一、研究问题
近年来，伴随着社会经济的高速发展及社会结构的急剧转型，中国传统的婚姻关系受到巨大冲击，现代家庭结构的稳定性遭遇了严峻挑战，离婚率逐年升高。在此背景下，关于婚姻满意度的研 究成为家庭社会学的重要议题之一(叶文振、徐安琪，2 o;Bradbury et 址，2000) 。因为婚姻满意度不仅对婚姻稳定性有重要影响 (Waite et al.，29;徐安琪，a)，同时还会影响到家庭成员的身体与心理健康 (Fincham&Beach ，)。哪些因素会影响人们的婚姻满意度，以及它们是怎样发挥影响的，是很多研究试图回答的问题。
家庭权力关系模式即为讨论的诸多因素之一。但如何测量夫妻间的相对权力大小一直存有争议，一些研究倾向于以家庭决策的结果来考察家庭权力 (Katz et址，1985;Mirowsky ，1985) ;但柴尔 德( Safilios-Rothschild )则强调从动态过程来考察家庭权力，这包括权力基础(夫妻各自所占有的资 源)、权力实施过程(双方在商议事情、解决问题和处理冲突方面的互动过程)和权力结果(最终由 谁决策) (Safilios-Rothschild，1970)。对于中国社会来说，上述家庭权力中的事务决策和家务分工方 面则更为研究者所关注(徐安琪、刘汶蓉， 23;郑丹丹、杨善华，; 徐安琪，) 。
许多既有研究都认为，在家庭权力关系与婚姻满意度之间存在着一定的关联。在西方社会，夫妻在家中的权力相当时，女性的婚姻满意度最高，如果家庭权力出现了不平衡，无论夫妻哪一方占据了相对优势，都会降低女性的婚姻满意度( Michel ，1967 ;Safilios-Rothschild ，1967;Kolb & Murr町，1974) 。在中国社会，研究结果并不一致，早期研究认为，丈夫承担更多的家务和女性具有更多的决策权，婚姻满意度会更高(卢淑华，1992) 。但随后的一些研究并未发现家务分工与家庭决策权同婚 姻满意度之间有太大关系(徐安琪、叶文振，1998;陈婷婷，) ，其中一个重要原因可能是没有依 性别进行群体区分。在中国这样一个具有"父权家长制"传统的社会，家庭中以夫权为主导，对性别 角色的分工是将男性视为"一家之主" (左际平，2002) ，因此女性做家务和男性掌握决策权是一种最为平常的权力关系模式，而这种权力关系模式的颠覆所带来的影响对于不同性别而言可能是相反的，即家庭权力关系平等化可能会提高女性婚姻满意度，但降低男性婚姻满意度，故而从总体上看则没有什么变化。已有研究显示，拥有家庭实权确实会提高女性的家庭地位满意度(徐安琪，24) ;但如果男性在家庭权力关系中处于劣势地位一一即中国俗语中的"妻管严"，这是否会降低 他们的婚姻满意度，目前还没有经验研究讨论这个问题。
另一方面，越来越多的研究强调，夫妻间的人际关系包括权力关系对于婚姻满意度的影响必须置于特定的情境下考察，因为在不同情境下，这些影响可能不一样，而这些情景包括了宏观社会情境，如社会文化、政治体制等;以及微观的家庭背景，如夫妻的社会经济地位、是否有孩子等 (Bradbury et 乱，2000)。就本文而言，这意味着"妻管严"的权力关系模式对于男性婚姻满意度的 影响在不同情境下可能是会改变，因此对于这些情境因素的讨论是本文的第二个问题。
回顾以往有关家庭权力关系和婚姻满意度的研究，一方面，也许和历史上女性处于相对劣势地 位有关，研究者更多关注的是女性群体，而少见专门针对男性群体的分析，但男性在家庭权力关系 中的地位以及婚姻满意度也不能忽视，毕竟男性更可能在不满意的情况下使用家庭暴力，而且所造 的肢体伤害更大(王天夫， )。另一方面，国内各类研究很少讨论调节家庭权力关系对婚姻满意度影响的情境因素，而这将有助于我们了解如何尽量减少家庭权力关系对婚姻满意度的消极影响。本文试图在这两点上做一些突破。
二、研究假设
(一)"妻管严"与男性婚姻满意度
"妻管严"可以理解为一种妻权主导型的家庭权力关系模式，它描述的是在家庭权力关系中，妻子占据着相对优势的位置，而丈夫在大多数的家庭事务上需要昕从妻子的安排(许放明，)。但 是，中国传统社会是一种男权制社会，"夫主妻从"才是人们普遍接受的一种权力关系模式，而"妻 管严"则有悖于传统社会规范对夫妻角色关系的期待，故而常常受到人们的嘲讽。另一方面，男性 群体的性别角色观念更偏保守和传统，并且在不同年龄群体表现出高度的一致性和稳定性(刘爱玉、佟新，) ，对于更为保守的男性群体来说，若在家庭权力关系中处于劣势地位，则与他们所持有的性别角色观念相冲突，从而会削弱他们的婚姻满意度(申顺芬、林明鲜， )。综上，由于"妻 管严"角色与传统社会规范以及男性自身的传统社会性别观念相悖，因此会降低男性的婚姻满意 度，基于此，本文提出第一个假设:
假设1:相对于在家庭权力关系中处于优势地位的男性来说，在家庭权力关系中占据劣势地位的男性，其婚姻满意度会更低。
(二)宏观情境
现代化变迁下的"妻管严" 现代化理论认为，为了满足经济一技术理性发展的功能需要，各种社会结构和社会观念都会随着现代化进程而改变，其中也包括家庭结构和性别观念。一方面，人们的性别与婚姻观念逐渐从传 统向现代过渡，而现代性别观念强调的是男女平等，打破传统的性别分工;另一方面，大多数女性都 走出家门，参加工作，实现经济独立，从而摆脱对男性的经济依赖。因此，家庭中的权力关系会趋于 平等化，越来越多家庭内部的权力关系模式从"夫主妻从"转变为"夫妻平权"，甚至是"夫从妻主" (马春华等， )。如果现代化逻辑成立的话，那么随着现代化的发展，"妻管严"角色将被越来越多的人接受，其对男性婚姻满意度的消极影响就会变小，甚至可能不再发挥影响。
本文主要从两个角度考虑现代化进程的影响:首先，就社会层面来看，现代化发展越高的地区， 社会对"妻管严"的接受程度越高，这里用城乡来衡量地区现代化的发展程度，认为城市的现代化程 度要高于农村;其次，就个人而言，受现代化影响越深的男性，其个人的性别角色观念越现代，越能 接受"妻管严"角色，这里使用受教育程度来衡量男性受现代化影响的程度，受教育程度越高的男 性，我们认为其受现代化影响的程度越深。由此可以得到两个假设:
假设2.1:在农村，男性在家庭权力关系中的劣势地位会削弱其婚姻满意度;但在城市，这种消极影响更小，甚至不会有影响。
假设2.2:受教育程度低的男性，在家庭权力关系中的劣势地位会削弱其婚姻满意度;但对于受教育程度高的男性而言，这种消极影响更小，甚至不会有影响。
(三)微观情境
社会互动过程中的"妻管严" 现代化发展只是"妻管严"权力关系模式形成的宏观社会背景，但从微观上看，夫妻权力关系形成于社会互动过程中。社会交换理论认为，夫妻双方的互动事实上是一个资源交换过程，当一方在 某种资源上依赖于对方却不能给予对方适当的回报时，就会以依从作为回报，那么另一方就获得了 权力(贾春增，28:251-252) 。当然，这里的资源是从广义上的，包括了物质资源和感情资源，从 这里也可以区分出"妻管严"形成的两种具体路径，而在不同路径下，"妻管严"角色对于男性婚姻 满意度的影响可能是不同的。
首先，资源理论强调家庭权力大小来源于夫妻物质资源的相对差异，认为夫妻中在物质资源上 (如受教育程度、收入、职业的社会地位等)占据了相对优势的一方，在家庭决策中也往往具有更大 权力( Szinovacz ，1978 ;McDonald ，1980) 。左际平(2 2) 认为，在缺乏与丈夫"谈判"的经济基础情况 下，妻子会通过多做家务来取得"女性资源"，用以换取丈夫的"男性资源"一与丈夫分享其较高 的经济、社会地位。从这一角度来看，"妻管严"的形成通常是因为丈夫在家庭外所掌握的社会资源 不如妻子，为了分享妻子的社会资源，就会在家庭内让技一些权力给妻子。
其次，"爱与需要相对理论"对于资源理论将资源仅仅局限于物质资源提出了强烈批评。该理 论认为，夫妻之中爱对方和需要对方的程度才是解释权力关系的最重要因素。那么，夫妻中爱得较 深和更需要婚姻的一方，由于担心配偶变心，往往更易顺从对方而失去权力( Safilios-Rothschild ， 1976;徐安琪，h:191 -210) 。一般情况下，女性往往将婚姻作为自己的归宿，婚后在经济和感情上更多地依附丈夫，更有可能放弃权力或接受配偶的支配(拉曼纳、尼雷德门，1995:183) 。从这 种角度看，"妻管严"的形成是因为丈夫在爱和需要方面更依赖于妻子，因此他们愿意让妻子控制家庭中的权力。
从上述理论来看，"妻管严"的形成存在两种路径。但在不同路径下，"妻管严"对男性婚姻满 意度的影响可能并不一样。婚姻坡度理论认为，在婚姻市场中，女性择偶的对象往往是社会经济地 位比自己高的男性，当两性社会经济地位反过来时，男性常常会产生自卑心理(李后建， )。在 这种情况下，他们还不得不接受传统性别分工的颠覆，这可能会加深他们内心的失衡，从而降低婚 姻满意度。但是，也有许多"妻管严"的男性，他们的社会经济地位并不比妻子低，他们成为"妻管 严"可能并不是因为资源依赖而被动让渡权力给妻子，而更可能是一种出于爱与需要的主动行为， 那么传统性别分工颠覆带来的失衡感就不会如此强烈。故而，本文认为:
假设3:社会经济地位相对妻子更低的男性，在家庭权力关系中的劣势地位会削弱其婚姻满意度;但对于那些社会经济地位相对更高的男性而言，这种消极影响更小，甚至不会有影响。
三、数据、分析方法与操作化变量
本文将采用 年中国综合社会调查 (CGSS ) 家庭问卷数据，主要使用多组结构方程模 型方法( multiτroup SEM) 来检验上述研究假设。CGSS26 对约 30% 的受访者继续调查了家庭问卷中的内容。如前所述，由于本文关心的是"妻管严"的婚姻满意度，即需要专门针对男性群体进行 分析，筛选样本并列删有缺失信息的观测案例后，得到符合分析条件的样本量为946 。
(一)概念操作化与测量模型
首先，婚姻满意度是本文各个研究假设中关注的因变量，即所设定的结构方程模型中的内生变量。笔者使用婚姻生活总体满意度和配偶替代的可能性这两个显变量进行测量，①将这二者近似地 视为连续尺度。一个合理的预测是，婚姻满意度与配偶替代的可能性之间呈负相关关系，即丈夫对婚姻生活的满意度越高，其更换配偶的概率则会越低。其次，主要的外生解释变量是家庭权力关系模式。与以往多数研究不同的是，本文不对其作简单的类型学上的划分，而是如本文第一部分中所述，先区分为"妻子从事家务活动"和"自己进行家 事决策"两个维度，将这二者视为外生潜变量("家务活动"和"家事决策" )，继而分别使用三个(准 备晚饭、洗衣服及打扫家里)和四个(子女教养、自己父母奉养、家用支出分配及买高价家庭用品) 外生显变量对这两个外生潜变量进行测量。在这里，家务活动得分越高，表示妻子从事家务活动 的频率越低;家事决策得分越高，表示自己做决策的频率越低。我们认为，夫妻双方中哪→方从事 家务活动的频率越低，同时进行家事决策的频率越高，则该方在家庭生活中权力越大，在家庭权力关 系中相对更占据优势地位。由于本文只考察男性，所以如果被访者在家务活动和家事决策的两组显 变量上的得分越高，说明其在家庭权力关系中相对地位越低，越可能为前文中定义的"妻管严"群体。
基于上述两点，本文先对全样本设定并检验了测量模型(如图 1所示)。另外，本文研究中所涉及的观测变量描述统计结果参见表1.
图1(左)报告了初始测量模型的拟合结果，发现依图1(左)设定的测量模型对数据的拟合并 不是很好 :X 2 (24)=113.148 ，在0.1的显著性水平下统计显著，这说明由该模型预测的协方差矩阵与样本数据观测到的协方差矩阵有着显著的差异，且RMSEA( 近似误差均方根)指标也大于 0.05。所以，我们试图根据模型修正指数对其进行修正，设定了(子女教养和自己父母奉养)、(家 庭支出分配和买高价家庭用品)这两组外生显变量的误差项相关，当然，我们认为这一约束的假定 有着相当的合理性。修正后的全样本测量模型矿 (22) = 21.926 ，P =0.464，RMSEA 接近于0，BIC 与初始测量模型相比减小了77，模型拟合得到了很大的改善。另外，测量模型估计得到的各个负荷 系数的方向与前文中给出的理论预测均相一致，且各标准化负荷系数的绝对值均大于0.3，可以认为各显变量对潜变量有着较好的测量效度(王卫东，:115 -117)。
(二)全模型和分析策略
完成了测量模型的估计，以及对本研究所涉及的三个核心概念的测量效度进行了评估之后，笔者的分析策略是，先针对全样本构建同时包括测量模型和结构模型的全模型:在测量模型的基础上，增加了由妻子从事家务活动和自己进行家事决策这两个外生潜变量分别都指向内生潜变量婚 姻满意度的两条路径，目的是检验前文中提出的第一个研究假设，考察丈夫在家庭权力关系中的相 对位置是否会对其婚姻满意度发生影响。
然后，在此基础上，我们构建相应的多组结构方程模型来检验假设 2.1 和假设3。有关样本组 的划分方法是:
(1)城市男d性与农村男性:依居住地划分;
(2)学历分组:考虑到初级教育的普及，以高中教育为标准划分为了高中及以上学历者和无高中学历者 ;
(3) 男性社会经济地位分组:依夫妻 年收人差将整个男性样本分为了收人高于妻子组和收入低于妻子组。
四、分析结果
(一)"妻管严"的婚姻满意度低吗?
我们首先拟合全样本的结构方程模型，以检验男性家庭权力地位与其婚姻满意度之间的关系，参数估计结果见图 2 。各项用于评价拟合优度的指标结果显示，模型整体拟合得很好(卡方 检验不显著， RMSEA =0，CFI = 1 )。由图 2 可以看到家务分工和家事决策指向内生潜变量婚姻 满意度的路径系数分别为 -0.183 和 -0.129 ，并且在0.05 的显著性水平下统计显著。这说明， 家庭权力地位对男性的婚姻满意度具有重要影响。具体来说，妻子更少地从事家务活动，以及自己更少地进行家事决策，都会显著地削弱作为丈夫的婚姻满意度。另外，由于图 2 中报告的均是 标准化路径系数，此估计结果还能够说明，家务活动对男性婚姻满意度带来的影响要更大。这些 结果基本支持假设1，即在家庭权力关系中占据劣势地位的男性，婚姻满意度会更低。在前文中，笔者进一步假设这二者的关系在不同的宏观现代化进程和微观社会互动过程中有着差异性 的表现。笔者下面试图在各种具体的情境条件下，进一步分析家庭权力关系与婚姻满意度之间的各种关系。
(二)现代化变迁、家庭权力与婚姻满意度
这一部分主要是对本文提出的第二组假设进行检验。如前文所述，本研究拟采用多组结构方程模型的方法对数据进行分析。传统上，考察交互效应是进行多组比较分析重要方法，我们除了想 直观地比较各组之间家庭权力关系对丈夫婚姻满意度的影响在程度上的高低之外，还希望知道各 组的这些高低不同的影响在程度上是不是也有着实质性的差异。这里，我们或将多组结构方程模 型分析相对应地理解为回归模型中的交互效应分析 (Acock， :207 -209)，或按多组结构方程模 型分析中的术语，称之为跨组不变性检验，即通过对各组结构模型的路径系数相同与否进行检验，来比较因果关系的组间差异(王卫东， :136 -137)。为检验假设 2.1 ，我们首先将整个男性样本根据居住地的城乡属性分为城市和农村两个样本组，之后设定了三个多组全模型进行估计。其中，模型 d 是假设家庭权力关系的两个维度(家务分工和家事决策)对婚姻满意度的影响均存在城乡差异，模型对农村组和城市组在这两条路径上的效 应参数同时进行估计，共得到了四个路径系数，结果参见表 2 模型 d。该模型估计结果显示，在家事决策维度上，农村组和城市组的路径系数大小相差不大，因此考虑可以约束两组在该维度上的路 径系数相等，以简化模型。故模型aII假设在家务分工的维度上，家庭权力关系对婚姻满意度的影 响存在城乡差异，但在家事决策维度上，城乡间并没有实质性差异。最后，我们还设定了模型aIII， 它假设家庭权力关系对婚姻满意度的影响不存在城乡差异。同样，模型aII和模型aIII的模型估计和模型拟合结果也参见表2。
关于结构方程模型的拟合优度评价，似然比卡方检验用于查看由模型预测的协方差矩阵与由 样本数据观测到的协方差短阵在多维空间上的距离是否足够接近。若该检验在统计上不显著，则不能够拒绝二者之间无差异的原假设，说明模型对样本数据的拟合良好;反之，若统计检验显著，说 明模型拟合得并不好。因此在对结构方程模型进行评价的时候，我们希望看到的是似然比卡方检(RMSEA) 、贝叶斯信息指数(BIC) 和比较拟合指数( CIF) 等几个研究者们经常使用的拟合优度指标对模型的拟合情况进行综合评价。其中，对于 RMSEA ，大于0.1标示模型拟合得不好，低于0.1模型可以接受，低于0.08表示好的拟合，低于0.05表示非常好拟合;对于CFI，推荐的临界值为0.9，大于或等于表示可以接受，小于0.9则需要考虑重新设定模型;BIC更常用于模型的比较，BIC较小的模型比BIC较大的模型拟合数据更好(王济川等， :19 -23)。
比较模型aI-模型aIII可以发现:
第一，模型aII嵌套在模型aI 中，且对观测数据的拟合优度 在这两个模型之间并没有显著差异，但依模型aII的设定可以减少一个参数的估计，相对于模型 aI来说更符合简约性的要求，故而舍弃模型aI;
第二，模型aIII 嵌套在 aII 中，两模型似然比卡方值相差 7.34(模型自由度相差 1)，在0.01 的显著性水平下，因此并不能接受模型aII和aIII 之间 没有差异的原假设，这说明模型 aII与模型aIII相比，在对观测数据的拟合上极有可能存在差异。从其他的拟合优度指标来看，BIC 、RMSEA 和CFI 也都显示模型aII拟合得要更好一些。考虑选择 符合简约性要求，同时有着一定信息含量且对数据拟合得较好的模型，
最后，笔者决定采纳模型aII。解读模型aII ，在家务活动维度上，对居住在城市的男性来说，家务活动对婚姻满意度的影响几乎不显著;而对于居住在农村的男性来说，家务活动显著降低了婚姻满意度。这一结果表示，农村女性更少地从事家务活动，会很大程度地削弱农村男性的婚姻满意度;而对于城市男性，这一消极影响较小，符合本文假设 2.1 的预期。
以上是从城乡属性角度来验证本文提出的现代化进程影响的假设(假设2.1)。接下来，我们将从受教育程度区分的角度，继续对现代化进程影响的假设给出检验，所采取的分析策略与前半部 分基本相同。根据假设2.2，笔者依受教育程度是否达到高中，将整个男性样本划分为高中以下和 高中及以上两个样本组，同样是设定了三个多组全模型进行估计。与上面的分析相类似，模型bI 假设了家庭权力关系对男性婚姻满意度的影响在教育程度不同的男性群体中存在差异;模型bII 同样是根据模型bI 的估计结果，将两组家务活动的路径系数设定为相等;模型bIII 则是将两组的家 务活动和家事决策的路径系数都约束为相等，模型估计和拟合的结果详见表2。
与考察城乡分组一样，通过对模型评价进行比较，选择对观测数据拟合得较好且同时符合简约 性原则的模型作为分析之用。和对上述考察城乡分组三个模型的分析程序类似，我们发现模型 bII 更为符合上述要求，故决定最终采纳模型bII。由此，可以判断在家务活动维度上，家庭权力与婚姻 满意度之间的关系并不受教育因素影响。而在家事决策维度上，分析结果显示，学历为高中以下的 男性，自己在家事决策上处于劣势地位将会削弱其婚姻满意度;但对于学历为高中及以上的男 d性， 家事决策对提高婚姻满意度并没有表现出显著的影响，这一结果基本支持假设2.2。
(三)夫妻社会经济地位差异会有影响吗?
接下来对假设3进行检验。我们同样设定了三个多组结构方程模型，并对它们进行比较。观察各个拟合优度指标，这三个模型对观测数据拟合得都非常之好。但是，对嵌套模型进行似然比检 验的结果同样是，模型CI和模型cII之间的差异并不显著，但是模型cII和模型 cIII 之间却表现出显著差异(P<0.05)，依然同时考虑拟合优度与简约性原则，决定最终采纳所设定的第二个模型(模型cII)。另外，通过对模型cIII 的路径系数做跨组不变性检验也能够发现，家事决策的效应在收人高于妻子组和收人低于妻子组之间并没有显著的差异，而家务活动的交互效应则十分显著，这也与采纳模型 cII 的结果相一致。家务活动维度上的权力关系对婚姻满意度的影响，解读模型 cII的参数估计结果可以发现:对于收入高于妻子的男性群体来说，家务活动变量对他们的婚姻满意度并没有发挥显著影响;而对于收人低于妻子的男性群体来说，外生潜变量到内生潜变量婚姻满意度的路径系数很大(-0.257) ，且统计显著。这意味着妻子更少从事家务活动会显著地削弱丈夫的婚姻满意度。也就是说，仅仅对于那些社会经济地位不高于妻子的男性而言，"妻管严"的地位才会使得他们的婚姻满意度下降， 故而本文提出的假设3也在一定程度上得到了证实。
五、小结与讨论
通过对 CGSS2∞6 年家庭问卷数据的实证分析，结果显示男性在家庭权力关系中的地位确实会影响其婚姻满意度。然而，当把这一影响置于不同情境条件下时，结果则更为复杂。首先，在现代社会中，男女不平等已经成为一个基本诉求。我们预测，传统两性角色分工随着现代化的推进会受到越来越多的挑战，"妻管严"的家庭地位也越来越为人们所接受。但是经验结 果仅部分支持了这→预测:一方面，在现代化程度更高的地区，"妻管严"现象更为人们所接受，因此"妻管严"对男性婚姻满意度的影响不明显;另一方面，那些受过更多教育，被现代性影响程度更大的男性也能接受"妻管严"的家庭地位，因而不会降低他们的婚姻满意度。其次，"妻管严"的形成路径也会影响家庭权力与婚姻满意度之间的关系。那些社会经济地位低于妻子的男性更可能因为"资源依赖"而被动让渡家庭权力给妻子，这也会降低他们的婚姻满意 度;而与之相反的是，那些社会经济地位高于妻子的男性则通常在爱与需要的考虑下主动服从于妻 子，而这并不会引起他们自身的失落感，从而也不会导致他们婚姻满意度的明显下降。
从男女平等的角度来看，"妻管严"是一种正常的夫妻关系。但在现实社会中，"妻管严"又常 常略带有消极意义，这使得那些被贴上该标签的男性的婚姻满意度降低，进一步则可能会影响到家 庭的和谐与稳定。从上面的分析来看，为了缓和"妻管严"对男性婚姻满意度的消极影响，最为关键 的是要进一步推动社会观念的现代化，尤其是男权观念的改变;其次，在"妻管严"的婚姻关系中，妻子更需要与丈夫在感情上进行顺畅沟通，从而缓解丈夫由于"妻管严"而带来的失落与不满。
本文来源：青年研究 .5，作者：朱斌、乔天宇，转载人文社科新方法（ID:Sociology-QR）。版权归原作者所有，如有侵权，请联系后台删除。
