Page 222 - 《社会》2021年第6期

美貌与地位：中国人婚姻中的匹配与交换

后，进入分析的样本包含 2 512 对夫妻。
（二）变量
本研 究 的核 心 变 量 是 夫妻双 方 的外 貌与地位。 参 照 麦 科 林 托 克
（ McClintock，2014）和葛立克森（Gullickson，2017）的做法，本研究使用访
问员对受访者外貌的评分作为外貌的测量。 尽管这种测量方式不可避免
地存在主观性，但国外的很多研究发现，他评外貌具有很高的交互信度
（ Langlois，et al.，2000），因此在以往关于外貌—地位交换的研究中被广
泛使用。 CFPS 在历年调查问卷中均要求访问员按 1~7 分对受访者的外
貌评分，评分越高意味着外貌越好。 在线性回归分析时，我们沿用了原
始的 7 分类测量，并将之当作连续变量使用。 在进行对数线性模型分析
时，我们将观测频数较少的 1~4 分合并，得到一个四分类的外貌变量。
为了检验 CFPS 数据中的他评外貌是否稳定一致，我们计算了不同
调查年份对同一受访者外貌测量结果的信度系数。 结果显示，2010 年
和 2012 年 不 同 访 问 员 对 同 一 受 访 者 外 貌 评 分 的 皮 尔 逊 相 关 系 数 为
0.60，2012 年 与 2014 年 为 0.54，2014 年 与 2016 年 为 0.61，2016 年 与
2018 年为 0.61。 这些相关系数均在 p＜0.001 的显著性水平上通过了统
计检验。 此外，我们还综合 2010—2018 年五轮 CFPS 数据，计算了五轮
外貌测量值的总体信度系数，结果显示，五轮外貌评分的科隆巴赫 α 系
数为 0.84，达到了一般分析的要求。 综合这些结果，我们认为，不同轮
次间对同一受访者外貌的测量结果是比较稳健的。
此外，考虑到他评外貌不可避免地存在一些主观成分，我们还使用
体质指数（ BMI）和年龄这两个相对客观的指标对外貌进行间接测量。
分析发现，无论是使用他评外貌，还是相对客观的间接测量指标，研究
结论都不变。 下文将以他评外貌的分析结果为主，并在稳健性检验部分
报告基于体质指数和年龄的分析结果。
对于受访者的地位，以往研究并没有统一的测量标准。 很多研究使
用教育作为地位的测量指标， 也有学者从职业或收入的角度测量受访
者的地位。 麦科林托克（ McClintock，2014）认为，如果外貌—地位交换是
普遍存在的，那么这种交换应该在各种地位测量指标中均得以体现，所
以研究者应当综合使用多种测量方式。 本研究采纳了麦科林托克的建
议，即从教育、职业和收入三个维度测量地位，以充分检验研究结论的
稳健性。

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