一、背景与问题

也有研究指出中国婚姻的“去制度化”转向主要存在于青年群体中（李婷等，2022；徐安琪，2010），相较于其他世代，青年世代对离婚的接受程度更高。虽然，目前并没有对青年群体的离婚特征进行针对性描述的公开统计资料，但从相关的研究中可以推测青年群体的离婚状况。例如，於嘉和谢宇的研究发现，在2000—2006年结婚的夫妻中，约有6%的婚姻可能在十年内走向破裂；受限于数据，该研究未能追踪新生代夫妻在十年内的离婚率，但趋势分析表明离婚的比重在越晚近结合的婚姻中越高（Yu & Xie，2021）。根据董浩（2023）的测算，2019年中国各省20~29岁离婚群体在总离婚群体中的平均占比为18.5%，30~39岁的平均占比为44.4%。换言之，青年群体在总离婚群体中的占比已超六成。由此可见，青年群体的离婚抉择具有世代特殊性，针对他们离婚特征的探究应当成为单独的研究议题，而不能仅仅将青年视为整体离婚群体中的一个世代（刘汶蓉，2019）。

此外，经典的离婚研究表明，男性和女性在离婚原因和离婚抉择方面本就存在差异（Heaton & Blake，1999；Killewald，2016）。通常而言，女性的婚姻满意度低于男性（Jackson et al.，2014），且女性对影响婚姻稳定的外部冲击更敏感，她们对婚姻的信心也更可能受外部因素影响（Heaton & Blake，1999）。将性别与世代综合考量的研究发现，“80后”女性比同世代男性以及之前世代的女性更少认同传统的性别观念，在青年群体中，性别角色观念在两性间存在“撕裂”（吴愈晓等，2022）。并且中国青年群体关于婚姻的态度存在明显的性别差异，且这种性别差异远大于其他世代（李婷等，2022）。基于此，我们有必要对青年女性的离婚影响因素进行针对性分析以控制世代和性别的异质性。

有关离婚影响因素的研究主要分为两类，一类关注宏观制度和结构性因素，另一类关注个体因素（董浩，2023）。结构性因素包括地区的经济发展、高等教育的扩张、劳动力市场的发展、婚姻市场中的性别比以及离婚政策等。个体因素包括个体的社会经济地位、支付离婚成本的能力、个体的流动经历以及个体文化观念等。但这些研究在一定程度上忽略了介于宏观结构和微观个体之间家庭或婚姻层面的特征，例如已有研究提出夫妻的匹配模式会影响婚姻稳定性（Schwartz，2013）。事实上，理解中国的离婚现象需要借助婚姻匹配和婚姻互动的综合性视角（徐安琪，2012）。基于此，本研究提出使用“关联生活”（linked lives）这一中观层面的视角对青年女性群体的离婚抉择进行探究。

本研究还将关注不同的离婚方式。离婚既是家庭内部的协商，又是家庭与制度的博弈。就家庭内部而言，谁提出离婚反映了婚姻的自主性，即个体能否按照自由意愿执行婚姻行为的能力（Yan et al.，2021）。就制度层面而言，在感情破裂主义原则的指导下，离婚可以通过协议和诉讼两种方式达成。不同的离婚方式反映了婚姻关系的冲突性（沈奕斐、商建刚，2023）。有研究表明，无论是在谁主动提出离婚方面，还是在离婚诉讼方面，女性都处于劣势地位（Michelson，2019）。因此，本研究不仅关注离婚事件的发生，还关注离婚以何种方式发生，而这也是被既有研究所忽视的。

综上所述，本研究将采用一手调查数据，通过离散时间事件史模型，从关联生活的视角考察青年女性离婚抉择的影响因素。此外，本研究还将分析不同的生活境遇对青年女性离婚方式选择的影响。本研究对理解青年群体独特的婚姻实践和当下离婚率的攀升以及家庭观念在青年群体中的转变具有一定的启发意义。

二、研究框架与假设

关于离婚研究的经典理论包括资源交换理论和家庭系统理论。资源交换理论认为，婚姻的建立是基于夫妻之间资源的交换关系。通常而言，男性使用自己的经济资源来交换女性的照料资源，这也是“男主外，女主内”家庭模式的理性基础。当这种资源交换模式被打破（例如妻子对于丈夫的经济依赖变少，或丈夫从妻子处获得的照料资源变少），离婚事件就可能会发生（Kreager et al.，2013）。资源交换理论把婚姻看作一场“交易”，受到社会学界的广泛批评。尽管资源共享确实是婚姻关系的重要功能之一，但资源交换理论忽视了婚姻内部夫妻之间以及夫妻与其他家庭成员之间的互动关系（Rosenfeld，2005）。相较于资源交换理论，家庭系统理论强调家庭是一个由不同层次系统构成的整体，个体不仅嵌入在家庭成员网络中，而且嵌入在宗族网络、社区结构、性别分工规范、社会价值观等不同层级的制度化规范中，形成了关系复杂的家庭系统（郝彩虹，2017）。然而，整体性的家庭系统过于庞杂，不利于实证研究的检验。因此，我们需要一个介于二者之间，既能反映家庭成员互动关系又无需指涉制度性系统的理论对离婚进行研究。

基于这样的考虑，家庭研究者提出了关联生活的理论视角，强调个体的家庭实践受到与其他家庭成员互动的影响。家庭生活不是纯粹的资源交换，而是成员之间在家庭生活互动模式上关联性的体现（Gilligan et al.，2018）。家庭内部的生活互动可以看做是整体性家庭系统在中观层面的一个子系统。借助这一视角，并综合考虑既有研究的关注点和中国家庭的代际互动特殊性，本研究从婚后居住安排、育儿期望实现及家务劳动分工三方面描绘婚姻中的关联生活。有研究表明，新生代夫妻在上述三个方面表现出有别于之前世代的夫妻及代际互动模式（盛禾、李建新，2023；Luo & Chui，2018）。此外，本研究除了关注离婚事件是否以及何时发生外，也关注离婚事件以何种形式达成。本研究的框架如图1所示。

在中国语境下，研究离婚必须考虑婚姻生活中的互动模式（徐安琪，2012），夫妻间的互动模式本质上是家庭内部的性别权力关系。夫妻间的互动方式越平等，婚姻的稳定性就越高（刘汶蓉，2019）。以家务劳动分工为例，在男主外、女主内的性别分工规范下，男性家务劳动时间的增加会显著推迟离婚事件的发生（Killewald，2016）。女性的家务劳动承担则与她们的婚姻满意度呈负相关关系，这在性别平等观念流行的社会中表现更为突出（Qian & Sayer，2016）。无论在中国还是西方社会，夫妻之间的家务劳动分工都反映了性别规范（Yang，2024）。因此，我们可以认为家庭内部的性别规范越传统，女性承担的家务劳动越多，她们的婚姻满意度就会越低，进而加速离婚事件的发生；如果男性能够承担更多的家务劳动，婚姻就会相对稳定。

和谐的代际关系是影响婚姻稳定性的另一个重要因素，即使是新生代群体的婚姻也受到代际关系的深刻影响（Du，2023）。有研究表明，与父母的关系是影响离婚重要的因素之一，尤其是当妻子需要奉养男方父母时，离婚风险最高（张波，2023）。是否与父母同住是反映中国家庭代际互动的重要变量，与父母同住本身就蕴含了女性对双方父母提供代际支持的性别规范要求。有研究发现，与父母同住会减少女性在婚姻关系中的话语权，降低婚姻满意度（Cheng，2019），进而加速离婚的发生。中国是一个有明显“从夫居”规范的社会，而从夫居的背后是父权传统的影响（Gruijters & Ermisch，2019）。从夫居也意味着妻子的话语权被丈夫及公婆剥夺，这进一步削弱了她们在婚后家庭生活中的主体地位，可能会加剧家庭矛盾并降低婚姻满意度。现实中婆媳同住及婆媳育儿合作时频发的矛盾事件也为这一观点提供了间接的证据。

上述分析均指向同一个事实，即女性在婚姻关系中被传统的性别角色期待裹挟。对青年女性来说，承担过多的家务劳动和与父母同住都可能会降低她们的婚姻满意度。青年女性履行传统性别角色并不意味着能够提高婚姻稳定性，相反更可能加速她们离婚事件的发生。此外，青年女性也可能因为对婚姻中所承担的性别角色感到不满而主动提出离婚。基于此，本研究提出如下研究假设。

假设1：传统性别角色的履行会加速青年女性离婚事件的发生。

假设1a：自己主要承担家务劳动会加速青年女性离婚事件的发生。

假设1b：与父母同住会加速青年女性离婚事件的发生，而且这一影响在同男方父母同住的居住模式中尤为明显。

假设1c：传统性别角色履行对婚姻的破坏作用表现为女性主动提出离婚。

家庭代际关系的另一个维度是青年夫妻与子代的关系，在“不孝有三，无后为大”的传统生育叙事下，中国家庭被赋予高度的生育期待，因此当家庭无法完成生育期望时，婚姻就可能走向破裂。既有研究显示，无孩婚姻的离婚风险显著更高（许琪等，2013；Ma et al.，2019）。然而，有孩子也可能是“甜蜜的负担”，尤其在育儿压力激增的背景下，育儿观念差异可能演化为家庭矛盾。此外，离婚时夫妻双方最大的争议就是子女抚养权，越来越多的离婚诉讼案件涉及未成年子女的抚养权问题（杨少芳，2012）。因此，子女也可能是婚姻冲突的导火索，走向破裂的婚姻一旦涉及子女问题，也可能表现出冲突性。基于此，本研究提出如下研究假设。

假设2a：未能实现生育的期待会加速青年女性离婚事件的发生。

假设2b：子女可能是婚姻冲突的导火索，子女对青年女性婚姻稳定性的保护作用对诉讼离婚并不明显。

三、数据、变量与方法

（一）数据来源

本研究使用的数据来源于复旦大学家庭发展研究中心开展的“单亲妈妈现状与需求研究”调查。复旦大学家庭发展研究中心于2023年6月至9月通过互联网平台调查了有过离婚经历的女性，也调查了同等数量的在婚女性作为研究的参照组，共收集了3607份在婚和有过离婚经历的女性样本数据。需要说明的是，相较于按照人口分布的抽样，该调查对有过离婚经历的女性进行了“过采样”（oversampling）。采用这一策略是因为在全人口中，有过离婚经历的女性占少数，所以从全人口的角度来看，离婚是罕见事件（rare event），这容易在数据分析时产生模型估计的偏误。虽然部分模型可以修正罕见事件偏误，但更有效的办法是增加事件的观测量（Timoneda，2021）。

结合分析需要，本研究只保留了1980年及以后出生的青年女性样本。在删除部分缺失数据后，本研究的最终样本量为2603个。根据分析方法的要求，本研究将受访者的结婚年份视为观测起始时点，将离婚年份或问卷填答年份（针对在婚样本）作为观测结束时点，并进行了“人—年”转换，最终获得18672个“人—年”观测值。

（二）变量测量

本研究的因变量为离婚事件，包括离婚事件是否发生和离婚方式。本研究使用的分析模型要求“人—年”数据结构，因此我们将截面数据进行了“人—年”转化。具体而言，我们测量了受访者在可观测的每一个婚姻年限中离婚事件是否发生。当离婚事件在特定年份发生，则离婚发生的这一年被设定为观测终止年份；若离婚事件在问卷填答年份之前未发生，则问卷填答年份被设定为观测终止年份。这样，我们就有了受访者从婚姻开始到观测结束期间每一年中离婚事件是否发生以及离婚方式的测量。除了离婚事件是否发生外，我们也测量了离婚方式。调查询问了每一位经历过离婚的受访者的离婚方式，包括谁先提出离婚（是由自己还是对方提出）和离婚通过何种方式实现（是协议离婚还是诉讼离婚）。

遵循关联生活的研究框架，本研究的核心自变量包括婚内居住模式、育儿情况以及婚内家务劳动分工。婚内居住模式包括夫妻单独居住、同男方父母住、同女方父母住以及其他居住模式四类。育儿情况的测量为夫妻在婚内是否有孩子。婚内家务劳动分工包括自己负责家务、配偶负责家务、自己父母负责家务、男方父母负责家务以及购买市场化家务服务五类。事实上，这三方面的婚姻内部互动在很大程度上反映了夫妻核心家庭与扩大家庭之间的代际关联。

离散时间事件史模型需要在模型中纳入时间指标，因此本研究使用婚龄作为时间指标。由于离婚风险和婚龄存在倒U型的非线性关系（许琪等，2015），本研究还在模型中纳入了婚龄的平方项作为时间指标。与婚龄相关的结婚时的年龄也在模型中进行控制。

此外，本研究还控制了婚姻匹配特征的相关变量，包括受访者与丈夫或前夫在年龄、收入和教育三个维度上的匹配。年龄匹配以与配偶年龄差的测量呈现。婚姻收入匹配则分为配偶高（即女低男高）、收入一致以及自己高（即女高男低）三类。由于我们的研究对象为青年女性，她们的受教育程度普遍较高，因此本研究将受教育程度分为本科以下、本科、研究生三类；相应地，婚姻教育匹配分为配偶高（即女低男高）、均为本科以下、均为本科、均为研究生以及自己高（即女高男低）五类。本研究也控制了她们的结婚原因，因为以往的研究表明不同的结婚原因会影响婚姻稳定性（罗小锋，2020）。结婚原因主要包括是否因为家人催促而结婚、是否因为年龄压力而结婚、是否因为怀孕而结婚、是否因为想要离开父母而结婚、是否因为感到合适而结婚以及是否因为相爱而结婚。问卷中结婚原因的提问方式为多选题，这六个原因并不存在互斥关系，因此我们将它们作为独立的控制变量纳入模型分析中。

上述变量的描述性统计结果详见表1。

（三）分析策略

在公式（1）中，λ_i,t是个体在婚龄t上离婚的条件概率；Duration_i,t为婚龄的时间指标，以平方项的方式纳入模型；X_i为一系列的自变量；β₃为这些预测变量对应的系数。由于此模型具有时间属性，因此模型结果估计的是特定变量在每一个婚龄时间点上对离婚事件概率的影响。换言之，模型估计了特定变量对离婚事件的促进或推迟作用。若系数为正，说明此变量会加速离婚事件的发生；若系数为负，说明此变量会推迟离婚事件的发生。部分受访者未经历离婚事件，我们并不能观测到她们将来是否会离婚，这就发生了数据的“右删截”（right censoring）。离散时间事件史模型能够自动处理右删截问题（Box-Steffensmeier & Jones，2004），这也是本研究使用这一模型的原因。此外，本研究也使用了经历过离婚事件的限制样本来规避这一问题。

由于本研究还关心离婚事件的发生方式，因此离婚就变成多分类的类别变量。在公式（1）的基础上，本研究对离散时间事件史模型进行多分类变量的修正，模型设置如下。

在公式（2）中，λ_ik,t为在个体i在婚龄t上不发生离婚、对方提出离婚、自己提出离婚（或不发生离婚、协议离婚、诉讼离婚）的条件概率，其余部分的模型解读均与公式（1）一致。

此外，由于家庭内部的互动模式具有高度的选择性，因此本研究对核心自变量进行了倾向值分析，并使用预测倾向值对样本进行加权，以减少选择性偏误。加权回归结果作为对主模型结果的稳健性检验。

四、研究发现

（一）离婚事件发生的影响因素

我们可以横向对比表2中全样本和离婚样本的分析结果。尽管部分变量的作用在离婚样本中不再显著，但模型结果并未发生实质性的改变，且显著性的消失可能是因为样本量变小导致的。就本研究关注的婚姻内部生活互动而言，居住模式对婚姻稳定性产生显著影响，相比夫妻单独居住的居住模式，与父母同住（无论和哪一方的父母）以及其他居住模式都会加速离婚事件的发生。在离婚样本中，尽管与父母同住都对离婚产生促进作用，但与男方父母同住对离婚的促进作用明显更强。家务劳动分工对婚姻稳定性存在显著影响，相较于女方或女方父母主要负责家务劳动的婚姻，男方或男方父母主要负责家务劳动的婚姻有更强的稳定性。有没有孩子也是影响离婚发生的重要因素，从数据结果来看没有孩子的婚姻会更快走向离婚的结局。这是因为一方面，孩子本身就能对婚姻发挥保护作用（许琪等，2013）；另一方面，生育问题也是婚姻破裂的可能原因。

总体而言，对青年女性来说，夫妻之间更为独立且平等的家庭互动关系有助于婚姻稳定，女性传统性别角色的履行（包括与父母同住和家务劳动的承担）会加速离婚事件的发生，女性生育期望的未实现则会破坏婚姻稳定性。假设1a、假设1b和假设2a得到验证。

在控制变量方面，婚龄与离婚风险存在倒U型的非线性关系，这与许琪等（2015）的发现一致。女性自身的资源水平和资源独立性加速了离婚事件的发生，同时夫妻在教育维度上的高质量匹配又能对婚姻稳定性发挥托底的作用，这和以往关于婚姻匹配与婚姻稳定性的研究结果相符（牛建林，2016）。在结婚原因方面，因为社会压力而被动建立的婚姻关系会更快走向离婚，因为个体选择而主动建立的婚姻关系更晚离婚或不离婚。

（二）不同离婚方式的影响因素

就谁先提出离婚而言，各因素对离婚的促进或推迟作用基本保持一致，说明这些因素主要影响的是离婚事件是否发生，而不是谁先提出离婚。具体而言，相较于男方优势的居住模式（同男方父母住），女方优势（同女方父母住）的居住模式在一定程度上增加了女性先提出离婚的可能性；而配偶及配偶父母主要负责家务劳动又会在一定程度上缓解女性先提出离婚的可能性。这说明，女性提出离婚一方面与婚姻满意度有关，另一方面也与婚姻内的自主权有关。这一发现拓宽了既有研究对于女性婚姻稳定性的理解。假设2c得到部分支持。

就离婚通过何种方式实现而言，各因素的影响也基本与模型1和模型2相似，说明这些因素不会影响离婚以什么样的方式达成。差异主要出现在婚内是否有孩子方面，虽然子女对协议离婚和诉讼离婚都有显著的推迟作用，但对协议离婚的作用明显更强。离婚通过协议还是诉讼实现本质上是婚姻关系冲突性的体现，尽管有子女能够增加婚姻的稳定性，但子女也可能是婚姻冲突的导火索，假设2b得到验证。

（三）稳健性检验

五、总结与讨论

本研究聚焦青年女性的离婚抉择，通过关联生活的视角定量分析了夫妻婚内居住模式、是否育有孩子以及家务劳动分工如何影响离婚事件的发生。具体而言，夫妻互动模式以及女性在婚姻中扮演的角色会影响离婚事件的发生，但对离婚以什么方式发生并没有明显的影响。夫妻间较为平等的互动模式会增加婚姻稳定性，降低离婚风险。当女性履行传统的性别角色时（如承担较多的家务劳动），离婚事件更可能加速发生，这反映了青年女性对婚姻内不平等的性别角色关系的觉察。当女性未能履行社会赋予的生育期待时，离婚更可能会加速发生。值得注意的是，虽然子女对婚姻稳定性有保护作用，会推迟离婚事件的发生，但推迟作用对协议离婚更强，对诉讼离婚更弱。换言之，有子女的婚姻如果最终走向破裂，反而更可能以诉讼的方式达成离婚，子女既保护了婚姻，又可能是婚姻破裂时冲突关系的导火索。此外，对女性是否主动提出离婚的探究发现，女性主动提出离婚一方面与她们的婚姻满意度有关，另一方面与她们在婚姻生活中拥有的话语权和自主权有关，这一发现拓宽了我们对离婚事件和女性在婚姻中角色的理解。

青年女性的婚姻稳定性嵌入在与丈夫及代际的关联生活之中，关联生活是理解青年女性婚姻与家庭行为的有效视角。尽管这一解释视角被发现能够延展到男性以及不同世代的婚姻行为中（Carvalho et al.，2023），但我们认为本研究的部分结论是青年女性特有的。例如，对传统性别角色的履行会加速离婚事件的发生，这一现象和性别平等意识的崛起有关（Qian & Sayer，2016）。数字化时代高速的信息传播加速了性别观念的变迁，进而改变了青年群体的婚育态度（刘汶蓉，2019），因此关联生活对于婚姻稳定性的影响可能具有世代烙印。此外，诉讼离婚的意义和难度也具有世代差异，得益于有关婚姻的法律法规的逐渐完善，女性在诉讼婚姻中逐渐从“被同情”的弱者地位转变为合法权益受到保护的主体地位（沈奕斐、商建刚，2023），因此青年女性诉讼离婚的影响因素也具有世代独特性。但与此同时，我们也看到了部分结论的世代延续性。例如，育有子女和平等家务分工对婚姻的保护作用在不同世代中均得到证实（许琪等，2013）。与父母同住对离婚的作用也具有世代一致性。因此，中国青年群体的婚姻实践呈现“现代观念和传统杂糅”的状态，既有行为转变又有代际延续，这种杂糅状态为当代中国本土家庭理论的构建提供了实证支持（计迎春，2019）。关注青年群体的婚姻模式也为进一步发展中国家庭理论提供了可能。

本研究也存在一些不足。首先，虽然本研究中离婚样本的过采样是为了增加对离婚样本的观测，避免离婚作为罕见事件而产生模型估计偏误，而且研究也使用了特殊模型避免过采样导致的统计偏误，但过采样依然会对结论的外推性产生影响。其次，尽管本研究将分析单位设置为“人—年”，但由于截面数据的限制，模型中没有控制随年份变化的变量（如当年的收入状况等），这使得许多和关联生活有关的变量没有被纳入本研究。再次，由于本研究的调查是回溯性调查，因此受访者的回答可能存在记忆偏差或刻意美化的嫌疑，这是回溯性调查普遍存在的问题。最后，本研究没有考虑到“离婚冷静期”政策的影响。自2021年1月1日起，离婚冷静期政策正式施行，该政策的实施在一定程度上减少了协议离婚数量，增加了离婚的时间成本（董浩，2023）。考虑到本研究中2021年以后离婚的样本仅占少数，因此我们没有对离婚时间段进行样本区分。这些不足都可以随着数据的完善而修正，我们也希望本研究能够提供使用关联生活视角对青年婚姻模式进行解释的初探，为未来的相关研究抛砖引玉。