文化同化、结构同化与婚姻同化：两个理论模型的比较——基于肃南县皇城镇的实证调查

刘 庸，杨潇坤

（兰州大学 西北少数民族研究中心，甘肃 兰州 730000）

一、问题的提出

族际通婚是族际关系研究中的核心议题，常被用来作为衡量族群体间关系状况的重要指标。[1]以米尔顿·戈登（Milton Gordon）为代表的同化理论（Assimilation Theory）学者更是将婚姻同化（Amalgamation）视为族群体间同化的一个最终结果。[2]戈登的“同化七阶段论”指出，同化首先出现在文化层面，当少数族群体在语言、宗教信仰、生活习惯等方面向主流族群体趋近或适应时，即发生了文化同化（Acculturation）。随后，少数族群体逐渐进入主流族群体的间属领域（Secondary Sectors）（如学校、工作单位等），进而向主流族群体的首属领域（Primary Sectors）（如家庭、邻里或朋友圈子等）渗透。这一过程被称作结构同化（Structural Assimilation）。婚姻同化发生于少数族群体在首属领域同主流族群体产生高度的同化之后。戈登认为，当不同族群体的成员在首属领域建立起稳固的关系网络时，他们将更有可能在其中寻觅配偶。[3]婚姻同化一旦完成，接踵而来的便是身份标志同化（Identificational Assimilation）、态度同化（Prejudice）、行为同化（Discrimination）以及公民价值同化（Value and Power Conflict）。

戈登的同化理论界定了族群体之间同化过程的一个完整框架，极大地促进了学界关于族群关系研究的发展。[4]但是，戈登认为同化过程的七个阶段是线性发展的，这一观点遭到了部分学者的质疑。辛普森和英格尔（Simpson and Yinger）的研究发现，少数族群体与主流族群体之间的结构同化并未产生在文化同化之后，二者是同时产生的。[5]舍恩和科恩（Schoen and Cohen）关于墨西哥裔美国人族际通婚的研究则显示，婚姻同化与文化同化的关联性要高于与结构同化的关联性。[6]

基于上述文献回顾，本研究建立两个理论模型。理论模型一（见图1）根据戈登的观点，以结构同化作为中介变量，将三个同化阶段视作线性发展的过程，考察结构同化的中介作用是否显著；理论模型二（见图2）则不区分文化同化与结构同化发生的时间顺序，意在考察二者对于婚姻同化的影响程度。本研究通过量化手段对两个理论模型进行比较，以实证分析检验不同学者关于文化同化、结构同化与婚姻同化三者关系的理论探讨。

图1 理论模型一

图2 理论模型二

二、数据来源与分析方法

（一）数据来源

本研究使用的数据源于2018年7月中旬在肃南裕固族自治县皇城镇开展的抽样调查。皇城镇下辖18个行政村，境内居住着裕固族、汉族、藏族、土族、回族、蒙古族、仡佬族、东乡族、满族等9个民族，共2921户8762人，其中裕固族、汉族和藏族占总人口的91.5%.①本数据由皇城镇派出所提供。作为一个典型的多民族杂居地区，皇城镇的婚姻同化现象非常普遍。据统计，2012年至2018年7月20日间，当地有裕固族和汉族通婚者23对、裕固族和藏族通婚者26对、汉族和藏族通婚者38对、其余不同民族通婚者18对。②本数据由皇城镇综治工作中心提供。因此，以皇城镇作为抽样调查地点，有利于最大程度地保证研究的内部效度。调查以居住在当地的已婚居民为对象，共计发放问卷60份，回收问卷60份。在剔除存在漏答、明显地连续勾选等问题的废卷之后，得到有效问卷58份，有效样本回收率为96.7%.根据EPV（Events per Variable）法则，当EPV=10时，因变量结局为“通婚”的样本例数需要达到20例，按照1:1的抽样设计，则至少需要40例样本才能保证Logistic回归参数估计的准确性。本研究的有效样本例数符合Logistic回归的样本量要求。

（二）变量测量

本研究的因变量为“婚姻同化”，自变量为“文化同化”与“结构同化”，各变量的界定及描述性统计值如表1所示。婚姻同化变量为二分变量；文化同化与结构同化变量为复合变量，每组各包含三道题项，均采取李克特5点尺度正向计分，由“不符合”到“符合”，分值依次递增。通过项目包裹（Item Parcelling）技术[7]分别计算每组的三道题项，得到两个测量指数来代表文化同化与结构同化。文化同化复合变量的Cronbach’sAlpha系数为0.650，Friedman卡方检验显著 （χ2=18.759，P＜0.001）；结构同化复合变量的Cronbach’sAlpha系数为0.781，Friedman卡方检验显著（χ2=11.932，P＜0.01）。由于被试在各题项上的得分差异显著，同时复合变量的内部一致性良好，说明本研究的问卷信度较高。此外，本研究选择以“性别”和“教育程度”作为控制变量纳入模型，二者均为分类变量。

表1 变量界定与描述性统计（N=58）

（三）分析方法

针对理论模型一，由于因变量为二分变量，采用Logistic回归时残差项的方差是固定的，回归系数的量度会随着自变量的进出模型而改变，所以无法按照分析连续变量的方法进行中介作用检验。为此，本研究先对回归系数进行标准化处理，然后通过系数乘积法（Product of Coefficient）检验结构同化的中介作用。[8]

针对理论模型二，本研究依据传统方法的解释框架，采用Logistic回归分析，检验控制变量、文化同化、结构同化与婚姻同化之间是否存在统计上的显著性。

三、数据分析与结果

（一）结构同化的中介作用

对于理论模型一所示的结构同化的中介作用模型，其方程形式如下：

根据因变量的类型采用Logistic回归，式（2）的方程形式改写为：

在分析连续因变量的中介作用时，通常检验回归系数a和b的乘积是否在统计上显著，以说明中介作用是否存在。但是，在分析二分因变量时，由于式（2）中的回归系数b以对数比数为单位，与式（1）中的回归系数a的量度不同，故而无法计算中介作用的大小。为了使不同回归系数之间具有可比性，本研究通过标准化转换对回归系数b作等量度处理。处理后，回归系数a和b的值分别为0.681和0.018，标准误分别为0.158和0.165，系数乘积的Sobel检验、Aroian检验和Goodman检验结果分别为0.109、0.106和0.112.在0.05的显著性水平下，由于三种检验所得的z值均未大于临界值1.96，所以不能认为结构同化在文化同化与婚姻同化的关系中存在显著的中介作用。理论模型一未被证实。

（二）婚姻同化的影响因素

对于理论模型二的Logistic回归分析结果如表2所示。模型1的Pseudo R2为0.109，说明性别和教育程度解释了婚姻同化10.9%的方差。性别对婚姻同化的影响不显著。上过小学者的婚姻同化比数是未上学者的3.141倍（exp(1.228)=3.141），而接受过初中及以上教育者与未上学者相比，教育程度对婚姻同化的影响不显著。

在模型1的基础上纳入文化同化变量得到模型2，Pseudo R2从0.109增加到0.228，说明文化同化能够解释婚姻同化11.9%的方差。在控制性别和教育程度的情况下，文化同化对婚姻同化的影响显著。文化同化每增加一个单位，婚姻同化的比数将增加3.882倍（exp(1.356)=3.882），意味着不同族群体成员之间在文化上的适应程度愈高，愈倾向于接受婚姻同化。

在模型2的基础上纳入结构同化变量得到模型3，Pseudo R2未发生明显改变，说明结构同化对婚姻同化方差的解释力度微乎其微。在控制其他变量的情况下，结构同化对婚姻同化的影响不显著。

对理论模型二的分析结果表明，文化同化是影响婚姻同化的核心变量，响应了舍恩和科恩的观点：相较于结构同化，文化同化对婚姻同化的正向影响作用更为突出。

四、结论与讨论

戈登认为结构同化是不同族群体之间同化过程中最为关键的阶段，一旦发生结构同化，紧随其后的婚姻同化将不可避免。但是，戈登也认为文化同化是结构同化的必要非充分条件，文化同化不能必然导致结构同化的实现，并将之归因于主流族群体对少数族群体的刻意排斥。即使少数族群体的成员适应并接受了主流族群体的文化，主流族群体依然有可能拒绝他们进入自己的间属领域及首属领域，从而避免与他们发生婚姻上的同化。不难看出，戈登的理论强调结构同化与婚姻同化之间紧密的时序性和关联性，而将文化同化对婚姻同化的影响置于次要的地位。然而，本研究的数据分析结果无法支持戈登的理论，相反地，却证实了文化同化对婚姻同化具有显著的正向影响作用。这一结论的启示意义在于，对婚姻同化问题的研究，既要关注结构同化的影响，也要重视文化同化的作用；既要从理论层面上予以探讨，也要通过实证检验理论。文化是一套共同的价值符号和行为准则，[9]当不同族群体成员之间在语言、宗教信仰、生活习惯等方面涵化于一种文化时，意味着彼此之间在文化上的适应与认同。个体层面的文化同化较之于群体层面的结构同化，或许更有利于婚姻同化的实现。

表2 婚姻同化影响因素的Logistic回归分析结果

尽管本研究无法为理论模型一提供实证数据支持，但这并不意味着对戈登理论的完全否定。考察皇城地区历史的特殊性会发现，当地的移民过程主要发生于上世纪50年代末：大量的汉族由于灾荒从武威、永昌地区迁居至皇城；一部分裕固族由于甘肃、青海两省重新划界从青海迁居至皇城。[10]皇城镇的民族人口格局自当时起基本稳定下来并延续至今。对于目前居住在皇城镇的绝大部分居民而言，他们一出生便生活在一个多民族杂居的环境中，他们在与邻里、同学、朋友和同事交往互动的过程中持续接触其他民族的人群。在一定意义上，皇城镇的居民“先天地”经历了结构同化的过程。反观戈登的研究，相较于皇城镇这样一个微型社会，美国社会更加地复杂化和多元化，美国少数族群体移民过程的持续性和国际性也使其结构同化的实现更为困难。这在一定程度上解释了为何基于皇城镇的实证分析结果表明结构同化对婚姻同化的影响不显著。

本研究对于婚姻同化的两个理论模型的实证分析或许取得了一些有价值的结论，但仍存在未尽完善之处。限于研究资源的不足，本研究仅选择了肃南县皇城镇作为抽样调查地点。这样做，一方面能够较精确地控制所拟定研究设计的范畴，增加研究的内部效度；另一方面却成为研究的限制，影响到研究的外部效度。为此，后续研究可扩大抽样调查的范围，使研究结论更具代表性。

感谢：本研究调查过程中获得了肃南县皇城镇政府机构领导及工作人员的帮助，在此深表谢意。