個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件對(duì)婚姻狀態(tài)的影響

劉晉

摘 要：聚焦個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件對(duì)其婚姻狀態(tài)的影響，使用包括個(gè)人背景、經(jīng)濟(jì)條件以及家庭關(guān)系在內(nèi)的各項(xiàng)數(shù)據(jù)，利用回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析?；貧w結(jié)果顯示，總支出的上升、房產(chǎn)總價(jià)的上升會(huì)降低個(gè)體離婚的概率，個(gè)人收入的上升則會(huì)提高其離婚的概率，其中收入造成的影響在女性群體中較為顯著。研究的結(jié)論對(duì)中國(guó)離婚率的上升給出了符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的解釋，并與國(guó)外使用不同樣本和模型的相關(guān)研究結(jié)論進(jìn)行了對(duì)照與驗(yàn)證，從而對(duì)個(gè)體如何保持婚姻狀態(tài)的穩(wěn)定提供了一定的數(shù)據(jù)、理論支持。

關(guān)鍵詞：離婚;經(jīng)濟(jì)條件;婚姻;收入;支出

中圖分類號(hào)：F106 ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號(hào)：1673-291X（2019）32-0161-07

引言

同中國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去20年表現(xiàn)出來(lái)的飛速增長(zhǎng)相似，中國(guó)的離婚率在過(guò)去20多年間也出現(xiàn)了顯著的增長(zhǎng)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)的離婚率從1995年的每100人中有0.088例增長(zhǎng)到了2015年每100人中有0.267例，上升了約200%;同時(shí)，人均GDP從1995年的8 403元人民幣增長(zhǎng)到了2015年的44 155元人民幣，提高了約400%（數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)）。相比于20年前離婚對(duì)于許多中國(guó)人仍是較罕見(jiàn)的事情，如今快速增長(zhǎng)的離婚率也顯示出離婚不再那么陌生，同時(shí)相關(guān)問(wèn)題也吸引了社會(huì)的諸多關(guān)注，離婚率的上升在不同地區(qū)也有著一定的差別。研究顯示，在城市、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)如上海、北京等地，老年人的離婚率顯著高于全國(guó)其他地區(qū)，并且上升速度明顯[1]。然而，經(jīng)濟(jì)條件的變動(dòng)是否會(huì)導(dǎo)致個(gè)體對(duì)當(dāng)前婚姻狀態(tài)產(chǎn)生不滿，從而對(duì)離婚率造成影響，這一問(wèn)題在國(guó)內(nèi)仍缺乏足夠的實(shí)證研究和調(diào)查。

國(guó)外對(duì)婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究可以追溯到1977年，早期關(guān)于婚姻問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)研究大多在探討各類政策、法律造成的離婚成本上升對(duì)個(gè)人婚姻選擇的影響。貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）曾在研究中得出結(jié)論：夫妻婚姻選擇的影響因素只有婚姻的聯(lián)合收益[2]。同時(shí)也有部分就稅率與離婚率之間的關(guān)系進(jìn)行的研究。隨著交易市場(chǎng)中的各項(xiàng)理論逐漸應(yīng)用于婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)，越來(lái)越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家開(kāi)始就影響離婚的個(gè)人客觀條件進(jìn)行研究，例如收入、受教育程度、負(fù)債等因素對(duì)婚姻的影響，其中部分研究顯示個(gè)體的收入對(duì)婚姻狀態(tài)無(wú)法產(chǎn)生顯著的影響，漢金斯和霍克斯特拉（Hankins & Hoekstra，2011）將個(gè)體短期內(nèi)收入的突然增加稱之為收入波動(dòng)，他們發(fā)現(xiàn)，正向的收入波動(dòng)并不會(huì)對(duì)區(qū)域內(nèi)的離婚率產(chǎn)生顯著的影響[3]。然而也有部分研究發(fā)現(xiàn)，收入的增長(zhǎng)將會(huì)提高個(gè)體離婚的概率?；舴蚵袜嚳希℉offman & Duncan，1995）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，妻子的工資水平和丈夫的收入對(duì)其個(gè)體的離婚概率有顯著的反向影響[4]。因此可見(jiàn)，關(guān)于個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件對(duì)婚姻的影響在相關(guān)文獻(xiàn)中并沒(méi)有一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論。國(guó)內(nèi)對(duì)離婚率影響因素的研究則多集中于家庭相關(guān)的非經(jīng)濟(jì)因素，而部分關(guān)注經(jīng)濟(jì)因素對(duì)離婚率的影響的研究則大多使用了宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，因此無(wú)法觀測(cè)到個(gè)體行為及經(jīng)濟(jì)條件的變動(dòng)對(duì)婚姻選擇的影響。同時(shí)，雖然目前中國(guó)的離婚率與美國(guó)2014年的每1 000人中有3.2例的離婚率基本相同[5]，人均GDP仍有較大的差距，并且與中國(guó)近年來(lái)持續(xù)上升的離婚率不同的是，美國(guó)的離婚率在過(guò)去十年間基本保持穩(wěn)定，其快速上升的時(shí)期已經(jīng)在很長(zhǎng)時(shí)間以前。因此，雖然國(guó)外有許多學(xué)者使用美國(guó)的調(diào)查數(shù)據(jù)，就相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究，但基于不同地方的數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究，可能會(huì)由于文化、信仰、歷史等客觀因素的差異導(dǎo)致得出不同的結(jié)論。

本文使用了中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）提供的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)回歸模型對(duì)婚姻狀況與經(jīng)濟(jì)條件之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，并與先前文章中不一致的結(jié)論進(jìn)行對(duì)比。本文所選擇的回歸模型是logit回歸模型，被解釋變量為個(gè)體的婚姻狀況，主要解釋變量為反映個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件及其變動(dòng)的多個(gè)變量。此外，為了減少遺漏，變量誤差引入了包括居住地、民族和受教育水平等因素在內(nèi)的多個(gè)控制變量。本文與先前提到的文獻(xiàn)相比，最大的區(qū)別是模型中不僅包括了個(gè)體的當(dāng)前經(jīng)濟(jì)條件，同時(shí)也涵蓋了其往年的經(jīng)濟(jì)條件，因此可以取得某一個(gè)體在此期間內(nèi)經(jīng)濟(jì)條件的變動(dòng)，從而捕捉到樣本婚姻選擇的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素。然而模型仍存在著一些問(wèn)題，例如，由于在使用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，部分個(gè)體并沒(méi)有提供確切的收入水平和房產(chǎn)總價(jià)，因此在相關(guān)的數(shù)據(jù)上部分樣本面臨數(shù)據(jù)缺失的問(wèn)題。本文的主要貢獻(xiàn)是使用了基于中國(guó)的微觀數(shù)據(jù)就個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件及其變動(dòng)對(duì)婚姻狀態(tài)的影響進(jìn)行研究，嘗試對(duì)中國(guó)離婚率的上升給出符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的解釋，同時(shí)驗(yàn)證基于不同國(guó)家樣本的相關(guān)研究的結(jié)論，并對(duì)個(gè)體如何保持婚姻狀態(tài)的穩(wěn)定提供了一定的數(shù)據(jù)、理論支持。

在第二部分，本文對(duì)研究相關(guān)內(nèi)容的文獻(xiàn)進(jìn)行了討論和總結(jié);第三部分對(duì)模型所使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行了總結(jié)并解釋各個(gè)變量的意義，同時(shí)對(duì)回歸模型做出了介紹;第四部分則對(duì)模型的回歸結(jié)果進(jìn)行了匯報(bào)和解釋;第五部分總結(jié)和歸納了最終得到的結(jié)論與不足。

一、相關(guān)文獻(xiàn)

國(guó)內(nèi)外已有部分經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的研究就婚姻穩(wěn)定性、婚姻選擇進(jìn)行了探討，其中早期的文章多是理論性的探討，研究的問(wèn)題是如何實(shí)現(xiàn)婚姻市場(chǎng)中的帕累托最優(yōu)。隨著經(jīng)濟(jì)學(xué)家越來(lái)越關(guān)注婚姻選擇的問(wèn)題，使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析的文章也越來(lái)越多，但是相較于理論性的文章，使用模型進(jìn)行實(shí)證研究的文章仍占少數(shù)[6]。對(duì)婚姻選擇進(jìn)行實(shí)證研究的文章使用的數(shù)據(jù)種類多種多樣，不僅包括收入水平、受教育程度、外貌、家庭背景等因素在內(nèi)的微觀數(shù)據(jù)，也包括進(jìn)出口額度、國(guó)民生產(chǎn)總值在內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。但其中，基于不同樣本的實(shí)證研究所得到的結(jié)論并不完全一致。同時(shí)，某些研究?jī)H使用了宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，并不能全面得出個(gè)體婚姻選擇的具體影響因素。

早期的對(duì)離婚問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)研究多與科斯理論相關(guān)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家就離婚過(guò)程中是否存在足夠高的成本，從而導(dǎo)致個(gè)體無(wú)法實(shí)現(xiàn)婚姻市場(chǎng)中的帕累托最優(yōu)進(jìn)行了研究。安東尼和羅伯特（Antony & Robert，2002）指出[6]，最早對(duì)離婚問(wèn)題進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析的研究是貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）的文章[2]，他們?yōu)榱蓑?yàn)證科斯理論在婚姻市場(chǎng)中的準(zhǔn)確性，對(duì)個(gè)體在最大化無(wú)策略交易中的均衡點(diǎn)進(jìn)行了預(yù)測(cè);他們?cè)诮Y(jié)論中指出，一對(duì)夫婦是否選擇離婚僅取決于他們通過(guò)離婚所能獲得的聯(lián)合收益的多少，并且女性工資的上升會(huì)降低婚姻中的聯(lián)合收益。蘭德斯（Landes，1978）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，離婚后的財(cái)產(chǎn)分割問(wèn)題會(huì)對(duì)個(gè)體是否選擇離婚產(chǎn)生影響[7]。威廷頓和阿爾姆（Whittington & Alm，1997）發(fā)現(xiàn)，婚姻問(wèn)題的相關(guān)處罰越高，女性的離婚傾向會(huì)顯著增強(qiáng)，但是對(duì)于男性的影響較小[8]。

除了前文關(guān)于各種法律、政策因素對(duì)離婚問(wèn)題的研究，也有許多文章就個(gè)體客觀經(jīng)濟(jì)條件與婚姻選擇之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。布里奇斯和迪斯尼（Bridges & Disney，2016）基于英國(guó)的樣本就財(cái)政壓力、家庭負(fù)債情況對(duì)夫妻婚姻穩(wěn)定度的影響進(jìn)行了探討[9]，研究中使用的34 503個(gè)樣本數(shù)據(jù)來(lái)自于不列顛FACS。他們收集的信息包括每周家庭收入、抵押情況、存款賬戶數(shù)量、存款余額、貸款情況、債務(wù)情況。研究發(fā)現(xiàn)，年齡增加會(huì)降低離婚的概率，并且男性處于工作狀態(tài)會(huì)減小離婚的可能，而女性處于工作狀態(tài)會(huì)增加離婚的概率;同時(shí)，債務(wù)金額的上升將會(huì)顯著增加離婚的概率?；舴蚵袜嚳希℉offman & Duncan，1995）使用了線性回歸模型對(duì)個(gè)人收入以及AFDC援助系數(shù)等條件與婚姻選擇之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，其中AFDC是一個(gè)1936—1995年間對(duì)無(wú)收入或低收入家庭中的兒童實(shí)施金融援助的項(xiàng)目[5]。他們收集了1968—1987年的1 098個(gè)樣本。模型中涵蓋的變量包括丈夫的收入、妻子的收入水平、種族、結(jié)婚時(shí)長(zhǎng)、妻子是否在20歲以前結(jié)婚、是否接受AFDC補(bǔ)助。結(jié)論顯示，妻子和丈夫的收入水平與離婚概率之間的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù);同時(shí)，結(jié)婚時(shí)長(zhǎng)的上升也會(huì)降低離婚的概率。特雷爾和卡爾尼（Trail & Karney，2012）就低收入群體和高收入群體之間對(duì)婚姻質(zhì)量、婚姻傳統(tǒng)觀念的看法的差異進(jìn)行了對(duì)比[10]。他們隨機(jī)抽取的樣本來(lái)自于佛羅里達(dá)州和加利福尼亞州，并就個(gè)體對(duì)婚姻的態(tài)度、婚姻關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)、當(dāng)前婚姻關(guān)系中存在的問(wèn)題等方面進(jìn)行了調(diào)查。文章的結(jié)論顯示，低收入群體對(duì)于離婚的認(rèn)知更為傳統(tǒng)、保守：該群體普遍不認(rèn)為離婚對(duì)于一段不愉快的婚姻關(guān)系來(lái)說(shuō)是一個(gè)好的選擇。并且相比于高收入群體，低收入群體在婚姻關(guān)系中的要求也更低：不要求周年紀(jì)念禮物、私人交通工具等。薩斯勒和羅伊（Sassler & Roy，2014）對(duì)女性的婚姻期望值、女性的婚姻變動(dòng)是否與其伴侶的經(jīng)濟(jì)狀況有關(guān)進(jìn)行了研究[11]，結(jié)果顯示，孩子父親的受教育程度越高，孩子母親與其結(jié)婚的概率越高，同時(shí)孩子父親的收入上升也會(huì)提高孩子母親與其結(jié)婚的概率，并且中學(xué)及以上的受教育程度與婚姻之間的系數(shù)最為顯著。

與國(guó)外對(duì)離婚和經(jīng)濟(jì)條件之間的關(guān)系的研究相比，國(guó)內(nèi)關(guān)于該問(wèn)題的研究數(shù)量較少。于維洋和周薇（2015）使用了1985—2011年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，就房地產(chǎn)價(jià)格市場(chǎng)的變動(dòng)和婚姻穩(wěn)定程度之間的關(guān)系進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)[12]，研究顯示，房地產(chǎn)價(jià)格的短期劇烈波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致婚姻的不穩(wěn)定。由于該研究使用了宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，因此這一結(jié)論并不能對(duì)個(gè)體的婚姻穩(wěn)定性的影響因素提供解釋和證明。劉一霖（2016）也使用了宏觀數(shù)據(jù)就房?jī)r(jià)和婚姻穩(wěn)定性的關(guān)系進(jìn)行了研究[13]，但結(jié)論顯示并沒(méi)有足夠的證據(jù)證明房?jī)r(jià)對(duì)離婚率有影響。作者認(rèn)為，需要進(jìn)一步的微觀數(shù)據(jù)才能夠更深入地探討這一問(wèn)題。陳瑩瑩（2013）使用了中國(guó)各省的面板數(shù)據(jù)就中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)離婚率的影響這一問(wèn)題進(jìn)行了研究[14]，文章通過(guò)線性模型的回歸發(fā)現(xiàn)女性收入水平的增加、城市化發(fā)展導(dǎo)致的農(nóng)村人口外流等現(xiàn)象對(duì)離婚率的上升有顯著的作用。同時(shí)，作者指出，為了得到更進(jìn)一步的結(jié)論還需要微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。郭婷和秦雪征（2016）則就婚姻匹配程度對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響進(jìn)行了研究，他們發(fā)現(xiàn)，初婚年齡、子女?dāng)?shù)量都與婚姻滿意程度、婚姻穩(wěn)定性呈負(fù)相關(guān)[15]。隨著觀念的進(jìn)步，女性在職場(chǎng)、企業(yè)中的角色變得越發(fā)重要。肖金利等（2019）發(fā)現(xiàn)，在上市的家族企業(yè)中，夫妻共同持股的安排會(huì)顯著影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，即夫妻共享股份的企業(yè)往往會(huì)有著更為保守的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，并且企業(yè)所在地較高的離婚率會(huì)削弱共同持股對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響[16]。綜上，國(guó)內(nèi)大多使用了宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)離婚的相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行研究，結(jié)論表明，各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)確實(shí)與離婚率、婚姻穩(wěn)定性之間存在一定的關(guān)系，但是由于缺乏基于家庭或個(gè)人的微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究的結(jié)論無(wú)法對(duì)個(gè)體在婚姻市場(chǎng)的行為理論進(jìn)行驗(yàn)證和支持。

婚姻狀態(tài)的變動(dòng)不僅與個(gè)體的客觀條件相關(guān)，同時(shí)也受到宏觀環(huán)境的影響，法律、成本、觀念、意識(shí)等方面的不同都會(huì)導(dǎo)致不同的婚姻選擇。歷史上中國(guó)女性在婚姻關(guān)系中往往處于較弱勢(shì)的地位，而隨著近些年來(lái)倡導(dǎo)維護(hù)女性權(quán)益和男女平等意識(shí)，中國(guó)女性的勞動(dòng)參與率不斷上升，從而家庭的收入水平、儲(chǔ)蓄率都得到了顯著的增加，特別是城市中的大學(xué)以上學(xué)歷的已婚女性進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率、收入水平的影響較為明顯[17]。于是，隨著女性勞動(dòng)參與度的提高，女性在婚姻中也變得更加獨(dú)立自主。在不滿意的婚姻中，女性不再因?yàn)榻?jīng)濟(jì)因素選擇忍讓、遷就，同時(shí)中國(guó)離婚政策決定了離婚所需要付出的主觀、客觀成本較低，因此中國(guó)的離婚率在近年來(lái)持續(xù)上升[18]。但是，在配偶選擇的問(wèn)題上，女性與男性所重視的擇偶標(biāo)準(zhǔn)仍存在著顯著的差異，女性在婚姻市場(chǎng)中更有競(jìng)爭(zhēng)力的因素是容貌、文化等非經(jīng)濟(jì)因素，而男性的經(jīng)濟(jì)能力則會(huì)在婚姻市場(chǎng)中產(chǎn)生更大的影響，這一差異可能是由部分中國(guó)的傳統(tǒng)觀念造成的[19]。因此，雖然國(guó)外相關(guān)研究中主要的結(jié)論是收入與離婚的概率之間存在負(fù)的系數(shù)，但是由于使用的數(shù)據(jù)是來(lái)自美國(guó)和英國(guó)的樣本，而中國(guó)由于文化、政策、意識(shí)等方面的差異，這些結(jié)論并不一定適用于中國(guó)的情況。而國(guó)內(nèi)的部分研究則由于缺少微觀層面的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，結(jié)論無(wú)法與國(guó)外的相關(guān)結(jié)論進(jìn)行對(duì)照。因此，基于以往研究的結(jié)論和不足，本文使用了來(lái)源于中國(guó)的微觀數(shù)據(jù)并聚焦于個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件與婚姻狀況之間的關(guān)系，不同于霍夫曼和鄧肯（Hoffman & Duncan，1995）等人主要關(guān)注收入對(duì)離婚的影響[5]，而是同時(shí)涵蓋總收入、房產(chǎn)價(jià)格、總支出、個(gè)人消費(fèi)支出共四個(gè)變量，用來(lái)量化個(gè)人的經(jīng)濟(jì)條件;由于其他非經(jīng)濟(jì)因素，如年齡、性別等會(huì)對(duì)婚姻選擇產(chǎn)生影響，模型也將涵蓋一系列控制變量用來(lái)量化個(gè)體的非經(jīng)濟(jì)條件。

二、數(shù)據(jù)與模型

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。該調(diào)查于2010年發(fā)起，包含3.3萬(wàn)個(gè)個(gè)體樣本，并且每?jī)赡旮乱淮我?010年基線調(diào)查界定的追蹤對(duì)象的家庭信息（數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)開(kāi)放研究數(shù)據(jù)平臺(tái)《中國(guó)家庭追蹤調(diào)查》）[20]。由于該調(diào)查所選取的地區(qū)覆蓋了全國(guó)25個(gè)省、市、自治區(qū)的城市和農(nóng)村地區(qū)，因此具有全國(guó)代表性。本文所選取的數(shù)據(jù)來(lái)自于2010年、2012年以及2014年的調(diào)查，并將同一個(gè)體編號(hào)的樣本在各年的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并。雖然CFPS2016年的數(shù)據(jù)已經(jīng)可供使用，但是由于部分總收入數(shù)據(jù)的缺失，本文沒(méi)有使用2016年的數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)清理的過(guò)程中，本文剔除掉了2014年年齡未滿法定結(jié)婚年齡的未婚個(gè)體、在2014年仍未結(jié)婚的個(gè)體、在三次調(diào)查中始終保持喪偶狀態(tài)的個(gè)體，因?yàn)檫@些樣本個(gè)體無(wú)法或沒(méi)有結(jié)婚從而其財(cái)務(wù)狀況不能對(duì)婚姻選擇產(chǎn)生影響，并且也剔除掉了某年數(shù)據(jù)全部缺失的個(gè)體，因?yàn)檫@樣的樣本無(wú)法記錄其財(cái)務(wù)狀況的變動(dòng)值。在清理數(shù)據(jù)之后，數(shù)據(jù)集共有23 931個(gè)樣本的面板數(shù)據(jù)，其中共有270個(gè)樣本在2010—2014年之間發(fā)生了離婚。

婚姻市場(chǎng)的選擇較多，已婚個(gè)體會(huì)在其他選擇能提供更高的效用時(shí)，比如，與更富有的人結(jié)合而獲得更豐富的物質(zhì)享受、與興趣更相投的個(gè)體相結(jié)合而獲得更優(yōu)質(zhì)的日常生活，或是單純離開(kāi)現(xiàn)有伴侶以獲得寧?kù)o的獨(dú)居生活等，放棄原本的消費(fèi)選擇而選擇離婚。雖然選擇離婚的個(gè)體在離婚后會(huì)感到幸福感的落差，但是在考慮到其離婚前的幸福水平早已低于平均值后，可以發(fā)現(xiàn)離婚個(gè)體在離婚后的幸福感水平得到了提高，并且從長(zhǎng)期來(lái)看，離婚所造成的幸福感落差在離婚3年后會(huì)基本消失，因此，對(duì)于許多經(jīng)歷不滿意婚姻的個(gè)體而言，離婚確實(shí)是一個(gè)改善生活質(zhì)量、提高幸福感水平的選擇[18]。而在婚姻市場(chǎng)中，個(gè)人的經(jīng)濟(jì)條件和非經(jīng)濟(jì)條件與一般商品的價(jià)格、功能等條件類似，個(gè)體將會(huì)在他們能獲得更高的無(wú)差異曲線時(shí)更新自己的最優(yōu)選擇。因此，本文引入了個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件及其變動(dòng)和一系列的控制變量，量化在婚姻市場(chǎng)中的經(jīng)濟(jì)條件與非經(jīng)濟(jì)條件。

本文使用了logit回歸模型，被解釋變量是一個(gè)表示個(gè)體婚姻狀態(tài)的虛擬變量，XK為一組主要解釋變量，ICN為一組控制變量。Logit模型通過(guò)解釋變量的系數(shù)可計(jì)算出在一定情況下個(gè)體離婚與不離婚的幾率之比，因此對(duì)該比值減100%即可得到個(gè)體離婚的概率。

模型中的主要解釋變量是衡量個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件及其變動(dòng)的一組變量，全部的主要解釋變量包含年收入、年總支出、年個(gè)人消費(fèi)總支出、房產(chǎn)總價(jià)、年收入變動(dòng)、年總支出變動(dòng)、年個(gè)人消費(fèi)支出變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)、性別與總收入的交叉項(xiàng)、性別與房產(chǎn)總價(jià)的交叉項(xiàng)共十個(gè)變量，但是模型并不一定包含全部的主要解釋變量，不同的模型所涵蓋的主要解釋變量也并不相同，即J≤10。為了消除遺漏變量誤差以及測(cè)量誤差，模型也涵蓋了矩陣ICN作為控制變量，其中包含受教育年限、性別、年齡、家庭規(guī)模、父親的受教育程度、父親的政治面貌、母親的受教育程度、母親的政治面貌、是否是少數(shù)民族、是否是農(nóng)村居民共十個(gè)控制變量，這些控制變量的選擇在不同的模型之間保持一致。

模型中各個(gè)變量的具體說(shuō)明如下：被解釋變量是一個(gè)虛擬變量，如果個(gè)體在2010—2014年間有過(guò)離婚則該變量等于1，其他情況為0;年收入、年總支出、年個(gè)人消費(fèi)、房產(chǎn)總價(jià)支出通過(guò)調(diào)查的原始數(shù)據(jù)可得，單位是萬(wàn)元;年收入變動(dòng)、年總支出變動(dòng)、年個(gè)人消費(fèi)支出變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)則是通過(guò)對(duì)2014年的各項(xiàng)數(shù)據(jù)向2010年的各項(xiàng)數(shù)據(jù)求差而得，從而捕捉到每個(gè)樣本在2010—2014年這一區(qū)間內(nèi)的各項(xiàng)的變化趨勢(shì)，單位同樣是萬(wàn)元;性別是一個(gè)虛擬變量，當(dāng)個(gè)體為男性時(shí)該變量為1，女性則為0;是否是少數(shù)民族為虛擬變量，當(dāng)個(gè)體為漢族時(shí)該變量為0，而個(gè)體為其他民族時(shí)該變量為1;家庭成員的數(shù)量反映了日常居住在一起的成員數(shù)量;受教育年限是根據(jù)樣本所獲得的最高學(xué)歷進(jìn)行年份換算所得到的數(shù)據(jù)，計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)是義務(wù)制教育九年、高中教育三年、高職高專教育三年、大學(xué)本科四年、碩士研究生三年、博士生研究生四年，假如一個(gè)樣本所獲得的最高學(xué)歷為大學(xué)本科，則其受教育年限為16年;父母的政治面貌則是，當(dāng)其政治面貌為中共黨員時(shí)虛擬變量為1，其余情況為0。

對(duì)于控制變量的選擇，原因有以下幾點(diǎn)，一是年齡較大、受教育程度偏低的個(gè)體更有可能會(huì)有較為保守的認(rèn)知，因此他們更有可能對(duì)于離婚有部分偏見(jiàn)，或者認(rèn)為離婚對(duì)于家庭和個(gè)體的名譽(yù)有負(fù)面的影響。二是相比較于人口流動(dòng)較大、經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的城市地區(qū)，在經(jīng)濟(jì)水平欠發(fā)達(dá)的農(nóng)村地區(qū)可能對(duì)于傳統(tǒng)觀念的重視程度也會(huì)較高。三是年齡越大的夫婦通常結(jié)婚的時(shí)間也越長(zhǎng)，因此夫妻間可能會(huì)有更強(qiáng)的感情聯(lián)系。四是父母的背景條件可能會(huì)在子女的成長(zhǎng)過(guò)程中起到一定的引導(dǎo)作用，并且子女在面臨重大選擇時(shí)可能會(huì)征求父母的意見(jiàn)。

各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)如表1所示，個(gè)體平均年總收入為7 400元，這可能是由于有許多樣本的收入數(shù)據(jù)缺失造成的;平均總支出則是59 700元，這與平均年收入的差距較大，因此也說(shuō)明了收入數(shù)據(jù)可能存在一定的問(wèn)題;平均房產(chǎn)總價(jià)為350 000元。基于不同類型的樣本進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)有如下發(fā)現(xiàn)：（1）城鄉(xiāng)居民的離婚概率存在差異。在農(nóng)村居住的個(gè)體占總樣本的48.3%，但是在所有離婚樣本中農(nóng)村居民的占比只有38.3%，因此與前文的設(shè)想一致：農(nóng)村個(gè)體可能會(huì)有較低的離婚概率。（2）男性與女性的樣本比例在離婚的樣本群和已婚的樣本群之間有顯著的差別，在離婚群體中男性樣本與女性樣本的比例約為3∶2，而在全部樣本中男性與女性的比例為1∶1，說(shuō)明男性樣本在離婚群體中所占的比例更高。（3）在不同性別的群體中平均收入差異較大，男性樣本的平均收入比女性樣本的平均收入高5 400元。（4）在不同地區(qū)可能存在收入不平等現(xiàn)象，農(nóng)村居民的平均收入比城市居民的平局收入低2 200元。

三、實(shí)證分析

本文共使用了4個(gè)回歸模型，并將其分為兩組，每組內(nèi)兩個(gè)模型進(jìn)行對(duì)照。第一組為模型1與模型2，第二組為模型3與模型4。組內(nèi)兩個(gè)模型的區(qū)別則主要是是否使用了性別與收入、性別房產(chǎn)這兩個(gè)交叉項(xiàng)，交叉項(xiàng)的引入是由于不同性別的樣本平均收入有較大的差異，同時(shí)男性較女性的離婚率更高。而在不同分組的模型之間，差別是是否引入了收入變動(dòng)、支出變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)與個(gè)體消費(fèi)支出變動(dòng)這4個(gè)衡量個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件動(dòng)態(tài)變化的變量。4個(gè)模型的回歸結(jié)果如表3所示。下面將分模型對(duì)各回歸結(jié)果進(jìn)行解讀。

模型1的主要解釋變量?jī)H使用了年收入、房產(chǎn)總價(jià)、個(gè)人消費(fèi)支出、總支出四個(gè)變量，此時(shí)的回歸結(jié)果顯示，主要解釋變量的系數(shù)僅有個(gè)人消費(fèi)支出和總支出在10%水平顯著（詳見(jiàn)表2）。此時(shí)的系數(shù)說(shuō)明在保持其他條件全部一致的情況下，年支出為11萬(wàn)元的個(gè)體的離婚概率比年支出為10萬(wàn)的個(gè)體的離婚概率低4.22%，而個(gè)人消費(fèi)支出水平越高，離婚的概率則會(huì)上升。同時(shí)，男性的離婚概率比女性的離婚概率高69%，年齡的上升、家庭規(guī)模的擴(kuò)張、父親為中共黨員、在農(nóng)村居住都會(huì)使個(gè)體的離婚概率有所降低。由于CFPS將轉(zhuǎn)移性支出、保障性支出、建房購(gòu)房貸款支出都劃歸為總支出的一部分，因此包括對(duì)非同住親友的經(jīng)濟(jì)支持、人情禮、購(gòu)買各類商業(yè)保險(xiǎn)等方面的支出越高，家庭之間的情感聯(lián)系、穩(wěn)定度也會(huì)越強(qiáng)，從而導(dǎo)致總支出與離婚概率之間的系數(shù)為負(fù)。

由于受到傳統(tǒng)家庭模式和傳統(tǒng)價(jià)值觀的影響，女性在擇偶過(guò)程中更重視男性的經(jīng)濟(jì)能力，而男性在擇偶過(guò)程中更重視女性的容貌、文化等非經(jīng)濟(jì)條件，雖然這一趨勢(shì)正在改變，但擇偶時(shí)的性別差異仍需要一定的時(shí)日才能得以淡化[19]，這一差異在離婚選擇時(shí)可能也會(huì)體現(xiàn)。

因此，模型2在模型1的基礎(chǔ)上，添加了性別與總收入、性別與房產(chǎn)總價(jià)的交叉項(xiàng)作為兩個(gè)額外的主要解釋變量，以此來(lái)捕捉總收入與房產(chǎn)總價(jià)在不同性別的群體之間對(duì)離婚概率所造成的不同的影響。相較于模型一不顯著的總收入與離婚概率之間的系數(shù)，模型2中總收入的系數(shù)為正并在5%水平顯著，同時(shí)性別與總收入的交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，個(gè)人消費(fèi)支出、總支出的系數(shù)較模型一的結(jié)果沒(méi)有太大的變化，房產(chǎn)總價(jià)的系數(shù)為正但仍不顯著。說(shuō)明了個(gè)體收入水平越高其離婚的概率也越高，并且相較于男性群體，女性群體的收入水平對(duì)離婚概率的影響更大，例如在其他條件全部相同的情況下，一位總收入為10萬(wàn)元的男性相較于一位總收入為10萬(wàn)元的女性，該男性的離婚概率低108.18%，而當(dāng)總收入皆為1萬(wàn)元時(shí)，男性的離婚概率高82.37%。這一結(jié)果顯示了在總收入較低的情況下，男性個(gè)體有著更高的離婚概率，但是在總收入較高的情況下，女性個(gè)體的離婚概率更高，這一結(jié)果與布里奇斯和迪斯尼（Bridges & Disney，2016）的結(jié)論相似。其內(nèi)在原因可能是在收入較低時(shí)，女性的經(jīng)濟(jì)能力無(wú)法完全獨(dú)立于男性，因此當(dāng)女性對(duì)男性配偶有所不滿時(shí)，也會(huì)由于經(jīng)濟(jì)壓力、傳統(tǒng)觀念等方面的原因而選擇暫時(shí)忍讓，保持當(dāng)前的婚姻關(guān)系。而隨著女性個(gè)體收入水平的提高，其獨(dú)立性也越來(lái)越強(qiáng)，對(duì)于傳統(tǒng)觀念的反抗意識(shí)也越強(qiáng)，因此，在其對(duì)男性配偶無(wú)法忍受的情況下不會(huì)再忍氣吞聲，而是選擇結(jié)束婚姻關(guān)系。

模型3則引入了個(gè)體在2010—2014年間經(jīng)濟(jì)條件波動(dòng)的變量，總收入的變動(dòng)、總支出的變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)的變動(dòng)，以及個(gè)人消費(fèi)支出的變動(dòng)。由于個(gè)人消費(fèi)支出與總支出的系數(shù)在引入新的變量以后不再顯著，在模型3中便移除了總支出與個(gè)人消費(fèi)支出。模型3的回歸結(jié)果顯示，總收入與房產(chǎn)總價(jià)對(duì)離婚概率沒(méi)有顯著的影響，但是總支出的變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)的變動(dòng)、個(gè)人消費(fèi)支出的變動(dòng)都對(duì)離婚概率有顯著的影響：當(dāng)總支出較上一期增長(zhǎng)了10萬(wàn)元時(shí)，離婚的概率會(huì)降低5.98%;當(dāng)房產(chǎn)總價(jià)較上一期增長(zhǎng)了10萬(wàn)元時(shí)，個(gè)體離婚的概率會(huì)降低1.19%;而當(dāng)個(gè)人消費(fèi)支出較上一期增長(zhǎng)了10萬(wàn)元時(shí)，個(gè)體離婚的概率會(huì)增長(zhǎng)49.78%。其余各個(gè)控制變量系數(shù)的符號(hào)與模型1、2基本一致，并無(wú)太大的變化。

模型4則在模型3的基礎(chǔ)上引入了性別與收入、性別與房產(chǎn)總價(jià)的交叉項(xiàng)。在加入交叉項(xiàng)過(guò)后，房產(chǎn)總價(jià)的系數(shù)在10%水平顯著，而收入的系數(shù)仍不顯著，但是顯著性水平有所提高。回歸結(jié)果顯示，在除房產(chǎn)總價(jià)不同，其余所有條件均相同的條件下，一個(gè)擁有房產(chǎn)總價(jià)為200萬(wàn)元的個(gè)體，與一個(gè)擁有房產(chǎn)總價(jià)為100萬(wàn)元的個(gè)體相比，前者的離婚概率比后者高34.48%。但是，房產(chǎn)總價(jià)的正向增長(zhǎng)會(huì)使得個(gè)體的婚姻更加穩(wěn)定，這意味著在其余數(shù)據(jù)均相同的條件下，如果有兩位當(dāng)前房產(chǎn)總價(jià)同樣為100萬(wàn)元的個(gè)體，第一位個(gè)體房產(chǎn)總價(jià)相較于上一期減少了50萬(wàn)元，而第二位個(gè)體房產(chǎn)總價(jià)相較于上一期增加了50萬(wàn)元，則房產(chǎn)總價(jià)的變動(dòng)導(dǎo)致前者的離婚概率相較于后者的離婚概率高15.26%。總支出的變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)的變動(dòng)與個(gè)人消費(fèi)支出的變動(dòng)對(duì)離婚概率的影響則與模型3的結(jié)果基本一致。

綜上，本文共使用了10個(gè)衡量個(gè)體經(jīng)濟(jì)條件的變量進(jìn)行研究，通過(guò)以上4個(gè)模型的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，這些變量對(duì)個(gè)體是否選擇離婚造成的影響在符號(hào)上并不相同，這意味著有些經(jīng)濟(jì)條件的提高會(huì)增加離婚的概率，而有些經(jīng)濟(jì)條件的提高會(huì)降低離婚的概率。在以總收入、房產(chǎn)總價(jià)、個(gè)人消費(fèi)支出、總支出構(gòu)成的個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件中，僅有總支出的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，其余3個(gè)變量的系數(shù)符號(hào)為正，意味著除總支出外，個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件越好，其離婚的概率也越高。而在以總收入變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)、個(gè)人消費(fèi)支出變動(dòng)、總支出變動(dòng)構(gòu)成的個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件變動(dòng)中，只有個(gè)人消費(fèi)支出的系數(shù)符號(hào)為正，其余系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明了在不考慮個(gè)人消費(fèi)支出變動(dòng)的情況下，個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件的正向波動(dòng)將會(huì)降低其離婚的概率，使得家庭更加穩(wěn)定。該結(jié)果可以這樣理解：房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)、總支出變動(dòng)均會(huì)對(duì)家庭其他成員產(chǎn)生影響，因此，這些正向的波動(dòng)將會(huì)降低離婚的概率，增強(qiáng)家庭的穩(wěn)定性;而個(gè)人消費(fèi)支出變動(dòng)僅會(huì)對(duì)自身產(chǎn)生影響，因此無(wú)法加強(qiáng)與家庭成員之間的聯(lián)系，反而會(huì)增加離婚的概率。

控制變量的系數(shù)在各個(gè)模型中并無(wú)太大的變化。其中，年齡、性別、是否是農(nóng)村居民、家庭成員數(shù)量、父親的政治面貌的系數(shù)在4個(gè)模型中始終保持顯著并且差異并不明顯，而是否是少數(shù)民族、父母及個(gè)體的受教育年限的系數(shù)均不顯著，各控制變量的系數(shù)以模型4的回歸結(jié)果進(jìn)行解釋：在其他條件相同的情況下，農(nóng)村居民的離婚概率比城市居民的離婚概率更低。這一結(jié)論也與前文的預(yù)測(cè)保持一致，即農(nóng)村居民可能相對(duì)更為保守;個(gè)體的年齡與離婚概率直接存在負(fù)的系數(shù)，個(gè)體的年齡每增長(zhǎng)1歲，其離婚的概率會(huì)降低4.93%。同時(shí)，男性的離婚概率比女性更高;家庭規(guī)模與離婚概率之間的系數(shù)也是負(fù)數(shù)，當(dāng)一個(gè)家庭每多一位家庭成員時(shí)，離婚的概率就會(huì)降低33.68%;個(gè)體的父親是否為中共黨員也會(huì)對(duì)該個(gè)體的離婚概率產(chǎn)生顯著的影響，相比較于父親的政治面貌為其他的樣本，父親的政治面貌為中共黨員的樣本的離婚概率低39.62%。

四、結(jié)論

本文使用了CFPS的個(gè)體面板數(shù)據(jù)對(duì)可能會(huì)影響個(gè)體婚姻狀態(tài)的個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件進(jìn)行了logit回歸，其中衡量個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件的變量包括總收入、總支出、個(gè)人消費(fèi)支出、房產(chǎn)總價(jià)?；貧w結(jié)果顯示，個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件及其波動(dòng)確實(shí)會(huì)對(duì)個(gè)體的婚姻狀態(tài)產(chǎn)生影響，然而不同經(jīng)濟(jì)因素的系數(shù)符號(hào)并不相同。具體有如下發(fā)現(xiàn)：一是個(gè)人收入水平越高，其離婚的概率越高，并且在女性群體中收入對(duì)離婚概率的影響更大。這一結(jié)論與貝克和蘭德斯（Becker & Landes，1977）提出的女性工資水平的提高將會(huì)減少其在婚姻中所獲得收益這一結(jié)論相一致，這可能是因?yàn)殡S著女性收入水平的提高，女性在婚姻關(guān)系中對(duì)男性的經(jīng)濟(jì)依賴程度降低。因此，在婚姻關(guān)系不滿意的情況下，女性不再會(huì)由于經(jīng)濟(jì)因素而選擇遷就和忍讓。二是家庭總支出的增加會(huì)顯著降低個(gè)體離婚的概率，這意味著更多對(duì)家庭的經(jīng)濟(jì)投入，例如保險(xiǎn)、親友間的人情禮等能夠降低離婚的概率，使得家庭關(guān)系更加穩(wěn)固。三是房產(chǎn)總價(jià)的正向波動(dòng)則會(huì)減少個(gè)體離婚的概率，但房產(chǎn)總價(jià)總體上與離婚概率之間呈正相關(guān)。四是個(gè)體消費(fèi)支出的上升也會(huì)提高離婚的概率，這意味著對(duì)個(gè)人消費(fèi)的過(guò)分投入會(huì)導(dǎo)致婚姻關(guān)系的惡化。這可能是因?yàn)樵诟鱾€(gè)消費(fèi)市場(chǎng)中，隨著可選擇消費(fèi)束的增加，夫婦由于不同的偏好導(dǎo)致他們的最優(yōu)消費(fèi)束不再保持一致，從而增加了生活中的爭(zhēng)吵與矛盾，導(dǎo)致了婚姻的不穩(wěn)定。因此，在個(gè)人經(jīng)濟(jì)條件提升后，如果希望保持婚姻狀況的穩(wěn)定，應(yīng)當(dāng)在增加個(gè)人消費(fèi)支出的同時(shí)，增加對(duì)其他家庭成員和家庭整體的經(jīng)濟(jì)投入。

總而言之，個(gè)人當(dāng)前的絕對(duì)經(jīng)濟(jì)條件越高，其離婚的概率越高，但是個(gè)人短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)條件的正向波動(dòng)將會(huì)降低其離婚的概率，這一結(jié)論也與霍夫曼和鄧肯（Hoffman & Duncan，1995）等人的研究結(jié)論基本保持一致。本文的結(jié)論驗(yàn)證了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和離婚率增長(zhǎng)之間可能存在的潛在關(guān)系，為影響個(gè)體婚姻選擇的多種因素給出了符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的解釋，并且驗(yàn)證了中外相關(guān)研究中基于不同樣本得出的多種結(jié)論。

文章中的回歸結(jié)果顯示，個(gè)人收入及其變動(dòng)與離婚概率之間的關(guān)系并不十分顯著。這可能是由于數(shù)據(jù)源中許多樣本的收入數(shù)據(jù)存在錯(cuò)誤導(dǎo)致的，因?yàn)楸疚乃褂玫臉颖酒骄杖朊黠@低于2014年的居民平均收入，可能的原因是受訪的樣本個(gè)體對(duì)個(gè)人信息有所隱瞞或者誤報(bào)。同時(shí)，由于許多樣本僅有一套住房，因此對(duì)于這些樣本而言，房產(chǎn)總價(jià)的多少并不能對(duì)其當(dāng)前生活的經(jīng)濟(jì)條件產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，并且由于樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于不同的城市，房產(chǎn)總價(jià)的差異可能僅能反映不同城市的土地稀缺程度，而無(wú)法反映個(gè)體在居住過(guò)程中收獲的效用的多少，從而無(wú)法獲得住房條件對(duì)婚姻選擇的影響。針對(duì)這一問(wèn)題，家庭人均住房面積或者家庭住房總面積是一個(gè)可能的替代變量，然而在CFPS中并沒(méi)有提供這一項(xiàng)數(shù)據(jù)。不僅如此，由于CFPS現(xiàn)如今提供的數(shù)據(jù)時(shí)間跨度僅有不到10年，樣本個(gè)體的收入變動(dòng)、支出變動(dòng)、房產(chǎn)總價(jià)變動(dòng)可能并無(wú)太大的差異，因此，隨著調(diào)查年份跨度的增加以及數(shù)據(jù)的豐富，未來(lái)的研究可能會(huì)得出更多顯著、有意義的結(jié)論。

參考文獻(xiàn)：

[1] ?孫鵑娟，李婷.中國(guó)老年人的婚姻家庭現(xiàn)狀與變動(dòng)情況——根據(jù)2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查的分析[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2018，（4）：99-107，123.

[2] ?Becker G.，Landes E.，Michael R.An Economic Analysis of Marital Instability[J].Journal of Political Economy，1977，85（6）：1141-1187.

[3] ?Hankins S.，Hoekstra M.Lucky in Life，Unlucky in Love？：The Effect of Random Income Shocks on Marriage and Divorce[J].The Journal of Human Resources，2011，46（2）：403.

[4] ?Centers for Disease Control and Prevention.Marriage and Divorce[Z/OL].http：//www.cdc.gov/nchs/fastats/marriage-divorce.htm，2016.

[5] ?Hoffman S.，Duncan G.The Effect of Incomes，Wages，and AFDC Benefits on Marital Disruption[J].The Journal of Human Resources，1995，30（1）：19-41.

[6] ?Antony D.，Robert R.The law and economics of marriage and divorce，2002：157-168.

[7] ?Landes E.Economics of Alimony[J].Journal of Legal Studies，1978，（7）：35-63.

[8] ?Whittington L.，Alm J.Til Death or Taxes Do Us Part：The Effect of Income Taxation on Divorce[J].Journal of Human Resources，1997，（32）：388-412.

[9] ?Bridges S.，Disney R.Household Finances，Income Shocks，and Family Separation in Britain[J].Economic Inquiry，2016，54（1）：698-718.

[10] ?Trail T.，Karney B.Whats（not）Wrong with Low-income Marriages[J].Journal of Marriage and Family，2012，74（3）：413-427.

[11] ?Sassler S.，Roy S.，Stasny E.Mens Economic Status and Marital Transitions of Fragile Families[J].Demographic Research，2014，30（1）：71-110.

[12] ?于維洋，周薇.中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與婚姻穩(wěn)定性關(guān)系研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015，（22）：83-86.

[13] ?劉一霖.我國(guó)房?jī)r(jià)與婚姻穩(wěn)定性關(guān)系間的實(shí)證研究[D].成都：西南交通大學(xué)，2016.

[14] ?陳瑩瑩.中國(guó)轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)離婚率的影響研究[D].濟(jì)南：山東財(cái)經(jīng)大學(xué)，2013.

[15] ?郭婷，秦雪征.婚姻匹配、生活滿意度和初婚離婚風(fēng)險(xiǎn)——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的研究[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2016，（6）：42-68.

[16] ?肖金利，潘越，戴亦一.“保守”的婚姻：夫妻共同持股與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（5）：190-204.

[17] ?尹志超，張誠(chéng).女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019，54（4）：165-181.

[18] ?馬汴京.分手快樂(lè)？——離婚對(duì)個(gè)體幸福感的影響[J].南方經(jīng)濟(jì)，2019，（7）：116-135.

[19] ?陳奇，陳皆明.大學(xué)生擇偶過(guò)程中的競(jìng)爭(zhēng)與配對(duì)——教育同質(zhì)婚的形成機(jī)制探析[J].西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2019，39（3）：59-68.

Abstract：Focus on the impact of individual economic conditions on the status of their marriage，including personal background，economic conditions，and family relationships Data，using the regression model to make an empirical study.The results show that the rise of total expenditure，the rise of the total price of the real estate will reduce the probability of the individuals divorce，and the rise of personal income will increase the probability of divorce，among which the influence of income on the female population is more The study concluded that the rise of the divorce rate in China provided an explanation of the economic theory，and compared and verified with the relevant research conclusions of different samples and models，so as to provide some data and theory to the individual how to keep the stability of the marriage state.

Key words：divorce;economic conditions;marriage;receipt