)；HYMYDij是被解釋變量；β0j是層－1 模型的截距項，表示第j個層－2 單位因變量均值；γ00是層－2 模型的截距項，表示總樣本因變量均值；Rij和U0j分別是層－1 模型和層－2 模型的隨機誤差項，其分布如公式（3）所示。

在構建零模型進行分析的過程中，存在兩個關鍵輔助統(tǒng)計量，分別為組內(nèi)相關系數(shù)（ICC）和可靠性（Reliability）。計算組內(nèi)相關系數(shù)的目的是分析層－2模型方差所占比例，該統(tǒng)計量數(shù)值的大小決定了是否可以使用分層線性模型進行研究，其計算方法如公式（4）所示。

可靠性是用來衡量最小二乘估計在分層線性模型中所估計系數(shù)可靠程度的統(tǒng)計量，該數(shù)值越接近于1 意味著所估計系數(shù)的可靠性越大，但可靠性較小并不意味著統(tǒng)計分析結果具有無效性，其計算方法如公式（5）所示。

完全模型如公式（6）和公式（7）所示。

其中，β0j、βij、γ00、γ0j、γi0和γij在層－2 各單位之間恒定不變，被稱為固定效應；βij是層－1 自變量的斜率，反映了第j個層－2 單位中該自變量對研究對象的作用效果；γ0j是層－2 自變量Wj的斜率，反映了該自變量對研究對象的作用效果；γi0是層－1 自變量Xij斜率的均值，反映了總樣本中該自變量對研究對象的平均作用效果；γij反映了層－2 自變量Wj對層－1 自變量Xij的調(diào)節(jié)作用效果；Uij是βij的隨機成分，表示斜率在不同層－2 單位之間的變動，稱為隨機效應。

將層－1 模型和層－2 模型合并，得到完全模型如公式（8）所示。

其中，U0j+UijXij+Rij是殘差項，因為每個層－2 單位的所有個體都有相同的U0j和U1j，所以巢形較相同層－2 單位之下的個體之間同質(zhì)性更高，這就是相關殘差的來源。

在從零模型向完全模型轉(zhuǎn)化的過程中，存在大量不同模型，包括帶隨機效應的單因素協(xié)方差模型、將截距和斜率作為結果的回歸模型、將平均數(shù)作為結果的回歸模型等（Raudenbush et al.，2007）[25]。每種模型因納入變量的不同又會產(chǎn)生各種子模型，這些模型統(tǒng)稱為半條件模型，根據(jù)各層變量的納入情況，可以將其具體分為層－2 模型存在自變量、層－1 模型為空的半條件模型（第一類半條件模型），以及層－1模型存在自變量、層－2 模型為空的半條件模型（第二類半條件模型）（葛建軍，2005）[26]。

第一類半條件模型的基本形式如公式（9）和公式（10）所示。

第二類半條件模型的基本形式如公式（11）和公式（12）所示。

（三）構建步驟

使用分層線性模型進行研究會涉及到不同層次的變量，由于變量所處層級不同，所以不可能將各種變量一并納入模型進行分析，而是要依據(jù)分層線性模型的方法論，按照一定步驟依次展開研究。通過對分層線性模型理論文獻進行研讀，本文依據(jù)Robinson（2002）[27]的研究構建了分層線性模型的研究思路，按照五個步驟對婚姻穩(wěn)定性的影響因素展開研究。

第一步，通過構建方差分析模型，計算關鍵輔助統(tǒng)計量組內(nèi)相關系數(shù)（Intra－class correlation，ICC）的數(shù)值，根據(jù)ICC 數(shù)值大小判斷婚姻穩(wěn)定性在社區(qū)層面上是否存在顯著差異，若可以證明社區(qū)層面上的婚姻穩(wěn)定性差異明顯，就有理由構建分層線性模型對其展開研究。

第二步，通過探索性分析最大限度地尋找可以被層－2 模型所接受的、能夠?qū)橐龇€(wěn)定性產(chǎn)生影響的社區(qū)特征，在保證層－1 模型中自變量為空的基礎上，將這些社區(qū)特征放入層－2 模型，構建第一類半條件模型，以解釋婚姻穩(wěn)定性的組間變異。

第三步，在相關性分析的基礎上，根據(jù)個體因素與婚姻穩(wěn)定性的相關性大小，選取合適個體因素納入到零模型的層－1 模型中，構建第二類半條件模型，以解釋婚姻穩(wěn)定性的組內(nèi)變異。

第四步，前一步在構建第二類半條件模型時假定個體因素均只有固定效應，這是對分層線性模型的一種簡化。接下來，要對其隨機效應進行討論，要確定哪些個體因素的系數(shù)具有隨機效應，從而對模型進行優(yōu)化。

第五步，社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響不僅體現(xiàn)在對截距項的直接作用上，還會通過對個體因素的調(diào)節(jié)作用對婚姻穩(wěn)定性造成間接影響。因此，該步驟將在兩類半條件模型的基礎上充分討論個體因素和社區(qū)特征的交互效應，構建完全模型對婚姻穩(wěn)定性的影響因素進行研究。

五、婚姻穩(wěn)定性的影響因素預分析

（一）個體因素與婚姻穩(wěn)定性的相關性分析

分層線性模型中個體因素的選取沒有固定程序，一般是將經(jīng)驗研究成果和相關性探索分析結果相結合。本部分對個體因素與婚姻穩(wěn)定性的相關性進行了分析，為分層線性模型中個體因素的選取提供了參考依據(jù)，結果如表3 所示。

表3 婚姻屬性與婚姻穩(wěn)定性的相關關系

實證研究通常將顯著性水平α 設定為0.05，認為當P 值小于該顯著性水平時，被檢驗變量對研究對象具有顯著影響。但是，本文所進行的相關性檢驗僅是對婚姻穩(wěn)定性研究的預分析，目的是為分層線性模型的構建提供參考依據(jù)，研究的原假設是個體因素對婚姻穩(wěn)定性無顯著影響，而根據(jù)已有研究結果，本文更傾向于個體因素對婚姻穩(wěn)定性具有顯著影響的假設，即更希望分析結果拒絕原假設，因此將α值設定得略大些，以使得更多潛在變量可以被納入到模型。由此，本文對α 的取值進行了適當調(diào)整，最終選定α 的值為0.1（Mudge et al.，2012）[28]。

表3 的分析結果顯示：每周和家人吃晚飯次數(shù)、孩子數(shù)、對父母的信任度、傳統(tǒng)觀念束縛程度、網(wǎng)絡交友傾向、男人分擔家務認同度、受教育年限、性別、民族等九項個體因素，在P 值≤0.01 的水平上對婚姻穩(wěn)定性具有顯著影響，其中除孩子數(shù)、網(wǎng)絡交友傾向的作用效果為負向外，其余個體因素均為正向影響；戶口類型在0.01

（二）社區(qū)特征與婚姻穩(wěn)定性的探索性分析

在常規(guī)回歸分析中，自變量個數(shù)與樣本量的比例一般為1：10，但分層線性模型的情況更加復雜：若各自變量相互獨立，那么自變量個數(shù)與樣本量的比例仍為1：10，但當自變量存在多重共線性問題時，模型構建就顯得十分繁瑣。因此，在構建層-2 模型之前需要對準備加入到模型的自變量進行篩選，利用HLM6.08Trial 軟件對社區(qū)特征進行探索性分析，結果如表4 所示。

表4 對社區(qū)特征進行探索性分析的結果

通過探索性分析選取自變量的標準主要是，考察該變量T 值的絕對值大小，當|T|≥3 時，說明該變量對研究對象的影響作用高度顯著，應該將其納入到模型中進行分析；當2≤|T|＜3 時，表明該變量對研究對象的影響作用中度顯著，應該將其納入到模型中進行分析；當1<|T|<2 時，表明該變量對研究對象的影響作用低度顯著，也應該將其納入到模型中進行分析（葛建軍，2005）[26]。根據(jù)表4 的分析結果，可以初步認為受訪者的婚姻穩(wěn)定性與社區(qū)的地理位置、擁有小學數(shù)量、擁有廟宇/道觀數(shù)量、是否是少數(shù)民族聚居區(qū)等社區(qū)特征關系密切（|T|≥3），擁有幼兒園數(shù)量、擁有家族祠堂數(shù)量、外來流動人口占比、社區(qū)經(jīng)濟狀況等社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性也有一定的作用效果。

六、婚姻穩(wěn)定性的多層次分析

（一）帶隨機效應的零模型

零模型可以將婚姻穩(wěn)定性的總方差分解到個體和社區(qū)兩個層級，通過檢查社區(qū)層級方差（組間方差）在總方差中所占比例的大小，來判斷是否可以使用分層線性模型對婚姻穩(wěn)定性進行研究。零模型的普通最小二乘估計（Ordinary Least Squares，OLS）統(tǒng)計結果與帶穩(wěn)健標準誤（With Robust Standard Error）的OLS 統(tǒng)計結果如表5 所示。

表5 OLS 統(tǒng)計結果與帶穩(wěn)健標準誤的OLS 統(tǒng)計結果

從表5 可以看出，兩種估計方法的系數(shù)估計完全一致，均為4.449 635，而且標準誤差也很接近，前者為0.012 216，后者為0.012 206，說明有關分層線性模型樣本獨立同分布以及各層自變量與其誤差項、各層誤差項相互獨立等假設成立。

為檢驗是否可以構建分層線性模型，需要使用組內(nèi)方差和組間方差計算組內(nèi)相關系數(shù)（ICC），現(xiàn)給出零模型的主要分析結果，如表6 所示。

表6 婚姻穩(wěn)定性零模型主要分析結果

隨機效應層-2 隨機項u0j標準差 0.24030方差成分U0 0.05774卡方值 1902.73109 P 值 0.000層-1 隨機項標準差 0.86758方差成分R 0.7527模型自由度 2離差統(tǒng)計量D0 44241.6095

根據(jù)表6 數(shù)據(jù)，計算出ICC 為0.071 2，這表明婚姻穩(wěn)定性差異的7.12%來自社區(qū)差別，可以被社區(qū)差異所解釋。雖然社區(qū)特征相比于個體因素對婚姻穩(wěn)定性總變異的解釋力尚小，但各社區(qū)之間的婚姻穩(wěn)定性仍具有顯著差異。Cohen（1988）[29]認為，ICC 在0.059 到0.138 之間屬于中度組內(nèi)相關，因此使用分層線性模型對婚姻穩(wěn)定性的影響因素進行研究具有合理性。另外，婚姻穩(wěn)定性的截距項可靠性為0.646，表明使用樣本均值代替總體均值是比較可靠的。

由于沒有加入個體因素和社區(qū)特征，空模型只能對分層線性模型的適用性以及個體、社區(qū)兩個層級變異對婚姻穩(wěn)定性的差異解釋力大小作出說明，后續(xù)將分別從社區(qū)和個人兩個層次構建半條件模型進行探索分析。

（二）用社區(qū)特征解釋組間變異的半條件模型

本部分根據(jù)社區(qū)特征探索性分析結果，選取西部、東北、擁有幼兒園數(shù)量、擁有小學數(shù)量、擁有廟宇/道觀數(shù)量、擁有家族祠堂數(shù)量、外來流動人口占比、是否是少數(shù)民族聚集區(qū)、社區(qū)經(jīng)濟狀況九個社區(qū)特征加入到零模型的層-2 模型中，構建第一類半條件模型，主要統(tǒng)計分析結果如表7 所示。

表7 用社區(qū)特征解釋組間變異的半條件模型主要分析結果

（續(xù)表7）

由于分層線性模型相較于經(jīng)典回歸模型其對層際運算的要求更高，因此本文認為P 值低于0.10 的社區(qū)特征依舊是顯著的。顯著程度的具體劃分為：當P 值≤0.01 時，認為該變量對研究對象的影響作用高度顯著；當0.01＜P 值≤0.05 時，認為該變量對研究對象的影響作用中度顯著；當0.05＜P 值≤0.10時，認為該變量對研究對象的影響作用低度顯著（葛建軍，2005）[26]。

根據(jù)表7 的分析結果及自變量的顯著性劃分規(guī)則可以看出，對婚姻穩(wěn)定性具有顯著影響的社區(qū)特征主要有東北、擁有廟宇/道觀數(shù)量、社區(qū)經(jīng)濟狀況、擁有幼兒園數(shù)量、是否是少數(shù)民族聚集區(qū)。其中，東北對婚姻穩(wěn)定性的影響效果高度顯著；擁有廟宇/道觀數(shù)量、社區(qū)經(jīng)濟狀況對婚姻穩(wěn)定性的影響效果中度顯著；擁有幼兒園數(shù)量、是否是少數(shù)民族聚集區(qū)對婚姻穩(wěn)定性的影響效果低度顯著。

表8 模型截距和各斜率系數(shù)的可靠性分析結果

（三）用個體因素解釋組內(nèi)變異的半條件模型

根據(jù)個體因素與婚姻穩(wěn)定性的相關性分析結果，選取合適個體因素納入到零模型的層－1 模型中。由于已被納入到模型中的個體因素可能具有隨機效應，但這種效應難以通過理論推導得到，因此本部分假設除性別、戶口性質(zhì)、民族三個啞變量以外的所有連續(xù)型個體因素的斜率都具有隨機效應，構建模型進行隨機性檢驗?？煽啃苑治鼋Y果和殘差方差分析結果分別如表8 和表9 所示。

表9 模型殘差方差分析結果

可靠性和變量隨機效應的P 值是檢驗變量斜率隨機性的重要統(tǒng)計量，如果變量的可靠性小于0.10，則認為該變量只有固定效應（Raudenbush et al.，2008）[30]，只有在P 值小于0.05 時，才認為該變量具有隨機性。綜合考慮兩個統(tǒng)計量的分析結果，本文認為同時通過兩個檢驗的變量才真正具有隨機性，最終設定截距以及FMXRCD、NRCDJW、WFCS三個變量的系數(shù)為隨機效應，主要統(tǒng)計分析結果如表10 所示。

表10 考慮隨機效應的第二類半條件模型分析結果

（續(xù)表10）

從表10 可以看出：對父母的信任度、傳統(tǒng)觀念束縛程度、男人分擔家務認同度、每周和家人吃晚飯次數(shù)在P 值≤0.01 的水平上對婚姻穩(wěn)定性具有正向影響；網(wǎng)絡交友傾向、年齡在P 值≤0.01 的水平上對婚姻穩(wěn)定性具有顯著負向影響；受教育程度在0.01

（四）考慮跨層調(diào)節(jié)作用的完全模型

半條件模型只考慮了個體因素或社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響，但在現(xiàn)實生活中這兩層因素會共同作用于研究對象，本部分將在前述半條件模型的基礎上同時加入個體因素和社區(qū)特征構建完全模型，并考慮它們之間的調(diào)節(jié)作用，構建兩層完全模型，主要統(tǒng)計分析結果如表11 所示。

表11 婚姻穩(wěn)定性完全模型的主要分析結果

從表11 可以看出，受訪者的平均婚姻穩(wěn)定性為4.323 個單位，總體婚姻狀況比較穩(wěn)定。個體因素對婚姻穩(wěn)定性具有明顯的影響作用：對父母的信任度每提高1 個單位，會使受訪者的婚姻穩(wěn)定性增加0.070 個單位；受傳統(tǒng)觀念束縛程度每增加1 個單位，會使婚姻穩(wěn)定性提高0.020 個單位；網(wǎng)絡交友傾向每增加1 個單位，會使婚姻穩(wěn)定性下降0.023 個單位；男人分擔家務認同度每提高1 個單位，會使婚姻穩(wěn)定性增加0.051 個單位；每周與家人吃晚飯次數(shù)每增加1 次，會使婚姻穩(wěn)定性提高0.017 個單位；受教育年限每提高1 年，會使婚姻穩(wěn)定性增長0.004 個單位；男性的婚姻穩(wěn)定性比女性高出0.197 個單位；年齡每增加1 歲，會使婚姻穩(wěn)定性下降0.002 個單位。

社區(qū)之間的差異對婚姻穩(wěn)定性具有不可忽視的重要作用：東北地區(qū)受訪者的婚姻穩(wěn)定性比其他地區(qū)高出了0.125 個單位；受訪者居住社區(qū)每多擁有1所幼兒園，其婚姻穩(wěn)定性會下降0.018 個單位；社區(qū)每增加1 座廟宇/道觀，其婚姻穩(wěn)定性會下降0.027個單位；社區(qū)經(jīng)濟狀況每提高1 個單位，其婚姻穩(wěn)定性會上升0.015 個單位。

社區(qū)特征與個體因素存在跨層調(diào)節(jié)作用：社區(qū)擁有廟宇/道觀數(shù)量與受訪者對父母信任度的交互項對婚姻滿意度具有顯著正向影響，系數(shù)為0.004；社區(qū)擁有家族祠堂數(shù)量與傳統(tǒng)觀念束縛程度的交互項對婚姻滿意度具有正向作用，系數(shù)為0.005；社區(qū)擁有廟宇/道觀數(shù)量與每周與家人吃晚飯次數(shù)的交互項對婚姻滿意度具有顯著正向影響，系數(shù)為0.008；西部地區(qū)受訪者的年齡每增加1 歲，其婚姻穩(wěn)定性會比其他地區(qū)年齡變化幅度相同的受訪者高出0.003 個單位。

最后，對模型結果進行分析。由于含有解釋變量的模型不能夠計算ICC，所以選取功能類似于經(jīng)典回歸方法擬合優(yōu)度R2的方差解釋比例變量對模型結果進行分析，計算方式如公式（13）所示（郭志剛，2006）[31]。

完全模型兩層隨機方差分析結果如表12 所示。根據(jù)表12 以及表6 零模型的相關結果，可計算出完全模型層-1 方差解釋比例為8.9%，完全模型層-2方差解釋比例為18.2%。由此可見，由于研究數(shù)據(jù)為二手數(shù)據(jù)，兩層變量的選取受到了很大限制，致使兩層方差解釋比例較低，尤其是層-1 方差解釋比例，這需要進一步探索以及一手數(shù)據(jù)的有效獲取。

表12 完全模型兩層隨機方差分析結果

七、結論、建議與展望

（一）研究結論

目前，大多數(shù)研究傾向于根據(jù)離婚與否來衡量婚姻穩(wěn)定性，而本文認為婚姻狀態(tài)只是婚姻穩(wěn)定性的重要體現(xiàn)，和諧社會追求的婚姻關系應該是有效率的、幸福的婚姻關系，因此選擇能夠反映當事人對當前婚姻主觀態(tài)度的婚姻滿意度作為婚姻穩(wěn)定性的衡量方式，并構建兩層分層線性模型對婚姻穩(wěn)定性的影響因素進行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，受訪者的婚姻狀況總體表現(xiàn)比較穩(wěn)定，個體因素、社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性均具有顯著影響，同時部分社區(qū)特征與個體因素之間存在跨層調(diào)節(jié)作用。

1.個體因素對婚姻穩(wěn)定性的影響。分層線性模型分析結果顯示，對父母的信任度、傳統(tǒng)觀念束縛程度、網(wǎng)絡交友傾向、男人分擔家務認同度、每周與家人吃晚飯次數(shù)、受教育年限、性別、年齡等個體因素對婚姻穩(wěn)定性的重要作用不容忽視。

（1）對父母的信任度可以穩(wěn)固受訪者的婚姻關系。如果家庭成員排解壓力的渠道不通，便易造成婚姻關系緊張。受訪者對父母的信任度反映了其與上一輩的感情關系情況，對父母的信任程度越高，意味著其與父母的感情關系越好，夫妻之間產(chǎn)生的沖突與矛盾就更易得到傾訴和調(diào)解，使得壓力更易得到釋放，從而對婚姻關系起到穩(wěn)固作用。

（2）受訪者受傳統(tǒng)觀念束縛程度的加深會對其婚姻穩(wěn)定性起到加固作用。受訪者受傳統(tǒng)觀念的束縛程度越深，其婚姻觀念越保守，對一些不平等、不合理的事情的包容程度越高，同時難以改變“從一而終”等傳統(tǒng)思想（徐安琪，2012）[32]，使得一些破壞婚姻穩(wěn)定性的因素失去效力。

（3）受訪者的網(wǎng)絡交友傾向度越高，婚姻關系越脆弱。網(wǎng)絡匿名化、隱秘性的交友模式能夠增加當事人接觸異性的廣度和深度，同時削弱現(xiàn)實世界的輿論監(jiān)督作用，使其婚姻關系更加脆弱。另外，若夫妻一方或雙方沉溺網(wǎng)絡交友，可能就會導致婚姻特有的“投資”行為減少，增加夫妻矛盾。

（4）隨著對男人分擔家務觀點認同度的提高，受訪者的婚姻穩(wěn)定性水平會不斷提高。男女平等思想是現(xiàn)代社會解放婦女、實現(xiàn)男女平權運動的基礎，對男人承擔家務觀點的認同度越高，說明其對男女平等思想的接受度越高，有利于推動夫妻的權利與義務得到更好劃分。同時，夫妻共同參與家務可以加深雙方之間的理解，增加婚姻關系的穩(wěn)固性。

（5）經(jīng)常與家人吃晚飯可以加深家庭成員之間的情感交流，情感交流越有效，夫妻關系越融洽（Xu et al.，2011），從而提高受訪者的婚姻穩(wěn)定性。

（6）受教育年限對婚姻穩(wěn)定性存在正向作用。個體受教育程度的高低與其思想觀念、文化素養(yǎng)、行為舉措關聯(lián)密切，受訪者的受教育程度越高，越容易傾聽對方心聲，也更易找到解決沖突、矛盾的方法，從而提高婚姻穩(wěn)定性。

（7）男性的婚姻穩(wěn)定性比女性高出0.197 個單位。家庭、社會對女性的要求較高，希望已婚女性能夠在家庭中扮演多重角色，在此過程中，相比男性她們需要為家庭付出更多，甚至需要犧牲工作回歸家庭，全職主婦逐漸成為女性的優(yōu)先選擇項。雖然有些女性依舊堅持在工作崗位上，但卻需要花費更多的精力與時間來協(xié)調(diào)家庭與工作之間的矛盾，這是女性婚姻穩(wěn)定性低于男性的一個重要原因。

（8）隨著年齡的增長，受訪者的婚姻穩(wěn)定性不斷下降。受訪者的年齡越大，其閱歷、經(jīng)歷就越豐富，婚姻關系就可能維持的越久，但也更易看到對方的缺點與不足。

2.社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響。分層線性模型分析結果顯示，地理位置、擁有幼兒園的數(shù)量、擁有廟宇/道觀的數(shù)量、社區(qū)經(jīng)濟狀況等社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響作用很明顯。

（1）東北地區(qū)受訪者的婚姻穩(wěn)定性比其他地區(qū)高出了0.125 個單位。東北地區(qū)的婚姻關系一直被認為是不穩(wěn)定的（李雨潼、楊竹，2011；李雨潼，2018），但分層線性模型分析結果卻給出了截然不同的結果，而這并不意味著相互沖突。目前，離婚率是研究東北地區(qū)婚姻穩(wěn)定性的重點因素，而本文所關注的是婚姻滿意度這一指標，這是兩條截然不同的研究路徑，婚姻滿意度的調(diào)查人群是在婚人群，且東北地區(qū)的離婚率高也暗示著婚姻滿意度不高，也就是說在東北地區(qū)婚姻質(zhì)量達不到自身預期的人群更易選擇離婚，導致余下保持婚姻狀態(tài)人群的婚姻穩(wěn)定性會相對更高一些。這符合本文所提到的離婚不一定是一件壞事，努力維持著的婚姻也不一定就具有很高穩(wěn)定性的思想。

（2）社區(qū)擁有幼兒園的數(shù)量增多會造成受訪者的婚姻穩(wěn)定性下降。對此給出的解釋是，幼兒園數(shù)量與幼兒數(shù)量相匹配，幼兒園數(shù)量的增加可能意味著幼兒數(shù)量的增多，父母在幼兒誕生之后需要做大量的調(diào)適工作以適應新角色，且調(diào)適的程度和難度與幼兒數(shù)量成正比（Worthington and Buston，1986），因此幼兒數(shù)量對婚姻穩(wěn)定性可能具有沖擊作用。

（3）社區(qū)擁有廟宇/道觀的數(shù)量對受訪者的婚姻穩(wěn)定性具有消極影響。宗教場所對婚姻穩(wěn)定性的負向作用可能在于，宗教信仰會促使其信仰者的群體目標神圣化，從而增加其對群體利益贊同和獻身的概率。同時，家庭與宗教存在一定的敵對關系（疆生，2012），基于宗教角度的認知必然會導致當事人在宗教事務中投入過多的時間、金錢和精力，造成當前婚姻低效率或無效率。

（4）家庭壓力特別是經(jīng)濟壓力會導致夫妻之間的互動障礙，引發(fā)沖突，削弱婚姻穩(wěn)定性。社區(qū)經(jīng)濟狀況與受訪者的家庭生活水平及家庭經(jīng)濟壓力關系密切，隨著社區(qū)經(jīng)濟狀況的改善，其婚姻穩(wěn)定性會不斷提高。

3.兩層因素之間的調(diào)節(jié)作用。分層線性模型分析結果顯示，社區(qū)擁有廟宇/道觀的數(shù)量對受訪者對父母信任度、每周與家人吃晚飯次數(shù)的作用效果存在調(diào)節(jié)作用，社區(qū)擁有家族祠堂的數(shù)量對傳統(tǒng)觀念束縛程度的作用效果存在調(diào)節(jié)作用，西部地區(qū)對年齡的作用效果存在調(diào)節(jié)作用。具體表現(xiàn)為：（1）受訪者居住社區(qū)擁有廟宇/道觀的數(shù)量在其對父母信任度與婚姻滿意度的正向作用中起到了正向調(diào)節(jié)作用；（2）受訪者居住社區(qū)擁有家族祠堂的數(shù)量促進了其傳統(tǒng)觀念束縛程度對婚姻滿意度的正向作用；（3）受訪者居住社區(qū)擁有廟宇/道觀的數(shù)量對其每周與家人吃晚飯次數(shù)與婚姻滿意度的正向作用起到了正向調(diào)節(jié)作用；（4）西部地區(qū)受訪者的年齡每增加1歲，其婚姻穩(wěn)定性會比其他地區(qū)年齡變化幅度相同的受訪者高出0.003 個單位。

（二）對策建議

根據(jù)前文研究結論，本文從個體因素、社區(qū)特征兩個角度提出相應的對策建議，以增加在婚人群的婚姻穩(wěn)定性。

1.發(fā)揮家庭功能，穩(wěn)固婚姻關系。提升國家衛(wèi)健委人口監(jiān)測和家庭發(fā)展司職能，實施覆蓋生命周期的家庭政策，改善家庭發(fā)展政策環(huán)境，既要全面促進家庭發(fā)展，又要有效提升家庭功能。有關部門要對家庭關系的重要作用進行輿論引導，讓婚姻當事人認識到家庭在穩(wěn)固婚姻關系方面的積極作用，從社會、個人兩個層面共建和諧融洽的家庭氛圍，充分發(fā)揮家庭功能。

2.守好交友底線，加強網(wǎng)絡監(jiān)管。網(wǎng)絡普及是歷史發(fā)展的必然趨勢，不能因為網(wǎng)絡交友會給婚姻關系帶來負面影響就全然抵制，但不抵制網(wǎng)絡并不代表不采取任何防范措施。首先，個人要加強自我約束、守好道德底線，在網(wǎng)絡交友過程中自覺抵制不良信息和誘惑，對自己和家庭負責；其次，政府要高度關注婚姻家庭問題，成立專門機構宣傳主流價值觀，幫助群眾樹立正確婚姻家庭觀（周福林，2014），并加強對不健康網(wǎng)站的監(jiān)管，阻斷不良信息的傳播。

3.推進教育發(fā)展，消除落后觀念。大力推動教育事業(yè)發(fā)展，推動教育管理體制和人才培養(yǎng)模式改革，推進教育公平，實施與學齡人口需求相匹配的教育政策，建立從幼兒園到高中的安全保障體系。同時，健全困難家庭學生自助制度，提供分布合理、宜學宜居的良好教育環(huán)境，不斷提高居民受教育水平。另外，大力宣傳優(yōu)秀文化和先進思想，從源頭根除落后觀念，并阻斷其傳播途徑。

4.消除性別歧視，倡導男女平等。在社會發(fā)展進程中，男女兩性都做出了不可磨滅的貢獻，兩性的價值同等重要。應進一步完善《民法典婚姻家庭編》中關于體現(xiàn)男女平等思想的內(nèi)容，要求男女雙方平等地享有婚姻家庭利益，明確劃分夫妻之間的權利和義務。

5.增加居民收入，提高社會福利。有關部門要因地制宜地采取措施增加居民收入，建立健全工資正常增長和支付保障制度。為就業(yè)人群提供就業(yè)培訓，為創(chuàng)業(yè)人群提供低息創(chuàng)業(yè)貸款，提高就業(yè)率。推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，提供更多工作崗位，制造更大經(jīng)濟效益。充分發(fā)揮社會保障的“穩(wěn)定器”功能，完善以醫(yī)療、工傷、養(yǎng)老、失業(yè)、生育五項社會保險和低保為主的制度，涵蓋機關事業(yè)單位、城鎮(zhèn)職工、城市居民等的多層次社會保障體系，緩解在婚人群的生活壓力。

（三）研究不足與展望

首先，盡管本文將地理位置、基礎設施、人口特征、訪員評價等社區(qū)特征對婚姻穩(wěn)定性的影響納入到分層線性模型中進行了分析，但婚姻穩(wěn)定性在社區(qū)間存在的差異還有很大一部分沒有得到解釋，后續(xù)可通過獲取更多數(shù)據(jù)研究對婚姻穩(wěn)定性具有影響的社區(qū)特征。其次，本文屬于基于截面數(shù)據(jù)的研究，無法對受訪者婚姻穩(wěn)定性的動態(tài)變化進行分析，而在中國經(jīng)濟、社會、文化等飛速發(fā)展的背景下，對婚姻穩(wěn)定性進行動態(tài)分析很有必要，后續(xù)可對此進行研究。

注釋：

①來自http://www.npc.gov.cn/npc/c30834/202006/75ba6483b8344591abd07917e1d25cc8.shtml。

②由于分層線性模型相較于經(jīng)典回歸模型其對于層際運算的要求更高，因此本文認為P 值低于0.10 的社區(qū)特征都是顯著的。