彭大松，劉 越

（南京郵電大學(xué) 人口研究院，江蘇 南京 210042）

一、問(wèn)題的提出

人口流動(dòng)有助于降低貧困和推動(dòng)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。［1-2］但人口流動(dòng)也給社會(huì)發(fā)展帶來(lái)一些負(fù)面影響，例如人口流動(dòng)造成了親子分離、夫妻分居和家庭生活碎片化，一定程度上降低了流動(dòng)人口的家庭福祉。根據(jù)國(guó)家民政部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我國(guó)的離婚率從1985年的0.55‰上升到2016年的3.0‰，離婚人數(shù)也從1985年的45.79萬(wàn)對(duì)增加到2017年的437.4萬(wàn)對(duì)，30年間升高了9.55倍，這其中有相當(dāng)數(shù)量的離婚對(duì)象屬于流動(dòng)人口群體。

雖然目前尚沒(méi)有權(quán)威部門(mén)發(fā)布流動(dòng)人口離婚率的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)，但學(xué)者們對(duì)人口流動(dòng)造成的婚姻穩(wěn)定性下降問(wèn)題已經(jīng)有了較多的研究并形成了基本共識(shí)，即認(rèn)為人口流動(dòng)對(duì)婚姻穩(wěn)定性有顯著的負(fù)向影響。［3-8］早在1978年，經(jīng)濟(jì)學(xué)家Mincer就從婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)視角研究了工作遷移對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工割裂了家庭生活，顯著地提高了離婚率。［3］Lehrer從婚姻市場(chǎng)和再婚成本視角對(duì)流動(dòng)造成的婚姻穩(wěn)定下降問(wèn)題進(jìn)行了解釋，他認(rèn)為城市人口聚集，有較好的再婚市場(chǎng)，再婚成本下降，從而降低了流動(dòng)人口的婚姻穩(wěn)定性。［4］Glenn等人則認(rèn)為流動(dòng)導(dǎo)致個(gè)人生活場(chǎng)景發(fā)生了變化，弱化了成員間的規(guī)范和共識(shí)，形成了匿名性和非人格化的人際交往，進(jìn)而大大降低了婚姻的穩(wěn)定性。［9-10］曼瑟、汪國(guó)華認(rèn)為人口流動(dòng)導(dǎo)致了家庭生活分離，家庭對(duì)個(gè)體的約束力下降，從而間接地助推了離婚率。［11-12］Frank&Wildsmith認(rèn)為人口流動(dòng)導(dǎo)致夫妻分居，進(jìn)而婚姻收益和情感交流減少，維系婚姻的情感紐帶松散，最終會(huì)導(dǎo)致婚姻解體。［13］杜鳳蓮認(rèn)為流動(dòng)使得婚姻喪失了規(guī)模經(jīng)濟(jì)和家庭公共產(chǎn)品收益，打破了婚姻配對(duì)的效應(yīng)均衡，從而導(dǎo)致婚姻穩(wěn)定性降低。［5］

綜上，現(xiàn)有研究主要集中于流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響因素及其理論解釋方面，而缺乏對(duì)流動(dòng)人口離婚模式的深入探討。本文擬以2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查江蘇省數(shù)據(jù)，運(yùn)用事件史分析方法（Event History Analysis）分析流動(dòng)人口的離婚模式及其影響因素，比較不同代際流動(dòng)人口離婚模式的差異性并討論差異化離婚模式產(chǎn)生的原因。

二、離婚模式及其理論解釋

離婚模式是指隨著時(shí)間的推移離婚風(fēng)險(xiǎn)的變化趨勢(shì)。它表現(xiàn)于兩個(gè)方面:一是離婚風(fēng)險(xiǎn)隨時(shí)間變化的快慢；二是離婚風(fēng)險(xiǎn)“峰值”爆發(fā)的時(shí)間先后。中外學(xué)者對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了大量的研究，認(rèn)為婚姻持續(xù)時(shí)間與離婚風(fēng)險(xiǎn)之間呈現(xiàn)出“倒U型”特征，即隨著時(shí)間的推移，離婚風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)歷了從低風(fēng)險(xiǎn)、高風(fēng)險(xiǎn)，再回歸到低風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)階段，形成了“倒U型”的離婚風(fēng)險(xiǎn)曲線。［14-15］“倒U型”離婚風(fēng)險(xiǎn)模式在許多經(jīng)驗(yàn)研究中都得到了證實(shí)。［15-16］

根據(jù)已有研究，將“倒U型”離婚風(fēng)險(xiǎn)模式的理論解釋歸為兩大理論視角，即生命周期理論視角和婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)理論視角。生命周期理論認(rèn)為，人生的每個(gè)階段個(gè)體所扮演的角色在不斷發(fā)生變化，個(gè)體的責(zé)任也不盡相同。以婚姻為例，結(jié)婚初期屬于“蜜月期”，個(gè)體所扮演的角色和承擔(dān)的任務(wù)相對(duì)單一。因此，這一階段的離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。但隨著孩子的出生，單一的配偶關(guān)系被打破，個(gè)體除了承擔(dān)配偶責(zé)任外還需要扮演父親或母親的角色，使得原先單一的角色和目標(biāo)任務(wù)變得多元化和復(fù)雜化。［17］因此，一些學(xué)者認(rèn)為孩子出生以后，夫妻雙方在撫養(yǎng)孩子上耗費(fèi)了大量的時(shí)間和精力，導(dǎo)致婚姻質(zhì)量不斷下降，離婚風(fēng)險(xiǎn)上升。［18］不過(guò)，隨著夫妻雙方對(duì)新角色的適應(yīng)和家庭分工的調(diào)整，離婚風(fēng)險(xiǎn)開(kāi)始出現(xiàn)下降趨勢(shì)。此后，隨著孩子的長(zhǎng)大、獨(dú)立，用于撫育孩子的時(shí)間也會(huì)大大減少，婚姻質(zhì)量回升，進(jìn)一步降低了離婚風(fēng)險(xiǎn)。因此，離婚風(fēng)險(xiǎn)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)與家庭生命周期理論很好地吻合起來(lái)。不過(guò)，一些學(xué)者認(rèn)為在解釋離婚風(fēng)險(xiǎn)中，將“子女因素”視為婚姻的障礙并不完全符合事實(shí)。貝克爾等人認(rèn)為子女是愛(ài)情的結(jié)晶，是婚姻的一項(xiàng)重要投資，子女的降生不僅不會(huì)使得夫妻關(guān)系變差，反而會(huì)增強(qiáng)夫妻的情感聯(lián)系。［19］國(guó)內(nèi)也有一些經(jīng)驗(yàn)研究支持了該結(jié)論，即認(rèn)為婚后生育子女有助于婚姻穩(wěn)定。［8］［16］

還有一些學(xué)者從婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)出發(fā)為“倒U型”離婚模式提供了新的解釋?；橐鼋?jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為婚姻就像一項(xiàng)投資，一旦婚姻解體就會(huì)面臨“投資”損失。度過(guò)婚姻蜜月期后，婚姻的激情開(kāi)始消退，取而代之的是生活中的各種沖突，進(jìn)而導(dǎo)致婚姻質(zhì)量下降，離婚風(fēng)險(xiǎn)上升。［20］不過(guò)，離婚風(fēng)險(xiǎn)上升并不會(huì)一直持續(xù)下去，而隨著時(shí)間的進(jìn)一步后推，離婚風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)而逐漸下降。導(dǎo)致離婚風(fēng)險(xiǎn)下降有兩個(gè)方面的原因:一是從婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)上來(lái)理解，婚姻持續(xù)的時(shí)間越長(zhǎng)，夫妻雙方在婚姻中的投入就越高，離婚導(dǎo)致的婚姻“沉沒(méi)成本”的損失也越大，從而結(jié)婚時(shí)間越久，離婚風(fēng)險(xiǎn)越小。［19］［21］二是隨著年齡的增長(zhǎng)，平行再婚或向上再婚的可能性相對(duì)較低。尤其對(duì)于女性而言，隨著年齡的增長(zhǎng)，向上再婚的可能性相對(duì)更低。［22］出于離婚成本和后果的考慮，大多數(shù)人最終會(huì)做出不離婚的決策。

除了上述兩個(gè)廣為人知的理論視角之外，還有學(xué)者從總體異質(zhì)性視角為離婚風(fēng)險(xiǎn)的“倒U型”關(guān)系提供解釋。Vaupel&Yashin從統(tǒng)計(jì)總體和異質(zhì)性視角指出，研究對(duì)象的異質(zhì)性可能會(huì)導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)結(jié)論的偏差。［23］以離婚風(fēng)險(xiǎn)為例，最終走向婚姻解體的人畢竟是少數(shù)，多數(shù)人則不會(huì)經(jīng)歷離婚事件。假如研究總體可以事先分為最終會(huì)離婚的子總體和最終不離婚的子總體，二者離婚風(fēng)險(xiǎn)變動(dòng)可能存在較大的差異。因?yàn)殡S著時(shí)間的推移，穩(wěn)定的婚姻會(huì)持續(xù)到最后，而不穩(wěn)定的婚姻則陸續(xù)解體，表現(xiàn)在整體曲線形態(tài)上，則呈現(xiàn)出“倒U型”特征。許琪利用中國(guó)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了Vaupel的總體異質(zhì)性理論，并證實(shí)了不離婚樣本的離婚風(fēng)險(xiǎn)模式經(jīng)歷了先升后降的倒U型過(guò)程，而離婚樣本的離婚模式則呈現(xiàn)出線性遞增特征。［16］雖然總體異質(zhì)性理論為理解離婚風(fēng)險(xiǎn)的“倒U型”關(guān)系提供了新的思路，但該解釋尚缺乏理論上的支撐。目前尚沒(méi)有足夠的證據(jù)來(lái)證明有些人天生就比其他人更具有離婚傾向。如果僅僅根據(jù)離婚結(jié)果來(lái)證明群體具有異質(zhì)性，也難以讓人信服。

本文基于現(xiàn)有理論和經(jīng)驗(yàn)研究，通過(guò)定量分析嘗試對(duì)如下問(wèn)題做出回答:流動(dòng)人口的離婚模式是否也具有“倒U型”特征？流動(dòng)人口的離婚模式是否存在代際差異？哪些因素會(huì)影響到流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)？

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查江蘇省數(shù)據(jù)和“江蘇省流動(dòng)人口發(fā)展研究”課題組收集的補(bǔ)充調(diào)查數(shù)據(jù)。全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法，針對(duì)2016年在本地居住1個(gè)月以上且年齡在15歲以上的非本地居民開(kāi)展調(diào)查。江蘇省流動(dòng)人口發(fā)展研究課題組收集的數(shù)據(jù)是在全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查問(wèn)卷的基礎(chǔ)上，根據(jù)研究需要設(shè)計(jì)了補(bǔ)充調(diào)查問(wèn)卷，附于全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查問(wèn)卷之后，一并開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查，設(shè)計(jì)調(diào)查樣本4 000份，覆蓋江蘇省13個(gè)城市。附加問(wèn)卷中設(shè)計(jì)了詳細(xì)的婚姻史及發(fā)生婚姻事件的詳細(xì)時(shí)間問(wèn)題，為本文的婚姻穩(wěn)定性的測(cè)量提供了重要基礎(chǔ)。江蘇省是我國(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，也是人口流入大省，流動(dòng)人口數(shù)量龐大。選擇江蘇省流動(dòng)人口數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)人口婚姻穩(wěn)定性基本特征和變動(dòng)趨勢(shì)都有較好的代表性。

（二）變量

1.因變量:離婚風(fēng)險(xiǎn)

本文借助事件史分析（Event History Analysis）技術(shù)，以婚姻狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率來(lái)定義婚姻風(fēng)險(xiǎn)。與傳統(tǒng)定義離婚風(fēng)險(xiǎn)不同，事件史分析（EHA）既考慮個(gè)案以往的婚姻狀態(tài)變動(dòng)，也考慮目前尚未發(fā)生婚姻狀態(tài)變動(dòng)的個(gè)案，保留了更多的樣本信息。在具體操作時(shí)，需要做三個(gè)方面工作:一是定義“特定事件”（Event）。在本文，感興趣的“特定事件”是離婚。為了便于Stata識(shí)別數(shù)據(jù)，將“特定事件”（本文指離婚事件）的發(fā)生定義為“1”，未發(fā)生定義為“0”。二是定義風(fēng)險(xiǎn)集。風(fēng)險(xiǎn)集顧名思義就是個(gè)體所處的某種婚姻狀態(tài)朝向另外一種可能婚姻狀態(tài)轉(zhuǎn)變的所有個(gè)案集合。以離婚風(fēng)險(xiǎn)來(lái)說(shuō)，目前已婚、離婚、有離婚經(jīng)歷的個(gè)案，從其初婚開(kāi)始都應(yīng)包括在風(fēng)險(xiǎn)集之中。三是定義風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間。本文將個(gè)體初婚時(shí)間定義為風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)入時(shí)間，風(fēng)險(xiǎn)退出時(shí)間一般為離婚發(fā)生的時(shí)間①因?yàn)閿?shù)據(jù)可獲得性以及其他原因考慮，本文只對(duì)初婚離婚風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析，而不對(duì)個(gè)體的多次婚姻狀態(tài)轉(zhuǎn)變進(jìn)行分析。因此，嚴(yán)格來(lái)說(shuō)本文分析的是初次離婚風(fēng)險(xiǎn)模式。。兩者的時(shí)間差就是離婚風(fēng)險(xiǎn)存續(xù)時(shí)間。對(duì)于那些在觀測(cè)時(shí)間段仍未發(fā)生婚姻事件的個(gè)體，則以調(diào)查時(shí)點(diǎn)來(lái)定義婚姻存續(xù)時(shí)間。在觀察期結(jié)束時(shí)，尚未發(fā)生“特定事件”，至少表明風(fēng)險(xiǎn)存續(xù)時(shí)間大于觀察期結(jié)束時(shí)點(diǎn)的時(shí)間。

2.自變量

根據(jù)婚姻解體相關(guān)理論和國(guó)內(nèi)外經(jīng)驗(yàn)研究成果，本文對(duì)影響離婚風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)變量進(jìn)行定義和操作化處理。

（1）期群（Cohort）

本文按照時(shí)間的順序?qū)ⅰ俺趸槠谌骸狈譃?980年前初婚、1980-1989年初婚、1990-1999年初婚、2000-2009年和2010-2017年初婚五個(gè)人口隊(duì)列。1980年前受傳統(tǒng)觀念的影響較大，離婚水平相對(duì)較低，尤其是農(nóng)村地區(qū)的離婚率更低。進(jìn)入1980年以后，婚姻法的“無(wú)過(guò)失離婚”條款的修改、社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)開(kāi)放度的增加都使得1980年以后的離婚比例上升較快。其中，1980-1989年是改革開(kāi)放初期階段，城市居民最先受到現(xiàn)代化思潮的影響，而農(nóng)村居民的思想觀念仍趨于保守。1990-1999年是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要階段，不僅極大地促進(jìn)了國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，也對(duì)家庭私人生活領(lǐng)域帶來(lái)了強(qiáng)烈的沖擊。農(nóng)村的私人生活領(lǐng)域也出現(xiàn)了個(gè)體化趨勢(shì)。［24］2000-2017年，中國(guó)社會(huì)進(jìn)入了全球化階段，與西方國(guó)家的交流和合作增多，傳統(tǒng)婚姻觀念的約束力進(jìn)一步下降。出于比較需要，將這一時(shí)期分為兩個(gè)階段，即2000-2009年和2010-2017年。

（2）流動(dòng)特征

婚后共同流動(dòng)。以往研究也涉及“夫妻婚后流動(dòng)”對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響。在截面數(shù)據(jù)中，如果沒(méi)有回溯性調(diào)查作為輔助，很難對(duì)“婚后流動(dòng)”進(jìn)行準(zhǔn)確測(cè)量。多數(shù)研究以調(diào)查時(shí)點(diǎn)“夫妻雙方是否一起流動(dòng)”作為代理變量來(lái)測(cè)度“婚后流動(dòng)”，顯然這一“代理變量”與“婚后流動(dòng)”并不完全一致。江蘇省流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)補(bǔ)充調(diào)查問(wèn)卷中有詳細(xì)的初婚后的流動(dòng)經(jīng)歷、流動(dòng)終止時(shí)間等相關(guān)“回溯性”問(wèn)項(xiàng)，可以準(zhǔn)確地測(cè)度“婚后流動(dòng)狀態(tài)”對(duì)初婚風(fēng)險(xiǎn)的影響。初婚后共同流動(dòng)編碼為1，初婚后未共同流動(dòng)編碼為0，處理時(shí)做分類變量使用。

流動(dòng)家庭類型。根據(jù)流動(dòng)家庭成員之間的關(guān)系，將流動(dòng)家庭類型劃分為夫妻型流動(dòng)、父子型流動(dòng)、核心型流動(dòng)和其他類型流動(dòng)四個(gè)類別。其中，夫妻型流動(dòng)是指流動(dòng)家庭中只有夫妻關(guān)系，而不包括其他類型的關(guān)系。父子型流動(dòng)僅包括父子、父女、母子、母女等幾種縱向關(guān)系之一。核心型流動(dòng)是指包括父母和子女共同組成的核心家庭關(guān)系的流動(dòng)家庭。

流動(dòng)距離。已有研究主要從行政區(qū)域劃分的角度，將流動(dòng)范圍劃分為“跨縣”“跨市”“跨省”等幾個(gè)類別。由于文化具有地緣接近性特征，行政區(qū)劃往往難以真正測(cè)度出文化差異。例如，徐州與宿州雖然分屬不同的省份，卻因地緣接近性而有文化趨同性，蘇州和徐州雖然屬同一省份，但文化差異卻非常大。因此，為了避免這種問(wèn)題，本文改用流動(dòng)的空間距離來(lái)測(cè)度。具體而言，根據(jù)流動(dòng)者流動(dòng)地和流入地具體地點(diǎn)，通過(guò)Stata軟件導(dǎo)入經(jīng)緯度、百度地圖等基礎(chǔ)信息，然后計(jì)算實(shí)際流動(dòng)的空間距離。為了增加系數(shù)的可讀性，將數(shù)據(jù)除以100，以“百公里”為單位，在數(shù)據(jù)處理中做連續(xù)變量使用。與傳統(tǒng)方法相比，采用實(shí)際空間距離測(cè)量流動(dòng)范圍的遠(yuǎn)近有兩點(diǎn)優(yōu)勢(shì):一是采用地理空間距離更能反映流動(dòng)地和流入地之間的地域文化差異性；二是地理空間距離做連續(xù)變量使用，信息利用更充分。

婚后是否有孩子。根據(jù)初婚時(shí)間、離婚時(shí)間、孩子出生時(shí)間來(lái)確定孩子是否屬于“初婚后，離婚前”出生。在分析時(shí)，“是否有孩子”做分類變量處理。此外，在流動(dòng)特征中，我們還納入了累計(jì)“流動(dòng)時(shí)間”變量，以年為單位，在分析中做連續(xù)變量使用。

（3）婚姻匹配特征

“門(mén)當(dāng)戶對(duì)”的婚姻更持久的觀點(diǎn)已經(jīng)被廣泛證實(shí)。本文選擇了初婚匹配的“年齡差”和“教育程度差”兩個(gè)常用變量來(lái)測(cè)量初婚匹配程度，以此來(lái)評(píng)估婚姻匹配是否影響到流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)。年齡差是指初婚配偶結(jié)婚時(shí)雙方的年齡差值，差值越大，婚齡匹配的異質(zhì)性越差，數(shù)據(jù)處理時(shí)做連續(xù)變量使用。教育差是指初婚夫婦雙方受教育年數(shù)的差值，教育差異越大，說(shuō)明雙方的教育資本匹配度越差。教育差異在處理時(shí)做連續(xù)變量使用。

除了上述變量外，我們還在分析中納入了相應(yīng)的人口學(xué)變量。性別（女性=0）、民族（少數(shù)民族=0）、戶籍（農(nóng)村戶籍=0）、受教育程度、月均收入。其中，受教育程度用接受教育的年數(shù)來(lái)衡量，代表了個(gè)人的文化資本的高低。月均收入采用對(duì)數(shù)形式，月均收入衡量了個(gè)人的經(jīng)濟(jì)資本。以往研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)資本、文化資本都在一定程度上影響到個(gè)人的婚姻穩(wěn)定性。

（三）分析方法

本文采用Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型進(jìn)行定量分析。Cox風(fēng)險(xiǎn)模型的一般形式可設(shè)定如下:

對(duì)該方程進(jìn)行簡(jiǎn)單變換，就可以成為我們常見(jiàn)的線性函數(shù)形式。通過(guò)對(duì)（1）式兩邊取對(duì)數(shù)后，變成如下形式:

其中，H(tij)是風(fēng)險(xiǎn)值，H0(tj)是基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)。因此，（2）式左側(cè)表示的是風(fēng)險(xiǎn)比，右側(cè)是常規(guī)線性方程。其系數(shù)表示預(yù)測(cè)值變化一個(gè)單位對(duì)log風(fēng)險(xiǎn)變化的影響。

四、結(jié)果與分析

（一）樣本特征與變量分布

流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)補(bǔ)充調(diào)查樣本數(shù)為4 000份，由于部分問(wèn)卷信息缺損，最終進(jìn)入數(shù)據(jù)庫(kù)的樣本數(shù)量為3 167。其中，刪除未婚538人、初婚喪偶個(gè)案4人、未婚同居16人，適合分析的樣本數(shù)為2 609（見(jiàn)表1）。從表中數(shù)據(jù)可知，1980年以前、1980-1989年、1990-1999年、2000-2009年和2010-2017年初婚的樣本占比分別為2%、11%、24%、28%、34%。流動(dòng)人口平均受教育年數(shù)為10.04年，80%以上的流動(dòng)人口完成了義務(wù)階段教育。初婚配偶的年齡差為2.69歲，初婚配偶教育匹配差異僅為1.65年，這說(shuō)明流動(dòng)人口初婚配偶匹配差異相對(duì)較小?；楹蠓蚱抟黄鹆鲃?dòng)的比例為75.0%，流動(dòng)比例相對(duì)較高。在家庭化流動(dòng)過(guò)程中，以核心家庭流動(dòng)為主。流動(dòng)人口中92.0%的人婚后生育子女，67%的流動(dòng)人口攜未成年子女流動(dòng)。經(jīng)比較，分析樣本的變量分布特征與2017年江蘇省流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查的全部樣本統(tǒng)計(jì)的變量分布基本一致。

表1 分析樣本的變量分布特征

（二）流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的描述性分析

表2是事件史數(shù)據(jù)的描述性分析結(jié)果。表中信息顯示，平均風(fēng)險(xiǎn)歷時(shí)為14.13年，最小歷險(xiǎn)時(shí)間為0.167年，中位歷險(xiǎn)時(shí)間為11.58年。風(fēng)險(xiǎn)期內(nèi)經(jīng)歷過(guò)“離婚事件”的個(gè)案數(shù)量為108人，平均風(fēng)險(xiǎn)率為4.08%。

圖1是流動(dòng)人口婚姻持續(xù)時(shí)間與離婚風(fēng)險(xiǎn)變化之間的關(guān)系。從圖中可以看出，流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)歷兩次高峰期。第一次高峰大約出現(xiàn)在初婚后6-7年左右。隨著婚姻持續(xù)時(shí)間后推，流動(dòng)人口經(jīng)歷了第二次離婚高峰，峰值時(shí)間大約為婚后25-30年。究竟是什么原因造成了流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式呈現(xiàn)出雙峰特征？筆者認(rèn)為可能與不同代際流動(dòng)人口離婚模式不同有關(guān)。因?yàn)槿绻煌H流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)大小以及高離婚風(fēng)險(xiǎn)到達(dá)的時(shí)間不同，有可能導(dǎo)致他們的離婚在不同的兩個(gè)時(shí)段爆發(fā)出來(lái)，從而可能會(huì)形成雙峰結(jié)構(gòu)。為了檢驗(yàn)這一推斷，筆者將不同初婚年代的流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)變化趨勢(shì)進(jìn)行比較（見(jiàn)圖2）。

從圖2可以看到，流動(dòng)人口初婚所處的年代不同，其離婚風(fēng)險(xiǎn)模式的確存在著較大的差異。具體來(lái)說(shuō):1980年以前結(jié)婚的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低且很穩(wěn)定，未出現(xiàn)明顯的峰值；1980-1989年和1990-1999年兩個(gè)初婚時(shí)段的流動(dòng)人口離婚模式大致相似。在初婚后的最初10年內(nèi)離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低且很平穩(wěn)，但此后離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，離婚風(fēng)險(xiǎn)峰值也逐漸升高。與其他時(shí)期的風(fēng)險(xiǎn)不同，這兩個(gè)時(shí)期的離婚風(fēng)險(xiǎn)具有時(shí)間滯后性特征。可能正是因?yàn)檫@個(gè)原因，使得流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)在總體上呈現(xiàn)出雙峰特征。關(guān)于這一風(fēng)險(xiǎn)變化的具體原因留待下文探討；初婚時(shí)間在2000年以后的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式大致相似，即隨著時(shí)間的推移，離婚風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)歷了“風(fēng)險(xiǎn)上升-達(dá)到峰值-風(fēng)險(xiǎn)下降”的倒U型過(guò)程。所不同的是，2000-2009年初婚的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)到達(dá)峰值的時(shí)間大約為初婚后7-8年，而2010-2017年初婚的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)峰值到達(dá)的時(shí)間則提前到3-4年且峰值大小要高于前者。這說(shuō)明年輕一代流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)在進(jìn)一步加大且具有“閃婚閃離”的特征。

表2 流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模型描述性分析

圖1 流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)變化趨勢(shì)（全部樣本）

圖2 不同代際流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式比較

（三）流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型分析

表3是常規(guī)Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模式和分層Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型的分析結(jié)果。在常規(guī)分析模型中，“初婚期群”作為自變量納入分析，即假設(shè)離婚風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)的形狀在不同“初婚期群”之間基本相同，只是離婚風(fēng)險(xiǎn)值及到達(dá)的時(shí)間不同。而分層Cox模型將“初婚期群”變量作為分層變量納入分析。分層Cox模型假定不同“初婚期群”的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式存在差異。不過(guò)，在Cox分層模型中，“初婚期群”同時(shí)作為分層變量和自變量納入模型時(shí)，回歸結(jié)果中“初婚期群”的回歸系數(shù)不再出現(xiàn)在估計(jì)值中。從表3中兩個(gè)模型系數(shù)比較來(lái)看，將“初婚期群”作為分層變量納入后，模型2的部分系數(shù)大小發(fā)生了一些改變，但最終結(jié)論基本相同。

（四）研究發(fā)現(xiàn)與結(jié)果解釋

1.流動(dòng)人口離婚模式的代際差異

在描述性分析中，我們了解到不同“初婚期群”的流動(dòng)人口離婚模式存較大的差異性。Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型估計(jì)進(jìn)一步證實(shí)了這種差異（見(jiàn)表3）。從估計(jì)的結(jié)果來(lái)看，隨著“初婚年代”的推移離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)，年輕一代的離婚風(fēng)險(xiǎn)率更高。與1980年前初婚的流動(dòng)人口相比，1980-1989年初婚隊(duì)列的離婚風(fēng)險(xiǎn)率上升了2.9倍①計(jì)算公式:exp（1.36）-1=2.90，以下同。，1990-1999年初婚隊(duì)列的離婚風(fēng)險(xiǎn)率上升了26.94倍，2000-2009年初婚的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)率上升了29.88倍，2010-2017年初婚的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)率上升了85.49倍。在控制相關(guān)因素影響后，流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)率的差異可能與社會(huì)變遷背景有關(guān)。隨著社會(huì)發(fā)展和社會(huì)開(kāi)放度的進(jìn)一步增加，人們對(duì)離婚的態(tài)度以及對(duì)離婚者的包容性都更加開(kāi)放。因此，離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)“代際”上升趨勢(shì)并不難理解。但值得注意的是，初婚時(shí)間為1980年到1999年的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)“峰值”達(dá)到的時(shí)間明顯滯后。它既不同于1980年前初婚流動(dòng)人口的“平穩(wěn)離婚”模式，也不同于2000年后初婚流動(dòng)人口的“閃婚閃離”模式。筆者推測(cè)，這種特定的離婚模式可能與這部分群體先后受到“傳統(tǒng)”與“現(xiàn)代”兩種思潮的影響有關(guān)?，F(xiàn)代化過(guò)程是傳統(tǒng)觀念的影響逐漸減弱，現(xiàn)代觀念的影響慢慢增強(qiáng)的過(guò)程。［25］那些在社會(huì)轉(zhuǎn)型階段完成社會(huì)化的人口隊(duì)列，將不可避免地受到兩種截然不同思想觀念的影響。1980是一個(gè)標(biāo)志性年份，是改革開(kāi)放和社會(huì)轉(zhuǎn)型的分水嶺。我們有理由相信在1980年前完成社會(huì)化的一代人受傳統(tǒng)思想的影響要更大，受現(xiàn)代觀念的影響相對(duì)較小，但隨著時(shí)間的后推，越靠近1980年出生的人其接受現(xiàn)代觀念的可能性也越大。據(jù)此我們推測(cè)跨越1980年完成社會(huì)化的一代人因受傳統(tǒng)和現(xiàn)代兩種觀念的影響在婚姻上表現(xiàn)出兩面性。在擇偶階段和初婚前期可能更偏于傳統(tǒng)觀念，因而在初婚的前一階段，離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。但隨著時(shí)間的推移，尤其是外出務(wù)工，在城市接觸到新的婚姻觀念，逐漸改變了個(gè)人對(duì)傳統(tǒng)婚姻的認(rèn)同，從而降低了婚姻穩(wěn)定性。

為了檢驗(yàn)這種推斷，筆者按照被訪者出生年代，重新將受訪者劃分為三個(gè)出生隊(duì)列，即1960年前出生、1961-1980年出生、1981年后出生。1960年前出生的人口隊(duì)列其社會(huì)化和初婚時(shí)間基本都在1980年前完成，因此這部分群體受傳統(tǒng)觀念的影響更大，雖然后期也接觸現(xiàn)代觀念，但難以形成對(duì)傳統(tǒng)婚姻觀的顛覆性改變。1961-1980年間出生的人口隊(duì)列中，多數(shù)人社會(huì)化跨越了1980年，因此他們先后受到傳統(tǒng)和現(xiàn)代兩種思想觀念的影響，從而在初婚、離婚行為上具有兩面性特征。1981年以后出生的人其社會(huì)化基本是在社會(huì)開(kāi)放度日益增加的環(huán)境里完成的，傳統(tǒng)觀念對(duì)他們的影響很小。

在劃分出生人口隊(duì)列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步比較三個(gè)出生隊(duì)列離婚風(fēng)險(xiǎn)模式的差異性（見(jiàn)圖3）。1960年前出生的流動(dòng)人口其離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低，曲線較平坦，印證了現(xiàn)代婚姻觀對(duì)1960年前出生隊(duì)列影響較小的推斷。類似地，1980年以后出生的隊(duì)列，因受傳統(tǒng)觀念的影響較小，受現(xiàn)代觀念的影響較大，他們離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)出“閃婚閃離”的特征。而1961-1980年間出生的隊(duì)列在婚姻上表現(xiàn)出兩面性特征，在擇偶和締結(jié)婚姻階段可能更多地受到傳統(tǒng)觀念的影響，在初婚第一階段離婚風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。但隨著他們接觸城市，不斷習(xí)得新的婚姻觀念，慢慢改變對(duì)傳統(tǒng)婚姻的看法，從而降低了婚姻穩(wěn)定性。因此，該隊(duì)列在初婚的中后期，離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)出增加趨勢(shì)。這一過(guò)程較好地吻合了圖2的分析結(jié)果?？傊@里的圖形分析間接地證實(shí)了不同代際流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)模式存在著差異性，同時(shí)也較好地解釋了流動(dòng)人口離婚模式呈現(xiàn)雙峰結(jié)構(gòu)特征的原因。

表3 流動(dòng)人口婚姻穩(wěn)定性決定因素的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型估計(jì)結(jié)果

2.婚后共同流動(dòng)與離婚風(fēng)險(xiǎn)

模型2的估計(jì)結(jié)果顯示，初婚后與配偶一起流動(dòng)能顯著地降低離婚風(fēng)險(xiǎn)。在控制其他變量的情況下，回答“婚后共同流動(dòng)”的被訪者比回答“婚后未共同流動(dòng)”的被訪者的離婚風(fēng)險(xiǎn)率平均下降51.81%①計(jì)算公式:（exp（-0.73）-1）×100%=-51.81%。。這一結(jié)論與多項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)是一致的。［8］［26-27］

為了進(jìn)一步分析“婚后共同流動(dòng)”對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響在不同初婚隊(duì)列中是否存在差異，筆者將Cox模型分析得出的離婚風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)值隨婚姻持續(xù)時(shí)間的變化趨勢(shì)進(jìn)行代際比較（見(jiàn)圖4）。

圖3 不同出生隊(duì)列的流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式比較

圖4 婚后共同流動(dòng)對(duì)不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響

從圖4中可以看出，隨著初婚時(shí)間的后推，夫妻“婚后共同流動(dòng)”對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響不斷增加。相比而言，2010-2017年初婚隊(duì)列所對(duì)應(yīng)的直線不僅斜率比其他四條線大得多，而且直線的起點(diǎn)和終點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)值也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他隊(duì)列。這說(shuō)明對(duì)2010-2017年初婚的流動(dòng)人口而言，婚后“共同流動(dòng)”對(duì)其離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響要比此前的流動(dòng)人口隊(duì)列大得多，即“共同流動(dòng)”能更顯著地抑制離婚率上升。同時(shí)，我們也注意到，即便2010-2017年初婚的流動(dòng)人口遵循婚后夫婦共同流動(dòng)，其離婚風(fēng)險(xiǎn)也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他四個(gè)隊(duì)列。這說(shuō)明流動(dòng)人口的整體離婚水平隨著代際更替呈現(xiàn)出不斷上升趨勢(shì)。［7］［26-27］

3.孩子因素、流動(dòng)類型與離婚風(fēng)險(xiǎn)

模型2的估計(jì)結(jié)果顯示，婚后生育孩子能顯著降低流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)。具體來(lái)說(shuō)，與婚后沒(méi)有孩子的流動(dòng)人口相比，婚后有孩子流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)率平均下降85.63%。這說(shuō)明在中國(guó)人的婚姻中“孩子因素”是婚姻的“粘合劑”而不是“拖油瓶”，對(duì)流動(dòng)人口的婚姻也同樣適用。圖5顯示了“孩子因素”對(duì)不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)影響的代際差異②由于1980年前初婚的隊(duì)列人口在初婚后都有孩子，故該隊(duì)列未顯示于圖中。。從圖中可以看到，婚后有孩子對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用呈現(xiàn)出“代際增強(qiáng)”趨勢(shì)，尤其是在2000-2009年、2010-2017年初婚的流動(dòng)人口隊(duì)列中，“婚后有孩子”對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用尤為突出。這說(shuō)明隨著時(shí)代變遷，“孩子因素”在婚姻穩(wěn)定中的促進(jìn)作用不是在減弱，而是在不斷加強(qiáng)。

此外，模型2的估計(jì)結(jié)果顯示夫妻型流動(dòng)和核心型流動(dòng)能顯著地降低流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)。與獨(dú)自流動(dòng)或其他類型流動(dòng)相比，夫妻型流動(dòng)能降低94.16%的離婚風(fēng)險(xiǎn)，而核心型流動(dòng)能降低97.81%的離婚風(fēng)險(xiǎn)。這說(shuō)明流動(dòng)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)流動(dòng)者的離婚風(fēng)險(xiǎn)也有較大的影響，尤其是核心型家庭流動(dòng)對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用更顯著。圖6以核心型流動(dòng)家庭為例，比較了流動(dòng)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響。從圖中可以看出，1989年前初婚的兩個(gè)流動(dòng)人口隊(duì)列所對(duì)應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)曲線是水平的直線且?guī)缀跬耆睾?。這說(shuō)明核心型流動(dòng)對(duì)這兩個(gè)隊(duì)列流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)影響較小。但在1990-1999年初婚的流動(dòng)人口隊(duì)列中，核心型流動(dòng)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)婚姻穩(wěn)定性的促進(jìn)作用開(kāi)始顯現(xiàn)。而2000年以后初婚的流動(dòng)人口隊(duì)列中，核心型家庭結(jié)構(gòu)對(duì)婚姻的“穩(wěn)定器”作用越發(fā)明顯。這說(shuō)明與上一代流動(dòng)人口相比，年輕一代流動(dòng)人口更重視以婚姻為基礎(chǔ)的家庭實(shí)踐以及婚姻在維持家庭功能完整性方面的作用。

圖5 孩子因素對(duì)不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響

圖6 核心型流動(dòng)對(duì)不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)影響

4.流動(dòng)距離、流動(dòng)時(shí)間與離婚風(fēng)險(xiǎn)

與以往對(duì)遷移距離的研究不同，本文用地理空間距離來(lái)替代以行政區(qū)劃定義的流動(dòng)距離。本文分析結(jié)果顯示，流動(dòng)人口流動(dòng)的空間距離越遠(yuǎn)，其離婚風(fēng)險(xiǎn)越大。這一結(jié)果與馬忠東等人的研究發(fā)現(xiàn)相反。［8］該文的解釋是:流動(dòng)距離越近，流動(dòng)人口與遷入地居民的互動(dòng)更頻繁，則離婚風(fēng)險(xiǎn)越大。正如筆者所指出的，以行政區(qū)劃測(cè)度流動(dòng)距離本身存在問(wèn)題，況且影響流動(dòng)人口與本地交往更大的因素是戶籍區(qū)隔所導(dǎo)致的社會(huì)排斥問(wèn)題。已有研究發(fā)現(xiàn)在流動(dòng)人口集中的社區(qū)里流動(dòng)人口之間的交往更加頻繁，從而形成了內(nèi)卷化的交往網(wǎng)絡(luò)。［28］人際交往尚且如此，擇偶更是遵循著“階層對(duì)等”或“門(mén)當(dāng)戶對(duì)”的原則。盡管已有研究發(fā)現(xiàn)了因人口流動(dòng)而出現(xiàn)了“跨地域婚姻”增多現(xiàn)象，但這些“跨地域婚姻”多數(shù)仍限于“同等社會(huì)地位”的流動(dòng)人口之間，真正意義上的鄉(xiāng)城通婚則相對(duì)較少。［29］因此，筆者認(rèn)為從流動(dòng)距離影響本地人的交往，再擴(kuò)展到增加與本地人再婚機(jī)會(huì)，進(jìn)而影響到既有婚姻關(guān)系的推論，尚缺乏必要的邏輯關(guān)聯(lián)。因此，筆者嘗試從“家庭對(duì)婚姻的約束理論”來(lái)闡釋本文的研究發(fā)現(xiàn)。

中國(guó)的“家文化”影響深遠(yuǎn)。雖然家庭功能也部分地受到了工業(yè)化和現(xiàn)代化的沖擊，但家庭對(duì)個(gè)人行為的約束力仍然存在，尤其是家庭對(duì)于婚姻行為的約束力依然較強(qiáng)。正如Glenn等人所指出的，流動(dòng)過(guò)程弱化了家庭成員間的規(guī)范和共識(shí)，容易形成匿名化和非人格化的交往關(guān)系，從而降低了婚姻穩(wěn)定性。［9-10］流動(dòng)距離越遠(yuǎn)，家庭規(guī)范對(duì)婚姻的約束力越差，發(fā)生婚姻越軌和解體的可能性也就越大。因此，婚姻穩(wěn)定性隨著流動(dòng)距離而降低，正好吻合了家庭婚姻約束理論。

此外，流動(dòng)時(shí)間對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)出正向影響，即流動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)離婚風(fēng)險(xiǎn)越高。具體而言，被訪者的流動(dòng)年數(shù)每增加1年，相應(yīng)的離婚風(fēng)險(xiǎn)提高3.04個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果與莫瑋俏等、馬忠東等的研究結(jié)論一致，在此不再贅述。［7-8］

5.其他因素的影響

除了上述因素外，本研究還檢驗(yàn)了個(gè)人資源、初婚匹配等因素對(duì)流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響。在個(gè)體資源方面，僅有月收入通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而教育則沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。具體來(lái)說(shuō)，月收入對(duì)數(shù)每提高1個(gè)單位，能使個(gè)人離婚風(fēng)險(xiǎn)平均下降36.24%。收入在流動(dòng)人口維持婚姻穩(wěn)定方面的作用要比教育更大。

此外，本研究也未發(fā)現(xiàn)初婚匹配因素對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。盡管很多研究已經(jīng)證實(shí)了“異質(zhì)婚姻”的穩(wěn)定性更低，但針對(duì)流動(dòng)人口的婚姻風(fēng)險(xiǎn)研究并未證實(shí)這一結(jié)果，這可能與本研究樣本中流動(dòng)人口初婚匹配程度較高有關(guān)。在我們的分析樣本中，被訪者的初婚年齡差均值為2.64，標(biāo)準(zhǔn)差為3.25，初婚夫婦數(shù)據(jù)的初婚年齡差不超過(guò)3歲，初婚年齡同質(zhì)性較高。初婚夫婦的教育差均值為1.64，標(biāo)準(zhǔn)差為2.15，夫妻雙方的受教育程度相差較小，雙方的教育同質(zhì)性也較高。故而，在本文分析中并未檢驗(yàn)出初婚匹配對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)的影響。

五、結(jié)論與討論

本文基于2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查江蘇省數(shù)據(jù)和江蘇省流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)補(bǔ)充調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型分析了流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)模式，比較了不同初婚隊(duì)列流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)的代際差異及其影響因素。實(shí)證結(jié)果顯示:與以往發(fā)現(xiàn)的單峰“倒U型”離婚風(fēng)險(xiǎn)模式不同，流動(dòng)人口的離婚模式總體上呈現(xiàn)出雙峰結(jié)構(gòu)特征。流動(dòng)人口離婚模式的雙峰結(jié)構(gòu)主要?dú)w因于不同代際流動(dòng)人口離婚風(fēng)險(xiǎn)模式的差異。簡(jiǎn)而言之，流動(dòng)人口離婚模式及其代際差異與社會(huì)變遷和社會(huì)轉(zhuǎn)型的背景關(guān)系密切相關(guān)。

與以往研究結(jié)果一致，本文也發(fā)現(xiàn)婚后夫妻共同流動(dòng)能顯著地抑制離婚風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。通過(guò)“代際”比較發(fā)現(xiàn)，夫妻婚后共同流動(dòng)對(duì)離婚的抑制作用存在“代際”增強(qiáng)趨勢(shì)，即夫妻一起流動(dòng)對(duì)新生代流動(dòng)人口的婚姻穩(wěn)定性的作用更大。不過(guò)值得注意的是，“代際”比較結(jié)果還顯示2010-2017年初婚的流動(dòng)人口無(wú)論是婚后流動(dòng)還是不流動(dòng)，其總體離婚風(fēng)險(xiǎn)都遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于此前的流動(dòng)人口隊(duì)列。這再次證明了隨著代際更替，流動(dòng)人口整體的離婚風(fēng)險(xiǎn)在不斷地增加，婚姻穩(wěn)定性變差。與現(xiàn)有研究不同，本研究發(fā)現(xiàn)流動(dòng)距離對(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)升高有強(qiáng)化作用，即隨著流動(dòng)距離的增加，離婚風(fēng)險(xiǎn)也在不斷增加，這一發(fā)現(xiàn)很好地吻合了家庭的婚姻約束理論。

此外，本研究發(fā)現(xiàn)“婚后有孩子”和“核心型流動(dòng)家庭”能顯著地抑制流動(dòng)人口的離婚風(fēng)險(xiǎn)，且這一抑制作用隨著代際變遷而呈現(xiàn)不斷增強(qiáng)趨勢(shì)。這一結(jié)論可能暗示我們隨著社會(huì)變遷和人口流動(dòng)的加劇，婚姻的脆弱性在不斷升高，年輕一代流動(dòng)人口可能無(wú)法像他們的父輩那樣一邊“拋妻棄子”背井離鄉(xiāng)地去城市務(wù)工，一邊卻能較好地維持著家庭和婚姻的穩(wěn)定發(fā)展。因此，年輕一代流動(dòng)人口需要更加重視婚姻在維持家庭功能完整性方面的作用并加強(qiáng)以婚姻為基礎(chǔ)的家庭實(shí)踐。就此而言，當(dāng)前“舉家流動(dòng)”模式漸成潮流，可能也是人們對(duì)婚姻觀念變遷和婚姻脆弱性增加的一種策略性反應(yīng)。