Page 225 - 《社会》2021年第6期

社会·2021·6

联，或者说外貌的同质性匹配程度。 与之类似，λ kl 反映的是夫妻双方在
地位上的关联或地位的同质性匹配。
基准模型允许夫妻在外貌与地位两个维度上存在匹配， 但没有设
定交换。 换句话说，基准模型是一个没有婚姻交换的模型。 我们可以在
此基础上纳入婚姻交换项来检验外貌—地位交换（ Gullickson，2017），可
得到如下表达式：

log（F ijkl）=λ+λ i+λ j+λ k+λ l+λ ik+λ jl+λ ij+λ kl+覬 ijkl
该模型与基准模型的唯一区别是增加了婚姻交换项 覬 ijkl，它是一个
四维交互项，其本质是一个二分变量：当夫妻一方的外貌得分比另一方
高且地位得分比另一方低时取值为 1，否则，取值为 0。 很明显，如果存
在外貌—地位交换，那么 覬 ijkl 的系数将显著为正。
上述婚姻交换模型通过一个统一的参数（ 覬 ijkl）测量婚姻交换，而没
有对女性用外貌交换男性地位和男性用外貌交换女性地位加以区分。
为了充分考虑可能存在的性别差异， 我们在基准模型中纳入分性别的
婚姻交换项（ Gullickson，2017），具体如下所示：
F M
log（F ijkl）=λ+λ i+λ j+λ k+λ l+λ ik+λ jl+λ ij+λ kl+覬 ijkl +覬 ijkl
F
其中，覬 ijkl 被定义为如下二分变量：当妻子的外貌高于丈夫且地位低于丈
M
夫时取值为 1，否则，取值为 0。 与之类似，覬 ijkl 的定义如下：当丈夫的外
貌高于妻子且地位低于妻子时取值为 1，否则，取值为 0。如果外貌地位
F
交换主要存在于女性用外貌换取男性地位的情形中， 那么预计覬 ijkl 的系
M
数将显著大于 0，而覬 ijkl 的系数则与 0 无明显差异。
除了外貌—地位交换， 本研究还使用对数线性模型分析了不同地
位指标间是否存在婚姻交换， 这些模型的设定方法与外貌—地位交换
类似，此处不再赘述。
六、分析结果

（一）描述性统计分析
表 1 对本研究使用的所有变量进行了统计描述。 从该表可以发现，
平均而言，妻子在外貌得分上比男性略高，但在教育、职业和收入等地
位指标上，妻子则呈现不同程度的劣势。 样本中丈夫的平均出生年份为
1985 年，妻子为 1987 年，“男大女小”依然是中国夫妻在年龄匹配上的
一个重要特征。 另外，样本的平均结婚时间为 2012 年，所以使用该样本

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