Page 234 - 《社会》2023年第2期

家庭背景与教育：婚姻中地位交换的性别与时期差异

变迁。 模型 5 相比模型 3 的拟合优度没有显著改善，即整体来看，地位
交换的强度并不存在性别差异。 然而，模型 6 相比模型 4 的拟合优度显
著改善，表明地位交换的强度在不同初婚期存在性别差异。

表 3：对 数 线 性 模 型 的 拟 合 统 计 值
模型 简称 BIC G 2 df 比较 △G 2 p
M1 [IJ] [KL] [IK] [KL] [P] -1 409.2 5 189.1 717 — — —
M1+[IP] [JP] [KP] [LP]
M2 -4 344.8 1 370.1 621 M1- M2 3 819.0 0.000
[PIJ] [PKL] [PIK] [PKL]
M3 M2+ [覫 ijkl ] -4 465.3 1 240.4 620 M2- M3 129.7 0.000
M4 M2+ [覫 ijkp ] -4 453.0 1 234.3 618 M3- M4 6.1 0.047
f
m
M5 M2+ [覫 ijkl + 覫 ijkl] -4 458.8 1 237.7 619 M3- M5 2.7 0.100
f
M6 M2+ [覫 ijklp + 覫 ijklp] -4 433.6 1 226.1 615 M4- M6 8.2 0.042
m
注 ：1、2 同 表 1； 3. I 表 示 丈 夫 的 教 育 地 位 ，J 表 示 妻 子 的 教 育 地 位 ，K 表
2
示 丈 夫 的 出 身 阶 层 ，L 表 示 妻 子 的 出 身 阶 层 ，P 表 示 初 婚 期 ； 4. G 为 似 然 比 卡
2
2
方 ，△G 表 示 不 同 模 型 之 间 似 然 比 卡 方 值 的 差 值 ，p 表 示 不 同 模 型 之 间 G 卡 方
2
检 验 的 显 著 性 水 平 ； 5.BIC=G -[df*ln（N）] ，N=9 924。
表 4 展示了模型 3、4、5、6 的地位交换参数值及统计检验结果。 模
型 3 表明，与相对教育地位相同或较低的夫妻一方相比，相对教育地位较
高的夫妻一方出现相对出身阶层较低的婚配比率高 57%（≈e 0.451 -1），支
持假设 1。 模式 4 的结果显示，改革开放以来，家庭背景与教育的地位
交换现象一直存在， 且随着时代变迁， 地位交换强度先轻微降低后上
升。 具体而言，与 1978～1991 年结婚的夫妻相比，1992～2005 年结婚的夫
2
妻地位交换比率降低了 6.3%， 但这一变化并不具有统计显著性 （字 =
0.49，p=0.483），2006～2018 年 结 婚的夫 妻 地位交换比率 增 加 了 18.8%
2
（字 =3.15，p=0.076），部分支持了假设 2。 16
分性别来看，模型 5 结果表明，不论男性还是女性，在跨越出身阶
层与教育地位的婚配中，均存在地位交换现象，且与男性相比，女性交
2
换婚的比率高 15.5%，但处于边缘显著（字 =2.74，p=0.098）。 这表明假设
3 的证据不足， 可能是不同初婚期地位交换强度的性别差异的变迁所
致。分时期来看，模型 6 的结果表明，随着时间推移，不同性别地位交换
强度的变迁存在差异。 对男性而言，改革开放后男性通过相对教育优势
交换女性相对出身优势的强度不断增加： 与 1978～1991 年结婚的夫妻

16. 6.3%≈（e 0.426 -e 0.361 ）/e 0.426 ，18.8%≈（e 0.598 -e 0.426 ）/e 0.426 ，后续的计算方法与此相同。

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