侯娟 賈可可 方曉義

摘 ?要??婚姻滿意度是衡量婚姻整體水平的一個重要指標(biāo)， 它與社會、家庭、個體等因素相互影響， 探討婚姻滿意度與社會變遷的關(guān)系對理解中國社會及個體的心理變化具有重要參考意義。本文對在2000至2021年期間發(fā)表的92篇采用婚姻滿意度問卷（ENRICH）、婚姻調(diào)適問卷（MAT）和婚姻質(zhì)量問卷（QMI）測量中國夫妻婚姻滿意度的研究報告（共59122名丈夫和妻子）進行了橫斷歷史的元分析， 同時結(jié)合中國綜合社會調(diào)查（CGSS）分析結(jié)果， 并根據(jù)布朗芬布倫納的生態(tài)系統(tǒng)理論探討了社會變遷與婚姻滿意度的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國夫妻近20年的婚姻滿意度隨年代變遷逐漸提升; （2）宏觀水平上， 人民生活質(zhì)量上升和家庭規(guī)模減小將促進婚姻滿意度上升; 同時婚姻滿意度上升也會促進夫妻追求美好生活， 維護家庭穩(wěn)定; （3）微觀水平上， 在社會變遷中婚姻滿意度的提高不受婚齡、性別、子女?dāng)?shù)量、夫妻教育匹配度的影響， 而因子女是否在身邊產(chǎn)生變化， 同時受教育程度也會影響婚姻滿意度。在社會變遷與婚姻滿意度的影響關(guān)系模型中， 宏觀系統(tǒng)因素， 微觀系統(tǒng)因素與時代變遷， 各個因素間相互作用， 共同影響了婚姻滿意度， 并且婚姻滿意度也會反作用于宏觀系統(tǒng)因素。

關(guān)鍵詞??婚姻滿意度， 時代變遷， 橫斷歷史元分析， 中國綜合社會調(diào)查， 生態(tài)系統(tǒng)理論

分類號??B849：?C91

1 ?前言

在1978～2019年的40余年間， 中國離婚率總體呈快速上升趨勢（楊菊華， 孫超， 2021）， 從2000年的2.48‰逐步上升至2020年7.49‰。一般來說， 婚姻滿意度越低， 離婚的可能性就越高（Frank et al.，?2005; 李衛(wèi)東， 2021）。那么， 這是否意味著中國夫妻的婚姻滿意度也是在下降呢？眾多研究者所持的觀點并不一致， 例如周彩華（2021）認(rèn)為因物質(zhì)水平的提高、社會文化的開放和中西方交流的增加， 我國夫妻婚姻滿意度近年來有一定提升， 而韋偉（2022）則認(rèn)為， 如今人們對婚姻狀況提出了更高的要求， 婚姻滿意度呈現(xiàn)下降趨勢。Lewis和Spanier （1979）總結(jié)出影響婚姻滿意度的三個決定因素：夫妻的社會和個人的資源、對二者生活行為契合程度的評價、來自夫妻交流中的成果。Karney和Bradbery （2020）則認(rèn)為婚姻滿意度的影響因素包括個體、互動和環(huán)境三個方面。由于中西文化的背景不同和婚姻生活的模式差別， 一些在西方理論模型中對婚姻關(guān)系起顯著作用的決定因素并不一定適合我國的實際（徐安琪， 葉文振， 1998）。那么， 中國夫妻的婚姻滿意度在隨時代變遷中呈現(xiàn)出的趨勢是怎樣的呢？中國夫妻婚姻滿意度的影響因素又是什么呢？這是本研究關(guān)注的問題。

婚姻滿意度是指夫妻在婚姻關(guān)系中的主觀滿意度和客觀認(rèn)同程度， 是雙方在各個方面能否相互適應(yīng)的總和（Lewis & Spanier， 1980）。高婚姻滿意度與良好的適應(yīng)、充分的溝通、高水平的婚姻幸福感有關(guān)（Spanier， 1979）。同時， 婚姻滿意度也是婚姻穩(wěn)定性的一個重要決定因素（Amato & Rogers， 1997; 李衛(wèi)東， 羅志華， 2019）。近年來， 我國婚姻穩(wěn)定性不斷下降、離婚率不斷攀升所帶來的社會問題日益凸顯（孫一飛， 葛建軍， 2021）， 婚姻穩(wěn)定性成為研究者們熱烈探討的話題。婚姻滿意度也因其與婚姻穩(wěn)定性的密切關(guān)系， 得到了各領(lǐng)域眾多研究者的關(guān)注。

然而， 關(guān)于婚姻滿意度的研究大多都是從人口統(tǒng)計學(xué)和心理學(xué)變量進行討論的。比如， 性別（鄧遠平， 蔣柯， 2020）、婚齡（國建?等， 2015）、受教育程度（楊雪， 謝雷， 2022）、子女?dāng)?shù)量（Chen & Ngoubene-?Atioky， 2019）、人格特征（馬語晗， 2020）、養(yǎng)育壓力（侯娟?等， 2019）、婚姻承諾（侯娟， 方曉義， 2015）、配偶支持（侯娟， 方曉義， 2015; 劉湞?等， 2020）等， 此外還包括人口遷移（李衛(wèi)東， 2021）等社會學(xué)變量。但上述變量在中國夫妻中的結(jié)果卻存在不一致的結(jié)論。如眾多研究發(fā)現(xiàn)丈夫較妻子對婚姻滿意度的評價更高（畢愛紅?等， 2021; 侯娟， 方曉義， 2015）， 但也有研究發(fā)現(xiàn)并無顯著性別差異（寇鑫， 2016）。對于婚齡， 有研究者認(rèn)為隨婚齡增加， 婚姻滿意度是逐漸下降的（畢愛紅?等， 2014）， 另有研究卻發(fā)現(xiàn)婚姻滿意度隨婚齡的增加呈U字型走向（馮文娟， 2020）。受教育程度（Duan et al.， 2021; 張會平， 曾潔雯， 2010）、子女?dāng)?shù)量（程菲?等， 2014; 鄭振華， 彭希哲， 2019）、人口遷移（羅小鋒， 2019; 李衛(wèi)東， 2021）對婚姻滿意度帶來的影響也存在不一致。

不一致性的出現(xiàn)包括以下幾個原因：（1）從研究對象上來說， 研究的目標(biāo)人群各不相同。新婚、中年或老年階段的夫妻， 不同職業(yè)、不同地區(qū)、不同學(xué)歷等均存在差異; （2）從研究工具上來說， 測量工具多樣化。不同研究者對于婚姻滿意度的定義并不一致， 其中婚姻調(diào)適學(xué)派的代表人物Sabatelli （1988）認(rèn)為， 婚姻調(diào)適和婚姻滿意度分別是婚姻質(zhì)量的客觀和主觀兩個角度， 另一種個人感覺學(xué)派則將婚姻質(zhì)量與婚姻滿意度視為同一概念。因此， 在測量婚姻滿意度時， 不同研究者可能采用不同的測量問卷來探究婚姻滿意度， 例如婚姻滿意度問卷（Evaluating & Nurturing Relationship Issues， Communication， Happiness，?ENRICHI）， 婚姻調(diào)適問卷（Marital Adjustment Test， MAT）， 婚姻質(zhì)量問卷（Quality of Marriage Index， QMI）及其中文版等， 一些社會數(shù)據(jù)庫也會使用簡單的自評問題來測量婚姻滿意度， 評價標(biāo)準(zhǔn)存在不同; （3）從研究內(nèi)容上來說， 有的研究考察的是被試的主觀感受， 有的是某種行為如溝通、沖突的發(fā)生率， 評價的內(nèi)容不同造成測量的結(jié)果也可能存在差異; （4）各類研究進行的時間存在不同， 這也是最易被忽略的社會環(huán)境和時代變遷帶來的影響。人們所處的社會環(huán)境不是一成不變的， 環(huán)境本身也是隨著時間的前進而不斷發(fā)展。理論上， 一切對社會生態(tài)環(huán)境敏感的心理內(nèi)容都有必要從動態(tài)的、變遷的視角重新進行研究（蔡華儉?等， 2020）， 婚姻同樣如此。然而， 以往關(guān)于中國夫妻婚姻滿意度變化趨勢的實證研究十分匱乏， 同時也并未有研究者從社會變遷的角度探討過婚姻滿意度的影響因素。

因此， 有研究者提出應(yīng)將婚姻滿意度與更廣闊宏觀的社會背景相結(jié)合， 拓展婚姻滿意度的研究領(lǐng)域， 對婚姻滿意度的影響因素應(yīng)從多維度、多學(xué)科的角度進行更加系統(tǒng)化的理論探討和實證研究（Beam et al.， 2018; Bulanda & Brown， 2007）。根據(jù)Bronfenbrenner （1979）的生態(tài)系統(tǒng)理論（ecological systems theory）， 個體生活于其中并與之相互作用的不斷變化的環(huán)境分為微觀系統(tǒng)、中觀系統(tǒng)、外在系統(tǒng)、宏觀系統(tǒng)和時序系統(tǒng)五個層次。然而， 以往研究多集中于夫妻所處的微觀系統(tǒng)、中觀系統(tǒng)及外在系統(tǒng)， 而忽略了以上3個系統(tǒng)中的文化、亞文化和社會環(huán)境， 即宏觀系統(tǒng)的影響， 如城鎮(zhèn)化率、社會法治水平、居民消費水平等。然而事實卻是， 宏觀的社會環(huán)境會直接或間接地影響個體的婚姻滿意度。有研究表明， 隨著進入21世紀(jì)， 購房熱帶來的家庭負(fù)債會降低個體婚姻滿意度（桑晨超， 2020）， 農(nóng)民工向東南部大量遷移， 而總體上農(nóng)村外出務(wù)工人員的婚姻滿意度顯著高于未外出者（李瀟曉， 徐水晶， 2018）， 女性自主觀念逐漸萌發(fā)， 不再以家庭作為完全中心， 以此產(chǎn)生的家庭?工作沖突卻對女性的婚姻滿意度有著顯著的負(fù)向預(yù)測作用（周春燕?等， 2018）。

同時， 以往研究也忽略了時序系統(tǒng)的重要性。時序系統(tǒng)包括在時間發(fā)展過程中出現(xiàn)的家庭結(jié)構(gòu)、居住環(huán)境或就業(yè)情況的變化， 還包括戰(zhàn)爭、經(jīng)濟危機和移民潮等重大事件。家庭模式的變化， 例如， 西方工業(yè)化社會中母親就業(yè)率持續(xù)增長以及發(fā)展中國家大家庭模式的不斷減少， 都是時序系統(tǒng)的組成要素（Bronfenbrenner， 1979）。改革開放40多年來， 中國經(jīng)濟、民生、環(huán)境等均發(fā)生了巨大的改變， 中國人的婚姻滿意度也隨時代的變化而在不斷變化。然而， 目前婚姻滿意度的研究多為橫斷面研究， 即關(guān)注某一時間點的婚姻滿意度和影響因素。盡管也存在一些追蹤性研究將被試目標(biāo)集中于單個或多個固定家庭， 探究多年來家庭內(nèi)部婚姻滿意度的變化。但此類研究雖加入了時間的變量， 但并未對社會指標(biāo)進行分析， 缺乏社會變遷的證據(jù)。因此， 對婚姻滿意度是否隨時代變遷而變化這一問題還沒有很好的答案。

20世紀(jì)90年代末， Twenge （1997）針對元分析中出現(xiàn)的“年代效應(yīng)”， 也就是研究結(jié)果與數(shù)據(jù)收集的年代有關(guān)， 提出了“橫斷歷史元分析”的概念。其相較于普通元分析， 將發(fā)展和變遷作為研究的主要內(nèi)容， 著重考察心理量隨時代發(fā)展發(fā)生的變化。同時， 橫斷歷史元分析也會進一步尋找心理量時間變異背后的社會變遷因素所起的作用， 這是一般元分析所忽略的。橫向歷史元分析把多個具有相同討論對象， 但沒有直接聯(lián)系的研究按照時間序列進行關(guān)聯(lián)。相互獨立的研究被看作是不同時期的隨機取樣， 由此得出年代變化（辛自強， 2018）。因此， 本文主要采用橫斷歷史元分析的方法來探究婚姻滿意度隨時代發(fā)展的變化， 我們認(rèn)為通過該種方法， 能夠很好的分析有關(guān)婚姻滿意度的發(fā)展規(guī)律， 又能發(fā)現(xiàn)其背后社會變遷因素起到的重要作用。

本文將根據(jù)Bronfenbrenner的生態(tài)系統(tǒng)理論， 在時代變遷的前提下， 將社會環(huán)境指標(biāo)的變化作為宏觀系統(tǒng)， 家庭內(nèi)部報告的婚齡、受教育程度、子女?dāng)?shù)量等指標(biāo)作為微觀系統(tǒng)， 主要采用橫斷歷史元分析的方法探究宏觀系統(tǒng)、微觀系統(tǒng)隨時代變遷與婚姻滿意度的關(guān)系。其中宏觀系統(tǒng)即社會環(huán)境的選擇及劃分具有多樣性， 若研究具有中國特色的社會環(huán)境指標(biāo)， 將對社會變遷的探究具有積極作用。1992年中國改革開放轉(zhuǎn)型后， 正式向全面建設(shè)小康社會轉(zhuǎn)型， 并且在2020年實現(xiàn)全面建成小康社會的目標(biāo)。因此， 全面建成小康社會是改革開放以來最能代表中國社會發(fā)展變化的指標(biāo)之一。國家統(tǒng)計局根據(jù)全面建成小康社會科學(xué)內(nèi)涵及目標(biāo)要求構(gòu)建了監(jiān)測體系， 具有權(quán)威性、代表性、可靠性。其中2016版《全國全面建成小康社會統(tǒng)計監(jiān)測指標(biāo)體系（修訂稿）》將監(jiān)測指標(biāo)分為了經(jīng)濟發(fā)展、民主法制、文化建設(shè)、人民生活、資源環(huán)境五大類， 下又包括多個社會指標(biāo)。考慮到數(shù)據(jù)的可收集性， 我們據(jù)此選擇其內(nèi)的部分社會指標(biāo)， 并在民主法制內(nèi)加入了國際謀殺犯罪率指標(biāo)?？紤]到婚姻滿意度的特殊性新增婚姻發(fā)展、家庭壓力兩類指標(biāo)， 并在人民生活中加入家庭規(guī)模指標(biāo)。故社會指標(biāo)共有7類。具體指標(biāo)名稱及內(nèi)涵如表1所列。

為進一步從更加全面的角度考察婚姻滿意度的變化趨勢， 本文也納入社會學(xué)數(shù)據(jù)庫的部分?jǐn)?shù)據(jù)。經(jīng)整理與考察， 我們發(fā)現(xiàn)中國綜合社會調(diào)查（CGSS）開始時間較早， 測量數(shù)據(jù)較全面， 適合用于本研究對比。因其僅在2006、2011、2017年測量了婚姻滿意度， 因此本文僅采用這3年的調(diào)查結(jié)果進行分析。同時， 記錄數(shù)據(jù)庫中報告的與橫斷歷史元分析選用因素相似的子女?dāng)?shù)量、婚齡、所受最高教育程度、教育匹配度、上一年總收入， 數(shù)據(jù)編碼方式將在方法中介紹。

2 ?方法

2.1??文獻檢索與數(shù)據(jù)來源

由于不同研究者有關(guān)婚姻滿意度的概念理解不同， 我們發(fā)現(xiàn)存在有較多研究者使用婚姻調(diào)適問卷（MAT）和婚姻質(zhì)量問卷（QMI）來測量婚姻滿意度， 因此我們選擇將該兩類問卷的結(jié)果也作為婚姻滿意度測量值， 檢索詞中除“婚姻滿意度”外， 增加“婚姻質(zhì)量”和“婚姻調(diào)適”。研究使用中英文搜索引擎對2000～2021年內(nèi)發(fā)表的文獻進行全面搜索。中文搜索使用維普期刊網(wǎng)、萬方、中國知網(wǎng)三個數(shù)據(jù)庫進行檢索。檢索詞為“婚姻滿意度”、“婚姻質(zhì)量”和“婚姻調(diào)適”。英文搜索則主要使用Web of Science核心合集、PubMed、Science Direct、Proquest、SpringLink五個數(shù)據(jù)庫。檢索詞為“marital satisfaction”、“marital quality”和“marital adjustment”。

宏觀系統(tǒng)社會指標(biāo)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、國家衛(wèi)生健康委員會官網(wǎng)和EPS全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)/分析平臺。

社會數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。因2006年家庭問卷中并未測量夫妻的受教育程度、子女?dāng)?shù)量、結(jié)婚年份等所需數(shù)據(jù)。故僅使用2006年所測量的婚姻滿意度， 不采用其內(nèi)部的各類社會指標(biāo)。2011與2017年婚姻滿意度和社會指標(biāo)均采用。

2.2??文獻選取標(biāo)準(zhǔn)

（1）婚姻滿意度的測量使用Olson婚姻滿意度問卷（ENRICH）、Locke和Wallace （1959） 編制的婚姻調(diào)適問卷（MAT）和Norton編制的婚姻質(zhì)量問卷（QMI）。所有題目均為正向計分， 總分越高， 婚姻滿意度越高。

（2）研究均是關(guān)于婚姻滿意度的實證研究， 數(shù)據(jù)完整， 樣本明確， 排除純理論和綜述類文章;

（3）研究樣本為中國的普通健康夫妻， 無身心疾病;

（4）結(jié)果可以計算、整理、獲得研究所需的婚姻滿意度的測量值;

（5）同一次的調(diào)查數(shù)據(jù)出現(xiàn)在多篇文獻中時， 選擇最早發(fā)表的那篇;

（6）入組語言為中文與英文。

2.3??文獻質(zhì)量評估與編碼

2.3.1文獻質(zhì)量評估

根據(jù)Jadad量表（1996）自行編制評估方式， 如表2所示。最終計算每條文獻的總分， 得分越高表明文獻滿意度越好。依據(jù)眾多研究分類標(biāo)準(zhǔn)， 1～3分的文獻為低質(zhì)量文獻， 4～8分為高質(zhì)量文獻。

2.3.2文獻與數(shù)據(jù)編碼

對納入元分析的文獻的研究特征進行記錄， 包括作者、發(fā)表年份、測試年份、被試類型、男性比例等。其中， 婚姻滿意度測量的效應(yīng)值來自被試得分占該問卷總分的比值（下面簡稱婚姻滿意度占總分值）， 受教育程度為被試受高等教育的比例， 高等教育包括高職、大學(xué)及以上。若為縱向研究， 各個需收集的指標(biāo)取第一次測量的數(shù)據(jù)?？傮w標(biāo)準(zhǔn)差未直接報告時， 僅取將被試分為兩類時分別報告的標(biāo)準(zhǔn)差。并進行轉(zhuǎn)換， 轉(zhuǎn)換公式如下：

數(shù)據(jù)1數(shù)據(jù)有n₁個， 平均值為μ₁， 標(biāo)準(zhǔn)差為σ₁; 數(shù)據(jù)2數(shù)據(jù)有n₂個， 平均值為μ₂， 標(biāo)準(zhǔn)差為σ₂; 其

CGSS數(shù)據(jù)庫中2017年婚姻滿意度的測量值的編碼方式與2011和2006年相反， 故在數(shù)據(jù)分析前先進行重新編碼。此處子女?dāng)?shù)量?= “請問您有幾個子女（包括繼子繼女、養(yǎng)子養(yǎng)女在內(nèi)， 包括已去世子女）？”中兒子數(shù)量+女兒數(shù)量; 婚齡?= 相應(yīng)的測量年份?? “請問您與目前的配偶是哪一年結(jié)婚的？”值; 教育匹配度?= “您目前的最高教育程度是”值?? “您配偶或同居伴侶目前的最高教育程度是”值。

3 ?各類數(shù)據(jù)庫來源數(shù)據(jù)分析

在中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、維普期刊網(wǎng)、Web Of Science、PubMed、Spring Link等中英文數(shù)據(jù)庫內(nèi)按文章方法中所述方式進行文獻檢索， 共搜集到文獻792篇， 最終得到符合要求的中英文文獻共92篇。未注明數(shù)據(jù)具體收集年代的文獻， 按照發(fā)表年減去兩年的方式記錄， 故數(shù)據(jù)測量年份為2000～2019年。各年份對應(yīng)的文獻數(shù)和被試數(shù)如表3所示。

3.1??婚姻滿意度隨年代的整體變化

將數(shù)據(jù)收集年代作為橫坐標(biāo)、婚姻滿意度值為縱坐標(biāo)繪制散點圖， 如圖1所示。2000～2019年間， 我國夫妻婚姻滿意度是逐年上升的， 婚姻滿意度占總分值的平均值為0.69。

將數(shù)據(jù)測量年代、婚姻滿意度占總分比分別作自變量、因變量。首先進行線性回歸分析， 發(fā)現(xiàn)年代顯著正向預(yù)測婚姻滿意度（β?= 0.23， p= 0.03 < 0.05;F（1， 91） = 5.11，p= 0.03 < 0.05）， 婚姻滿意度5.40%的變異可被年份的變化解釋。為控制被試量的影響進行加權(quán)最小二乘回歸分析， 發(fā)現(xiàn)年代仍然顯著正向預(yù)測婚姻滿意度（β = 0.31，p= 0.003 < 0.05;F（1， 91） = 9.60，p= 0.003 < 0.05）， 婚姻滿意度9.60%的變異可被年份的變化解釋。

3.2??婚姻滿意度隨年代的變化量

20年來中國夫妻婚姻滿意度均值的上升幅度通過計算其變化幅度的效果量（d）來衡量（辛自強， 張梅， 2009）。具體計算過程如下：對被試數(shù)量進行加權(quán)， 以測量年份作自變量， 婚姻滿意度均值作因變量， 建立回歸方程。同時算出平均標(biāo)準(zhǔn)差MSD。再分別將2000和2019代入所建立的回歸方程中， 獲得M2000和M2019。最后， 帶入方程（d=?（M2019 ?M2000） /M_SD）。得出0.20 ≤d< 0.50、0.50 ≤d< 0.80、d ≥ 0.80分別屬于“小”、“中”、“大”效果量。

由簡單回歸分析得出回歸方程為y= 0.006x? 11.625， 帶入2000和2019， 結(jié)果得出M2000?= 0.375，M2019?= 0.489， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.119。結(jié)果得出d為0.96， 因此， 本研究中婚姻滿意度均值的上升幅度為大效果量。

3.3??婚姻滿意度與社會指標(biāo)的關(guān)系

3.3.1時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析

為避免虛假回歸或偽回歸， 在進行回歸及因果關(guān)系模型的檢驗前， 需先進行平穩(wěn)性分析， 不同指標(biāo)對應(yīng)的變量名如表4所示。為降低變量的尺度， 緩解異方差的影響， 將所有社會指標(biāo)取對數(shù)， 并進行單位根檢驗。此處選擇ADF （Augmented Dickey-Fuller）檢驗來判斷各序列是否平穩(wěn)， 并利用SIC （Schwarz Info Criterion）指標(biāo)自動選擇滯后期長度。檢驗結(jié)果如表5顯示， 由于兩個時間序列只有他們是同階單整時， 才可能有協(xié)整關(guān)系， 而lnY為零階單整序列， lnX1、lnX4、lnX5、lnX8、lnX9、lnX10、lnX11、lnX17、和lnX19原序列均不平穩(wěn)， 因此不再進行協(xié)整檢驗， 后續(xù)回歸時也不再進行這些社會指標(biāo)的分析。

3.3.2婚姻滿意度受社會指標(biāo)的預(yù)測作用

社會發(fā)展趨勢對某種心理發(fā)展趨勢是否具有影響作用， 可以通過測量當(dāng)年、1年前、3年前或5年前的某一社會指標(biāo)對所研究的心理指標(biāo)（如本文中的婚姻滿意度值）的預(yù)測作用來說明（辛自強， 張梅， 2009）。即若當(dāng)年、1年前、3年前或5年前的社會指標(biāo)對婚姻滿意度值有顯著的預(yù)測作用， 那么便可以說明社會變遷對婚姻滿意度的變化是有影響的。當(dāng)某一年有多篇文獻數(shù)據(jù)時， 取其平均值作為那一年的婚姻滿意度測量值。

從表6可以發(fā)現(xiàn)， 除交通事故中的死亡人數(shù)及失業(yè)率對婚姻滿意度沒有顯著預(yù)測作用外， 其余指標(biāo)均呈現(xiàn)完全顯著或部分顯著。其中城鎮(zhèn)人口比重、離婚率、少兒撫養(yǎng)比能始終顯著預(yù)測婚姻滿意度。這說明經(jīng)濟發(fā)展（城鎮(zhèn)人口比重）、婚姻發(fā)展（離婚率）、家庭壓力（少兒撫養(yǎng)比）可能是影響婚姻滿意度的重要因素。

3.3.3婚姻滿意度對社會指標(biāo)的預(yù)測

另外， 為探究婚姻滿意度是否對社會指標(biāo)的變化具有預(yù)測作用， 將婚姻滿意度與1年后， 3年后， 5年后的社會指標(biāo)進行回歸分析， 結(jié)果如表7所示。我們發(fā)現(xiàn)， 婚姻滿意度預(yù)測城鎮(zhèn)人口比重、恩格爾系數(shù)、離婚率均呈顯著或邊緣顯著。此外， 正向預(yù)測1年后的婚檢檢出精神疾病人數(shù)， 負(fù)向預(yù)測5年后的失業(yè)率。

3.3.4婚姻滿意度與各社會指標(biāo)間的因果檢驗

回歸分析發(fā)現(xiàn)婚姻滿意度與一些社會指標(biāo)在時間上存在先導(dǎo)?滯后關(guān)系， 例如當(dāng)年的城鎮(zhèn)人口比重會顯著影響當(dāng)年的婚姻滿意度， 同時當(dāng)年的婚姻滿意度又會對5年后的城鎮(zhèn)人口比重產(chǎn)生顯著影響。為探究主要是過去的各類社會指標(biāo)在影響當(dāng)前婚姻滿意度， 還是過去的各類社會指標(biāo)和婚姻滿意度在相互影響著對方當(dāng)前水平， 我們采用格蘭杰因果檢驗（Grange test of causality）來探究這一問題。由于婚姻滿意度的數(shù)據(jù)僅包含20年， 樣本量不足， 無法進行基于VAR模型對多個時間序列變量進行一系列的格蘭杰因果檢驗， 故逐個進行雙變量的格蘭杰因果檢驗。此外前人有關(guān)研究均表明年度數(shù)據(jù)的滯后階數(shù)一般不超過5 （Levendis， 2018; Neusser， 2016）， 因此我們分別進行5次格蘭杰因果檢驗， 滯后期數(shù)分別為1～5。同時由于交通事故中的死亡人數(shù)在回歸分析中預(yù)測結(jié)果始終不顯著， 故此階段不再納入該項進行檢驗。篇幅原因， 下面僅呈現(xiàn)0.1概率及以下拒絕不存在格蘭杰因果關(guān)系原假設(shè)的內(nèi)容。

由表8可知， 在0.1顯著性水平下， 互聯(lián)網(wǎng)普及率在滯后期數(shù)為1和2時、恩格爾系數(shù)在滯后期數(shù)為2時、離婚率在滯后期數(shù)為4時會導(dǎo)致婚姻滿意度的變化; 婚姻滿意度在滯后期數(shù)5時， 會導(dǎo)致離婚率的變化。在0.05顯著性水平下， 家庭規(guī)模在滯后期數(shù)為1時， 會導(dǎo)致婚姻滿意度的變化; 婚姻滿意度在滯后期數(shù)為1和4時， 分別會導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比和恩格爾系數(shù)的變化。同一滯后期數(shù)下， 不存在互為因果的情況。結(jié)果表明， 互聯(lián)網(wǎng)普及率、恩格爾系數(shù)、離婚率、家庭規(guī)模是婚姻滿意度的格蘭杰原因， 而婚姻滿意度也是離婚率、少兒撫養(yǎng)比、恩格爾系數(shù)的格蘭杰原因。

3.4??人口學(xué)因素帶來的婚姻滿意度隨年代的變化及差異

使用CMA （Comprehensive Meta Analysis V3）進行元回歸分析和亞組分析， 去除標(biāo)準(zhǔn)差無法換算及未報告標(biāo)準(zhǔn)差的6篇文獻， 故86篇納入分析。

調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的結(jié)果表明：元回歸分析（86項研究）結(jié)果顯示， （1）男女比例對婚姻滿意度占

總分值的調(diào)節(jié)作用不顯著（b= 0.05，z= 1.12， 95% CI [?0.04， 0.13]）; （2）高等教育比例不能顯著預(yù)測婚姻滿意度（b= 0.06，z= 1.07， 95% CI [?0.05， 0.16]）; （3）婚齡對婚姻滿意度占總分值的調(diào)節(jié)顯著， 結(jié)婚年限能顯著負(fù)向預(yù)測婚姻滿意度（b= ?0.01，z= ?2.76， 95% CI [?0.012， ?0.002]）; （4）子女?dāng)?shù)量對婚姻滿意度占總分值的調(diào)節(jié)不顯著， 孩子數(shù)量未能顯著預(yù)測婚姻滿意度（b= 0.01，z= 0.28， 95% CI [?0.05， 0.07]）。亞組分析結(jié)果如表9所示， 婚姻滿意度測量問卷能夠?qū)橐鰸M意度的結(jié)果產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)， 其Q值（組間）為270.15，p= 0.00 < 0.001， 使用QMI測得的婚姻滿意度值最高， 使用MAT測得的婚姻滿意度值最低。

4 ?CGSS數(shù)據(jù)庫來源數(shù)據(jù)分析

CGSS數(shù)據(jù)庫2006、2011、2017年共21413條數(shù)據(jù)。排除婚姻滿意度空白的數(shù)據(jù)共10041條; 婚姻滿意度未選擇1～5的數(shù)據(jù)（不愿報告或不確定）：2006年9 （598條）; 2011年?3 （65條）、?2 （2條）; 2017年98 （2條）、99 （2條）， 剩余有效數(shù)據(jù)10703條。同時為保證被試在填寫時的認(rèn)真程度， 排除2011、與2017年收入高于9000000的個體（590條）， 結(jié)婚年份大于2017或2011的個體（140）。2011與2017年剩余數(shù)據(jù)共7371條， 其中2011年4563條， 2017年2808條數(shù)據(jù)。

4.1??婚姻滿意度隨年代的整體變化

三個年份描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表10。

將數(shù)據(jù)收集年份作為自變量， 婚姻滿意度值作為因變量進行線性回歸分析， 發(fā)現(xiàn)年代顯著正向預(yù)測婚姻滿意度（β = 0.06， p= 0.00 < 0.05;F（1， 9967） = 38.81，p= 0.00 < 0.05）， 婚姻滿意度0.4%的變異可被年份的變化解釋。

4.2??婚姻滿意度隨年代的變化量

同上文3.2的方法， 由簡單回歸分析得出回歸方程為y= 0.011x? 17.700， 帶入2006和2017， 結(jié)果得出M2006?= 4.366，M2017?= 4.487， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.704。結(jié)果得出d為0.17。因此， 本研究中婚姻滿意度均值的上升幅度接近小效果量。

4.3??人口學(xué)因素帶來的婚姻滿意度差異

將婚姻滿意度作因變量， 子女?dāng)?shù)量、婚齡、上一年總收入、最高教育程度、夫妻教育匹配度分別進行簡單回歸分析。上一年的總收入、最高教育程度能夠顯著預(yù)測婚姻滿意度， 而子女?dāng)?shù)量、婚齡和夫妻教育匹配度無法顯著預(yù)測婚姻滿意度。具體結(jié)果如表11所示。

5 ?討論

本研究對夫妻婚姻滿意度隨社會變遷的變化， 以及婚姻滿意度對各社會指標(biāo)的預(yù)測作用進行了探析， 同時也探討了家庭內(nèi)部微觀因素的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)Bronfenbrenner （1979）的生態(tài)系統(tǒng)理論（ecological systems theory）， 本研究在探討時序系統(tǒng)對于婚姻滿意度影響的同時， 也考慮到宏觀系統(tǒng)因素和微觀系統(tǒng)因素與婚姻滿意度的關(guān)系作用。將各類社會指標(biāo)看作宏觀系統(tǒng)因素， 家庭內(nèi)部指標(biāo)作微觀系統(tǒng)因素， 探究宏觀系統(tǒng)因素、微觀系統(tǒng)因素、時序系統(tǒng)三者之間影響關(guān)系。

5.1??婚姻滿意度整體變化趨勢

橫斷歷史元分析和CGSS數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)分析結(jié)果均發(fā)現(xiàn)， 近20年中國夫妻婚姻滿意度呈上升趨勢， 這與許多前人有關(guān)婚姻滿意度的研究觀點一致（陳訊， 2013; 姜琪， 2016; 盧偉， 2011; 周彩華， 2021）?；橐鰸M意度與離婚率均呈現(xiàn)上升趨勢， 這是一個值得我們關(guān)注的重要結(jié)果。

在中國傳統(tǒng)文化背景下， 個人的情感與幸福往往不是決定婚姻的最重要因素， 相對于西方文化強調(diào)情感優(yōu)先， 中國文化強調(diào)家庭優(yōu)先。張錦濤（2009）的研究以夫妻雙方的婚姻質(zhì)量和離婚傾向得分進行聚類， 將夫妻分為幸福型、平穩(wěn)型、湊和型和失敗型。這4類婚姻在研究群體中所占比例依次分別為23.4%、31.1%、33.5%和12%， 湊合型（婚姻質(zhì)量和離婚傾向得分均略低于平均分）占比最高， 也就是存在著較多的低婚姻質(zhì)量、低離婚傾向的夫妻。這提示我們在中國社會背景下應(yīng)獨立看待婚姻滿意度與離婚結(jié)果， 婚姻滿意度與離婚率并非簡單的線性關(guān)系。

不可否認(rèn)的是21世紀(jì)以來中國社會的快速發(fā)展， 使得婚姻觀念出現(xiàn)多元化， 大眾對于婚姻滿意度的追求更加強烈， 對于離婚的態(tài)度更加寬容， 離婚成本（例如離婚難度、社會壓力）也逐漸降低。Becker （1974）首先將經(jīng)濟學(xué)分析框架納入家庭研究中， 他認(rèn)為感到婚姻出錯或?qū)е码x婚的原因可能來自于關(guān)于配偶或其他潛在配偶的額外信息。也就是說， 婚姻收益沒有達到預(yù)期或是發(fā)現(xiàn)能增加婚姻收益的更合意的人， 都有可能帶來離婚的結(jié)果。因此， 離婚實際上是對錯誤或低質(zhì)量婚姻的糾錯（陳衛(wèi)民?等， 2021）， 離婚率的上升在一定程度上也意味著社會整體婚姻滿意度的提高（付紅梅， 李湘妹， 2008; 張承芬， 陳英敏， 2000）。我們的結(jié)果也進一步證明這一現(xiàn)象， 研究發(fā)現(xiàn)離婚率與婚姻滿意度能夠相互正向預(yù)測， 同時在不同滯后水平下， 離婚率與婚姻滿意度間均存在格蘭杰因果關(guān)系。因此， 離婚率與婚姻滿意度同呈上升趨勢并不沖突， 反而從整體社會層面來看是一種相互促進的關(guān)系。

5.2??婚姻滿意度與社會指標(biāo)的關(guān)系

5.2.1社會指標(biāo)對婚姻滿意度的影響

首先， 我國夫妻婚姻滿意度上升可能與人民生活質(zhì)量提高有關(guān)。第一， 城鎮(zhèn)人口比重能夠顯著正向預(yù)測婚姻滿意度。城鎮(zhèn)人口比重是城市化進程的一個重要體現(xiàn)， 比重越大代表著城市數(shù)量越多或是越多的人享受城市化成果， 包括就業(yè)、教育、制度、社會保障等內(nèi)容。城鎮(zhèn)化帶來的生活環(huán)境、經(jīng)濟條件等多種因素的改善， 可能對婚姻滿意度有著積極影響。第二， 互聯(lián)網(wǎng)普及率是衡量信息化發(fā)達程度的一項重要指標(biāo)， 婚前使用互聯(lián)網(wǎng)能夠幫助個體獲取潛在的伴侶信息， 以及便捷地進行溝通， 這將有助于找到合適伴侶， 提高婚內(nèi)幸福感（Bellou， 2015）。第三， 恩格爾系數(shù)降低， 說明食物消費占總消費的比重降低， 其變化的主要原因是收入的增加，?家庭有足夠金錢去支付除必要食物外的文化或娛樂消費。已有大量研究證明， 收入與夫妻婚姻滿意度呈正相關(guān)關(guān)系（Hamilton et al.， 2017; Qiong et al.， 2019）， 同時本研究中CGSS部分?jǐn)?shù)據(jù)結(jié)果也顯示， 上一年的總收入能夠顯著預(yù)測婚姻滿意度， 因此， 隨社會變遷而來的城鎮(zhèn)人口比重、互聯(lián)網(wǎng)普及率和恩格爾系數(shù)的變化， 帶來了人民生活質(zhì)量的的提高，?從而影響了婚姻滿意度。

其次， 我國夫妻婚姻滿意度上升可能與家庭規(guī)模減小有關(guān)。家庭規(guī)模減小主要有以下兩個方面：第一， 城鎮(zhèn)化水平的提高使現(xiàn)代家庭由傳統(tǒng)群居家庭向核心家庭轉(zhuǎn)變（常健， 2022）， 而核心家庭的夫妻較少面對婆媳矛盾、妯娌紛爭等應(yīng)激源事件（鄧雪英?等， 2014）， 因此夫妻婚姻滿意度水平會高于傳統(tǒng)直系群居家庭（楊婷， 2014）。第二， 相關(guān)研究表明生育意愿和生育水平逐漸下降（侯佳偉?等， 2014; 吳瑩?等， 2016）， 使得家庭內(nèi)部新生子女?dāng)?shù)量減少。我們的研究結(jié)果顯示， 少兒撫養(yǎng)比始終負(fù)向預(yù)測婚姻滿意度， 即養(yǎng)育兒童數(shù)量越多， 對夫妻婚姻滿意度可能越不利。一方面， 人均收入雖然一直在上漲， 但有相當(dāng)多職業(yè)的工資漲幅低于生活的成本漲幅（孫彬， 2018）， 養(yǎng)育孩子使得生活成本再次上升， 更容易造成經(jīng)濟壓力; 另一方面， 有研究發(fā)現(xiàn)未成年子女?dāng)?shù)量與其父母精力投入成正比（霍藝嘉， 2022）， 父母的心理與生理消耗會因孩子數(shù)量增多而大幅增加。這些均會對婚姻滿意度產(chǎn)生負(fù)向影響。除此之外也有研究證明， 當(dāng)女性進入勞動力市場時， ??婚姻??滿意度會提高（Yu & Liu， 2021）， 然而撫養(yǎng)孩子的需求卻使女性不得不放棄一段甚至是更長時間的工作。因此， 社會變遷帶來的家庭規(guī)模逐漸減小， 促進了婚姻滿意度的上升。

5.2.2婚姻滿意度對社會指標(biāo)的影響

首先， 婚姻滿意度上升可能會促進夫妻追求高質(zhì)量生活。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 婚姻滿意度對城鎮(zhèn)人口比重和恩格爾系數(shù)有著顯著預(yù)測作用， 而這兩者隨社會變遷的變化均是人民生活質(zhì)量提升的重要體現(xiàn)。一方面， 良好的婚姻滿意度將促進對美好生活的目標(biāo)追求。最先有研究者發(fā)現(xiàn)， 婚姻滿意度與個體和配偶對親密目標(biāo)的追求有關(guān)（Sanderson & Cantor， 2001）， 之后， Fowers和Owenz （2010）提出婚姻的大同理論， 認(rèn)為目標(biāo)追求應(yīng)是婚姻評估和研究的主要領(lǐng)域， 對于高質(zhì)量生活的追求也應(yīng)是其中之一。另一方面， 良好的婚姻滿意度將促進美好生活的目標(biāo)實現(xiàn)?；橐鰸M意度的動態(tài)目標(biāo)理論認(rèn)為人們在婚姻中有多個目標(biāo)要實現(xiàn)， 這些婚姻目標(biāo)可以分為三類：個人成長目標(biāo)， 陪伴目標(biāo)和工具目標(biāo)（Li & Fung， 2011）。夫妻良好的婚姻滿意度將促進雙方對于婚姻目標(biāo)和個人目標(biāo)的支持（Brunstein et al.， 1996）。因此， 良好的婚姻滿意度將促進夫妻追求與實現(xiàn)高質(zhì)量水平的生活條件。

其次， 婚姻滿意度上升可能會促進個體心理健康及家庭穩(wěn)定。結(jié)果顯示婚姻滿意度負(fù)向預(yù)測了5年后的失業(yè)率。工作與家庭失衡已然成為人們現(xiàn)當(dāng)下面臨的新問題， 會給人的生理和心理帶來很多負(fù)面影響， 例如降低工作效率、工作滿意度等（周春燕?等， 2018）。婚姻滿意度較低的個體， 其工作滿意度也較低， 由此產(chǎn)生的心理困擾會更嚴(yán)重（Ashkzari et al.，?2017）， 離職意向也會增加（姜海?等， 2019）， 因此帶來失業(yè)率的上升?；橐鰸M意度較高的情況下， 可能會削弱壓力對抑郁的影響， 并且?guī)椭鷤€體更全面地了解抑郁的風(fēng)險， 這對預(yù)防和治療抑郁癥有益（Shi & Whisman， 2023）， 從而減少離職與失業(yè)。關(guān)于為何僅能預(yù)測5年后的失業(yè)率， 這可能是因為婚姻滿意度的升高或降低發(fā)展出某個結(jié)果并不具有即時性。家庭作為社會的細(xì)胞， 是社會的縮影（郭子暄， 2022）和社會發(fā)展的基礎(chǔ)（劉春玲， 郭昊昕， 2022）， 其對社會的影響需要一定的累積效應(yīng)。由此可以看出， 家庭內(nèi)部婚姻的和諧對個體心理健康、家庭穩(wěn)定、社會發(fā)展均有正向影響。

5.2.3婚姻滿意度與社會指標(biāo)間的因果關(guān)系

通過格蘭杰因果檢驗， 我們進一步證明了婚姻滿意度與各類社會指標(biāo)間的因果關(guān)系。在不同滯后期下， 存在社會指標(biāo)變化是婚姻滿意度變化的可能原因， 也存在婚姻滿意度變化是社會指標(biāo)變化的可能原因， 滯后存在的原因可能與上述提及的非即時性有關(guān)。首先， 婚姻滿意度變化是導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比變化的格蘭杰原因。婚姻滿意度較低的夫妻， 其婚姻關(guān)系質(zhì)量較差， 并且還可能會存在離婚風(fēng)險， 這樣的夫妻之間自然不會有立刻孕育下一代的準(zhǔn)備。夫妻間是否孕育下一代的結(jié)果將在大概一年后表現(xiàn)在少兒撫養(yǎng)比上， 這與兩者之間滯后期數(shù)為1不謀而合。其次， 除互聯(lián)網(wǎng)普及率、恩格爾系數(shù)是可能由于非即時性使得兩者與婚姻滿意度間存在滯后， 離婚率與婚姻滿意度間的格蘭杰因果關(guān)系也值得我們關(guān)注。離婚率在滯后期數(shù)為4時會導(dǎo)致婚姻滿意度的變化， 而婚姻滿意度在滯后期數(shù)5時， 會導(dǎo)致離婚率的變化。這可能是因為婚姻滿意度的下降并不會立刻帶來離婚或分居， 離婚的發(fā)生需要滿意度下降至婚姻無法繼續(xù)的某個閾值。但這一滯后存在的具體機制究竟是怎樣的， 超出了本研究可解釋的范圍， 這也將是未來研究的一個重要方向。

綜上我們可以確定夫妻婚姻滿意度與社會指標(biāo)變遷的關(guān)系是相互的， 社會指標(biāo)的變化將對婚姻滿意度產(chǎn)生影響， 同時婚姻滿意度也會對社會發(fā)展產(chǎn)生影響。人民生活質(zhì)量提高及家庭規(guī)模減小可能會促進婚姻滿意度的提升， 婚姻滿意度上升也會促進夫妻追求高品質(zhì)生活， 提高心理健康水平， 助力家庭和社會穩(wěn)定發(fā)展。同時， 婚姻滿意度的變化是由多個指標(biāo)共同作用的結(jié)果， 例如城鎮(zhèn)化與家庭規(guī)模變小對于婚姻滿意度均會產(chǎn)生影響， 城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村地區(qū)夫妻的作用可能會更明顯。因此， 相同的社會環(huán)境及變遷下， 不同家庭內(nèi)的婚姻滿意度變化也會具有差異。

5.3??人口學(xué)因素對婚姻滿意度調(diào)節(jié)效應(yīng)的異同

每個家庭內(nèi)部情況不同， 對婚姻滿意度的影響也有所不同。例如孩子的到來會帶來經(jīng)濟壓力的增加， 時間、精力消耗的增加（陳晶瑩， 馬建青， 2022）， 夫妻之間受教育程度不同帶來的養(yǎng)育理念的差異（冷文聰， 2015; 孫小博， 2015）， 這些都會影響婚姻滿意度。毋庸置疑， 家庭微觀因素同樣離不開時代變遷的影響。如隨著時代變遷， 人民受教育程度普遍提高， 收入逐步上漲， 婚齡也在隨著年份增加而增加。

首先關(guān)于婚齡， 其與婚姻滿意度的關(guān)系在前人的研究中結(jié)論各不相同， 包括不相關(guān)（賈田甜， 2020）;正相關(guān)（黃靜， 2019; 張貴良?等， 1996）;負(fù)相關(guān)（梁麗， 2014）。此外還有一類研究者， 他們認(rèn)為婚姻滿意度隨婚齡的增加呈現(xiàn)出U型變化（馮文娟， 2020; Rollins & Feldman， 1970; VanLaningham et al.， 2001）。家庭發(fā)展學(xué)派（Family development school）的研究者以孩子作為主線， 將家庭生命周期分為8個階段。以此理論展開的大量研究結(jié)果都顯示， 子女離家將會帶來夫妻的婚姻質(zhì)量的顯著提高（陳玲鳳?等， 2021; 王祎， 2011）。這與Vaillant和George （1993）的研究中將婚后20年作為婚姻滿意度變化的分水嶺不謀而合。我國同樣也有研究者提出結(jié)婚20年是夫妻互動質(zhì)量的“分水嶺” （童輝杰， 黃成毅， 2015）?？紤]到本研究元分析部分?jǐn)?shù)據(jù)來源平均婚齡最高僅有18年， 而CGSS部分分析中婚齡的范圍最高達至70年以上。結(jié)合元分析和CGSS部分分析中子女?dāng)?shù)量并不對婚姻滿意度具有調(diào)節(jié)作用， 我們認(rèn)為婚姻滿意度僅與是否有子女在身邊生活有關(guān)， 與子女?dāng)?shù)量無關(guān)（Dobrowolska. et al.， 2020）。即若看婚齡20年以內(nèi)， 婚姻滿意度隨婚齡增長而降低， 若看一生， 婚姻滿意度與婚齡間則不存在顯著關(guān)系， 表現(xiàn)在坐標(biāo)軸上則是婚姻滿意度的變化隨婚齡增加呈現(xiàn)出“U”型趨勢。

其次關(guān)于教育程度， CGSS數(shù)據(jù)的分析中個體最高教育程度能夠顯著正向預(yù)測婚姻滿意度， 而元分析中高等教育比重對婚姻滿意度調(diào)節(jié)作用卻不顯著。以往有關(guān)夫妻受教育水平對婚姻滿意度的影響研究中， 發(fā)現(xiàn)受教育程度是所有預(yù)測指標(biāo)中強度最弱的一個， 但其也仍然顯著（Dobrowolska. et al.， 2020）， 因此本文也贊同受教育程度能正向預(yù)測婚姻滿意度。然而高等教育比重與最高受教育程度的差異在于其忽略了受過高等教育以外的個體， 缺乏對于教育水平的連續(xù)性衡量， 將之直接看作為二分變量。這也提示我們， 在未來研究中應(yīng)著重考察更加細(xì)致連貫的受教育程度。此外， 我們發(fā)現(xiàn)CGSS數(shù)據(jù)分析中夫妻教育匹配度無法顯著預(yù)測婚姻滿意度。這可能是因為當(dāng)妻子受教育程度高于丈夫時會降低夫妻雙方的婚姻滿意度; 妻子受教育程度略低于丈夫會顯著提升其婚姻滿意度（王杰， 李姚軍， 2021）。夫妻教育匹配度對婚姻滿意度的影響并非匹配度越一致滿意度越好， 與夫妻間丈夫還是妻子更高有關(guān)。

最后關(guān)于性別， 本文研究發(fā)現(xiàn)性別對于夫妻婚姻滿意度沒有顯著的調(diào)節(jié)作用， 也就是丈夫和妻子間婚姻滿意度實際并無顯著區(qū)別。這與Jackson等人（2014）的一項元分析研究結(jié)果一致。他們的研究發(fā)現(xiàn)女性報告的婚姻滿意度與男性之間相比總體差異非常小， 并且這一差異主要來源于正在進行婚姻治療的夫妻樣本， 當(dāng)把這部分被試數(shù)據(jù)剔除后， 夫妻間婚姻滿意度并沒有顯著的性別差異。一方面， 丈夫也面臨著滿足家庭和工作需求的巨大壓力， 這些困難可能基本抵消妻子經(jīng)歷的婚姻困難; 另一方面， 過去20年來全職家庭主婦角色發(fā)生了變化， 盡管女性還承擔(dān)著一部分家庭責(zé)任， 但責(zé)任分工的性別差距已大大縮小。因此我們認(rèn)為在部分群體中仍存在婚姻滿意度的性別差異， 但從整體來看， 這種性別差異已經(jīng)并不顯著。

元分析結(jié)果顯示， 使用QMI問卷所測得的中國夫妻婚姻滿意度值最高， MAT最低?？紤]到MAT問卷的題目達到100題以上， ENRICH問卷其次， 而QMI均僅有6題。這一結(jié)果提示未來在使用婚姻滿意度測查工具時， 考慮測量全面的同時， 還有考慮到題目多寡帶來的影響。

5.4??創(chuàng)新性與局限性

綜上所述， 本文基于布朗芬布倫納的生態(tài)系統(tǒng)理論考察了婚姻滿意度與社會變遷的關(guān)系， 我們發(fā)現(xiàn)各個因素（宏觀系統(tǒng)因素、微觀系統(tǒng)因素、時代變遷）都是相互作用的， 而不是獨立的。社會變遷帶來了宏觀系統(tǒng)因素、微觀系統(tǒng)因素、婚姻滿意度的變化， 三者的變化同時也是社會變遷的部分體現(xiàn)。同時， 本文將CGSS數(shù)據(jù)庫內(nèi)的數(shù)據(jù)與本文橫斷歷史元分析的結(jié)果進行了比較， 從兩個角度均證明了婚姻滿意度在近20年中呈現(xiàn)上升變化， 婚姻滿意度與各社會因素間的影響關(guān)系也是相互的。所以， 婚姻滿意度不僅受到社會、家庭、個體等因素的交互影響， 也反作用于社會、家庭和個體。最終體現(xiàn)在社會不斷變遷， 婚姻滿意度也隨之不斷變化。因此， 探討婚姻滿意度與社會變遷的關(guān)系對理解中國社會及個體的心理變化具有重要參考意義。

雖然發(fā)現(xiàn)了上述研究成果， 但本研究仍存在一些局限。（1）本研究雖已盡可能對各種數(shù)據(jù)庫進行了文獻搜集， 但仍有可能存在未收集到的文獻， 導(dǎo)致遺漏一些數(shù)據(jù)。（2）各類社會數(shù)據(jù)庫內(nèi)對婚姻滿意度的測量十分有限， 以致該部分的數(shù)據(jù)分析較為缺乏。（3）本研究分析了中國夫妻婚姻滿意度隨社會變遷的趨勢， 并基于數(shù)據(jù)探討了社會宏觀指標(biāo)與婚姻滿意度之間的可能影響， 但并沒有對可能的心理過程及影響機制進行進一步的驗證和討論。例如預(yù)測部分與因果關(guān)系的滯后性是如何形成的， 因此對婚姻滿意度的追蹤調(diào)查仍會是努力的方向之一。

6 ?結(jié)論

（1）中國夫妻近20年的婚姻滿意度隨年代變遷逐漸提升;

（2）宏觀水平上， 人民生活質(zhì)量上升和家庭規(guī)模減小將促進婚姻滿意度上升; 同時婚姻滿意度上升也會促進夫妻追求美好生活， 維護家庭穩(wěn)定;

（3）微觀水平上， 在社會變遷中婚姻滿意度的提高不受婚齡、性別、子女?dāng)?shù)量、夫妻教育匹配度的影響， 而因子女是否在身邊產(chǎn)生變化， 同時受教育程度也會影響婚姻滿意度;

在社會變遷與婚姻滿意度的影響關(guān)系模型中， 宏觀系統(tǒng)因素， 微觀系統(tǒng)因素與時代變遷， 各個因素間相互作用， 共同影響了婚姻滿意度。并且婚姻滿意度也會反作用于宏觀系統(tǒng)因素， 促進社會和諧穩(wěn)定發(fā)展。

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Trend analysis of marital satisfaction of Chinese couples in the past 20 years

HOU Juan¹， JIA Keke²， FANG Xiaoyi³

（¹?School of Philosophy， Anhui University， Hefei 230039，?China）（²?School of Sociology and Psychology， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081，?China）（³?Institute of Developmental Psychology， Beijing Normal University， Beijing 100875，?China）

Abstract

Marriage is the most stable and lasting traditional form of sexual union in human society and an important part of human culture. Marriage satisfaction is a main indicator for measuring marital success. Marriage satisfaction is affected by social， family， individual and other factors and changes in response to society， family and individuals. Thus， changes in marital satisfaction reflect continuous changes in society. Exploring the relationship between marital satisfaction and social change has important reference significance for understanding psychological changes in Chinese society and individuals.

This cross-temporal meta-analysis assessed 92 studies （59122 husbands and wives） published between 2000 and 2021 that used the Evaluating & Nurturing Relationship Issues， Communication， Happiness （enrich）， the Marital Adjustment Test （MAT） and the Quality of Marriage Index （QMI） to measure the marital satisfaction of Chinese couples. The China Comprehensive Social Survey （CGSS） analysis was used to discuss the relationship between social indicators and marital satisfaction based on Bronfenbrenners ecosystem theory.

The findings are as follows： （1） the marital satisfaction of Chinese couples significantly positively correlates with the year; （2） at the macro level， improving people's quality of life and reducing the household size will increase marriage satisfaction; while， increasing marital satisfaction will promote the pursuit of a better life among couples and maintain family stability and （3） at the micro level， regarding the association between marital satisfaction and social change， the length of marriage， gender， number of children， and the matching degree of education level do not affect marital satisfaction; however， changes due to the presence of children and the degree of education do. In the model of the relationship between social change and marital satisfaction， macro system factors， micro system factors and era changes interact and jointly affect marital satisfaction. Moreover， marital satisfaction will also react to macrosystem factors and promote the harmonious and stable development of society.

Keywords ?marital satisfaction， social change， cross-temporal meta-analysis， Chinese General Social Survey， ecosystem?theory

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