孔泽宇

(南京大学 政府管理学院,江苏 南京 210023)

一、研究背景与问题提出

中国民众对出轨充满兴趣。几乎每年,媒体都会争相报道名人的风流韵事,但公众讨论的热情却丝毫不减。然而,出轨并非仅存在于电视和网络世界,每对夫妻都有可能受到它的影响,出轨行为已经变得越来越普遍。[1]2015年,中国34.0%的男性和13.4%的女性有过出轨的经历。[2]96从世界范围来看,美国已婚男女出轨的比例分别为20.0%～40.0%和20.0%～25.0%,[3]日本已婚男女出轨的比例分别为26.9%和16.3%。[4]可见,中国男女出轨发生率在国际上处于相对较高的水平。

在研究文献中,学者们使用了不同的术语来指称“出轨”,例如不忠、婚外情、婚外性行为、婚外性交等。这些术语在概念上存在一定差异,其中,不忠和婚外情既包含情感方面,也包含性的方面,而婚外性行为和婚外性交仅包含性的方面。在本文语境中,“出轨”的概念等同于后者(1)本文仅使用出轨和婚外性行为两个词来指涉“已婚者与配偶以外的人发生性关系”这一行为,使用其他术语是为了忠于已有研究的用词。,对其的定义为:已婚者与配偶以外的对象发生性关系,即“身体出轨”[5，6]。

有关婚外性行为的研究始于美国,自金赛(Kinsey)等学者对性行为的里程碑式研究以降,[7]西方学者围绕出轨的后果、影响因素和治疗方案展开了大量讨论。在一项大型的综述性研究中,艾伦(Allen)等指出,婚外情存在短期和长期后果,二者范围略有不同,但均与婚姻问题、冲突和离婚有关。[8]在短期后果方面,婚外情被认为会直接导致家庭虐待、分居和离婚;在长期后果方面,婚外情既会引起配偶强烈的负面情绪,包括羞愧、愤怒、抑郁、焦虑以及与创伤后应激障碍(PTSD)相似的症状等,[9]也会加剧离婚对儿童的影响,导致儿童不安全型依恋的形成。[10]由于出轨行为普遍存在着负面后果,这使得研究人员将出轨的影响因素称为“风险因素”(Risk Factors)[8]。艾伦等将风险因素划分为二十四类,包括六个阶段——易感、接近、诱发、维持、披露或发现、响应,和四个来源——个人、配偶、婚姻、背景。[8]布洛(Blow)和哈尼特(Harnett)回顾了1980年以来该领域的主要研究,发现与不忠相关的因素包括:性别、种族、教育、收入、职业、机会、婚姻问题和个人问题等。[11]对于出轨后果和风险因素的把握能够帮助夫妇从出轨的阴霾中恢复。戈登(Gordon)等提出了婚外情治疗方案的三个阶段:(1)处理婚外情的短期后果;(2)探索个人、配偶、婚姻和背景来源中促成婚外情的因素；(3)就如何在情感和行为上继续前进(包括终止或维持婚姻)做出决定。在第二阶段,治疗师会引导夫妇从不同领域识别问题,最终形成对婚外情致因的叙述。这一叙述能够取代夫妇在最初阶段对于婚外情原因的极端解释,进而促成和解或降低离婚的负面影响。[9]因此,识别风险因素,对于出轨的事前预防和事后干预均具有重要意义。

相较之下,国内相关研究起步较晚,主要围绕婚外性行为的诱因和特定群体的出轨现象展开讨论。在诱因方面,李尽臣和陈志霞对2000年以来国内学者对婚外恋问题的研究进行了梳理,发现婚外恋的诱因包括个人因素、家庭原因、社会原因及其他因素。[12]郭琨和蒋海涛发现,出轨态度认知和出轨机会可以显著预测婚外性行为。[6]在家庭社会学中,现代家庭被假定为一个基于性、爱和婚姻关系的家庭,潘绥铭将这三个概念操作化为性生活满意度、爱情满意度和婚姻满意度,检证了它们对“外遇”可能性的作用,发现除女性的婚姻满意度以外,两性在其他方面的不满意都会显著增加其外遇的可能性。[2]214-2202000-2010年期间,学界对特定群体的出轨现象讨论较多,包括对农民工、女性、同性恋者、研究生婚外恋的定性和定量分析[12],但最近十年中相关研究较少,且大都集中在对农村女性婚外恋现象的讨论上[13，14]。另有部分研究关注婚外性行为态度的性别差异,程璆和郑逸芳利用2012年中国综合社会调查(CGSS)数据,发现女性对婚外性行为的反对态度较男性更为坚决。[15]陈婷婷对2013年CGSS的数据分析却表明,生育和儿女保育工作给女性流动人口带来的人力成本、经济成本和职业机会成本,会令其对婚外性行为持更加宽容的态度。[16]

综上所述,国内关于婚外性行为的研究文献较为丰富,但相较国外研究仍然存在一些不足之处。第一,对于婚外性行为的定性研究植根于特定的社会文化背景中,得出的结论往往只在特定情境下适用,具有一定的局限性。第二,对于婚外性行为的定量研究较少,往往只针对某类群体展开调查,这会导致研究结果存在系统误差。部分定量研究选取了全国抽样调查数据展开分析,但这类研究的发现是以一种零散的方式积累的,缺乏一项研究将各类风险因素整合到一个多变量模型中的不足,这使得我们难以忽视自变量与出轨之间存在虚假联系的可能性。第三,国内现有研究对于婚外性行为的性别差异鲜有涉及。鉴于两性对婚外性行为的态度存在差异,我们有理由假设不同风险因素的作用存在性别异质性,亦有必要对此展开分析。

为弥补现有研究的不足,本文基于婚外性行为研究中的“机会—婚姻关系—价值观”框架,对2003年中国人民健康状况和家庭生活调查(CHFLS)数据展开实证分析,探索不同风险因素对出轨行为的影响及其性别差异。

二、理论框架与研究假设

婚外性行为研究的“机会—婚姻关系—价值观”框架[17]由特蕾斯(Treas)和吉森(Giesen)提出,这一框架整合了相关研究的三个领域:(1)发生婚外性行为的机会;(2)夫妻关系；(3)个体的性价值观,通常被操作化为婚前或结婚期间的变量,这些变量通过增加或降低婚外性行为发生的先验概率来为出轨“铺平舞台”[8]。该理论框架被广泛应用于国内外的婚外情和婚外性行为研究,[6,18，19]不同国家的学者对于机会、婚姻关系和价值观给出了不同的操作化指标,这使得将该框架运用于中国情境成为了可能。

(一)机会

机会指婚外性行为对象的可获性,包括为建立潜在的秘密关系提供便利的因素,以及维持这种关系所需的资源。[8]首先,个体在可能邂逅潜在出轨对象的场所置身的时间越长,其出轨的可能性越高;[19]其次,较高的社会经济地位机会既会增加与他人交往的机会,也能提供出轨所需的物质手段;[20]最后,在其他条件相同的情况下,更具外表吸引力的个体在参与婚外性行为时拥有更多的选择和能动性,从而提升潜在出轨对象的可获性。[21]

1.配偶不在场的时间

基于性、爱和婚姻关系的现代家庭以配偶之间性行为的排他性为主要特征,因此,几乎所有婚外性行为都发生在配偶不在场的时间。本文以社会交往时间反映配偶不在场的时间,多数研究者均将社交时间视为出轨的机会变量之一,原因在于,人们在参与社交可能会与他人发生暧昧行为,进而为出轨铺平道路。[22]然而,马丁斯(Martins)等认为,男性参与社交更有可能寻求与他人发生性行为,女性则主要寻求对他人的了解。[23]由此,本文提出以下假设:

H1a:男性的社会交往时间越长,越有可能出轨。

H1b:女性的社会交往时间与其出轨行为无关。

2.社会经济地位

社会经济地位包括收入和职业两个方面。阿特金斯(Atkins)等从费用和权力两个角度解释了收入与出轨的关系,一方面,维持婚外性行为需要一定的物质资源,高收入者更有能力负担这部分费用;另一方面,高收入通常伴随着更大的权力,使得高收入者在异性眼中更具吸引力,因此高收入者更有可能出轨。[20]郭琨和蒋海涛也证实,家庭收入能显著地正向预测婚外性行为。[6]然而,艾伦等发现,男性的收入与出轨正相关,但女性的收入与出轨无关,[8]原因在于,包含婚外性行为在内的男女交往关系,通常由男性负担金钱花销。[19]由此,本文提出以下假设:

H2a:男性的个人收入越高,越有可能出轨。

H2b:女性的个人收入与其出轨行为无关。

职业的作用机制与收入类似,职业地位与收入和权力呈正相关,因此职业地位较高者更有可能出轨。此外,就职于商业、服务业、娱乐业等需要与委托人、客户、同事有更多接触的行业,能够邂逅更多的潜在出轨对象,[17]也能够为参与社交活动提供借口。[8]五十岚(Igarashi)也指出,多数的出轨发生于同事之间。[19]然而,职场的社会规范会在一定程度上起到阻止婚外性行为的作用,[17]鉴于社会规范对男性出轨的纵容和对女性出轨的强烈谴责,[11, 24]本文提出以下假设:

H3a:男性的职业地位越高,越有可能出轨。

H3b:就职于商业、服务业或娱乐业的男性更有可能出轨。

H3c:女性的职业地位和就职行业与其出轨行为无关。

3.外表吸引力

个体会根据特定的偏好和品味来选择伴侣,而外表吸引力是做出这类选择的重要标准之一。[25]刻板印象多认为男性会优先考虑伴侣的外表,而女性会优先考虑伴侣的地位,但这种前女性主义的思考忽视了女性的经济地位以及她们对男性外表吸引力的评估。[26]实际上,无论男女都不愿意在外表吸引力上妥协,[27]例如,麦克林托克(McClintock)研究发现,在承诺水平较低的伴侣关系中,美貌-地位交换是性别对称的。[26]由此,本文提出以下假设:

H4a:男性的外表吸引力越高,越有可能出轨。

H4b:女性的外表吸引力越高,越有可能出轨。

(二)婚姻关系

婚姻关系指夫妇对婚姻的承诺,承诺水平表现为维系婚姻的意愿。[19, 28]根据投资模型,承诺与婚姻满意度和投资规模呈正相关,与替代关系的质量呈负相关,个体的承诺水平越高,其出轨的可能性越低。[22,28]受限于数据的可获性,本研究仅对婚姻满意度、投资规模与出轨的关系进行讨论。

1.婚姻满意度

婚姻满意度指个体在婚姻中经历的积极和消极情感,满意度越高意味着个体某类需求得到满足的程度越高。[28]婚外性行为是一种向配偶表达敌意或报复的行为,目的是补偿婚姻中未得到满足的需求。因此,婚姻满意度更高的个体出轨的可能性越低。本文将上述需求限定在性需求和情感需求两方面。刘(Liu)基于美国健康和社会生活调查数据检验了婚内性行为与不忠的关系,发现婚内性行为频率的下降会提升男性不忠的发生率。[29]阿特金斯等也发现,参与婚外情的男性表现出更高的性不满。从出轨类型来看,男性比女性更强调性体验,而女性比男性更强调情感联系。[30]斯帕尼尔(Spanier)和马戈利斯(Margolis)认为,情感体验对女性来讲比男性更重要,这意味着情感需求未得到满足的女性更有可能出轨。[31]由此,本文提出以下假设:

H5a:男性的婚内性行为频率越低,越有可能出轨。

H5b:女性的婚内性行为频率越低,越有可能出轨。

H6a:男性的爱情满意度与其出轨行为无关。

H6b:女性的爱情满意度越低,越有可能出轨。

2.投资规模

投资规模指与婚姻关系相关的资源的数量和重要性,如果关系结束,这些资源的价值可能会下降甚至丧失,投资规模越大,结束婚姻关系的成本越高,从而形成一种强大的心理诱因阻止出轨行为的发生。[28]对于已婚夫妇而言,最常见且最受研究者关注的投资是子女,子女的存在会增加夫妇对家庭关系的金钱、时间以及情感投入的程度,全球多个国家都存在“夫妇为了孩子而维持婚姻”的现象。[19, 28, 32]另外,沃克(Walker)和埃伦伯格(Ehrenberg)发现,青少年对父母因出轨而离婚的感知是导致不安全型依赖的最强预测因素。[10]这意味着,避免对子女造成负面影响,可能会成为夫妇不愿出轨的动机之一。由此,本文提出以下假设:

H7a:相较于有子女的男性,没有子女的男性更有可能出轨。

H7b:相较于有子女的女性,没有子女的女性更有可能出轨。

(三)价值观

价值观指个体对婚外性行为的正面或负面评价,[17]本文将其操作化为出轨态度。[6]根据计划行为理论,个体的对某项行为的态度会影响其行为意愿,[33]因此,对出轨持更宽容态度的个体具有更强的出轨意愿。但意愿并非无条件表现为行为,布洛和哈尼特发现,男性对不忠的态度与实际行为呈正相关,但在女性中并未发现这一关联。[11]刘同样指出,对不忠行为更加认可的男性更有可能出轨。[29]格拉斯(Glass)和赖特(Wright)认为,女性出轨主要源于对婚姻的不满,而男性出轨更多与性放任态度有关。[34]总结现有文献来看,出轨态度与出轨行为的关联之所以存在性别差异,主要有两点原因:第一,社会规范对于男性的出轨行为更加纵容,将男性出轨描绘为“通过性来寻求权力和征服”,[24]这与对女性出轨在道德上的强烈谴责形成对比,[11]使得女性感受到的主观规范更加强烈,进而降低了女性的出轨意愿。第二,相较于男性,女性对婚姻关系更加重视。森(Sen)指出,女性高度关注家庭福祉,却缺乏对自身福祉的认识,从而使得妻子开放的性态度成为丈夫出轨的“帮凶”。[35]由此,本文提出以下假设:

H8a:男性的出轨态度越开放,越有可能出轨。

H8b:女性的出轨态度与其出轨行为无关。

三、研究设计

(一)数据来源

本文使用美国芝加哥大学、中国人民大学、北京协和医学院和美国北卡罗来纳大学联合实施的中国人民健康状况和家庭生活调查(CHFLS)2003年度调查数据。该项目采用多阶分层概率抽样方法,覆盖了中国60个城市和乡村。其内容不仅涵盖了受访者的人口学特征和社会经济地位等信息,而且涉及了本文所关注的出轨行为、机会、婚姻关系和价值观等,并针对其中的敏感问题采用了电脑问卷调查法,在提高了保密性的同时,确保了回答的真实性,[36]因此,该数据适用于探究本文的研究问题。CHFLS 2003数据共有样本3 821个,在剔除少量缺失值和同性恋样本后,得到有效样本2 487个,其中男性1 231人,女性1 256人。

(二)变量设置

1.因变量:出轨行为(婚外性行为)

因变量为出轨行为(婚外性行为),根据受访者对问题“您和现在的爱人保持性关系的期间,您自己还跟别人有过性生活吗?哪怕只有一次,也算有过”的回答设置为二分类变量,有过=1、没有=0。描述性统计分析(见表1)显示,2003年中国民众出轨发生率约为13.2%,其中,男性出轨发生率约为20.9%,女性出轨发生率约为5.6%。

2.自变量:机会、婚姻关系、价值观

机会包括社会交往时间、个人月收入、职业和外表吸引力。社会交往时间根据受访者对问题“过去的12个月之内,在业余时间里,您平均多长时间参加一次社会交往活动”的回答进行反向编码,设置为定序变量,从未参加过=1、平均每个月一次或更少=2、平均每个月两、三次=3、平均每星期一次=4、平均每星期两、三次或更多=5。个人月收入为连续变量,为消除异方差问题的影响,本文对个人月收入进行对数变换。职业为定类变量。外表吸引力根据受访者对问题“您觉得,在年龄相仿的异性看来,您的魅力大吗”的回答重新设置为二分类变量,很大、比较大=1、不大、小=0。

婚姻关系包括婚内性行为频率、爱情满意度以及是否有子女。婚内性行为频率根据受访者对问题“在过去的12个月之内,您与现在的爱人,平均多长时间过一次性生活”的回答进行反向编码,设置为定序变量,每月一次或以下=1、每月两至三次=2、每周一至两次=3、每周三至六次=4、每天一次或更多=5。爱情满意度根据受访者对问题“现在,您的爱人在日常生活中,对您的关心和体贴,够不够”的回答进行反向编码,设置为定序变量,根本没有=1、很不够=2、不太够=3、足够了=4。是否有子女为二分类变量,有=1,无=0。

价值观被操作化为出轨态度,根据受访者对问题“有人说,在结婚以后,也可以与别人有性生活,您觉得这种说法正确吗”的回答重新设置为二分类变量,将回答“完全正确”和“比较正确”者定义为具有开放的出轨态度,赋值为1,将回答“不太正确”和“完全不正确”者定义为具有保守的出轨态度,赋值为0。

3.控制变量

参考相关文献,本文选取了性别、年龄、年龄的二次项、地区和受教育年限作为控制变量。性别为二分类变量,男=1、女=0。年龄为连续变量。地区使用数据集中的变量urban(2)农村人口小于15%的城镇被定义为城市。进行定义,城市=1、农村=0。受教育年限为连续变量,没上过学=0、小学=6、初中=9、高中、中专、职业高中=12、大专=15、大学、研究生=16。

(三)模型设定

本文构建如下二元logistic回归模型估计机会、婚姻关系、价值观对出轨行为的影响。

(1)

其中,p为出轨的概率,1-p为未出轨的概率,Si为机会、婚姻关系和价值观变量,Xi为控制变量,εi为扰动项,α、β、γ为待估计的回归系数。

四、实证分析结果

本研究使用Stata13.1软件进行回归分析。在此之前,首先对自变量和控制变量进行多重共线性检验,结果显示,平均VIF值为1.72,各变量之间最大的VIF值为4.00,远小于10,说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。另外,考虑到利用横截面数据进行回归分析时存在的异方差问题,本文采用计算异方差-稳健标准误的方式进行统计推断。表2显示了全样本和性别分样本的二元logistic回归结果。

模型1显示,性别对于婚外性行为有显著影响。在控制了其他变量后,性别的回归系数为1.474,优势比为4.366,并且在1%的水平上显著,表明男性更有可能出轨,其出轨的概率为女性的4.366倍。

从分性别的回归结果来看,年龄、年龄的二次项、外表吸引力和爱情满意度对婚外性行为的影响不存在显著的性别差异。首先,年龄对两性出轨均有显著的正向影响(p<0.05),年龄的二次项对两性出轨均有显著的负向影响(p<0.05),表明年龄与出轨概率之间存在倒U型关系:个体出轨的概率首先会随年龄上涨而不断增加,在某一年龄时,出轨概率达到最高,随后出轨概率会随年龄上涨而不断减小。其次,外表吸引力对两性出轨均有显著的正向影响(p<0.01),更具外表吸引力会使两性出轨的概率分别提升83.3%和478.6%,假设H4a和H4b成立。最后,爱情满意度对两性出轨行为均有显著的负向影响(p<0.01),爱情满意度每增加一个单位,两性的出轨概率分别降低35.7%和63.9%,这意味着男性在婚姻关系中并非仅重视性体验,而是同样追求情感需求的满足,这一结果部分符合理论预期,假设H6b成立,H6a不成立。

然而,对比模型2和模型3可以发现,地区、受教育年限、社会交往时间、个人月收入、职业、婚内性行为频率、是否有子女和出轨态度均对两性的出轨概率存在截然不同的影响。

第一,地区变量对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,地区对男性出轨行为具有显著的正向影响(p<0.05),城市男性的出轨概率为农村男性的1.642倍。但模型3显示,地区对女性出轨的影响不显著。可能的解释是,一方面,城市男性拥有更多参与短期婚外性行为的机会;另一方面,城市地区对于男性出轨的态度更加宽容。[11]因此,城市男性更有可能出轨。

第二,受教育年限对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,受教育年限对男性出轨的影响不显著。但模型3显示,受教育年限对女性出轨有显著的正向影响(p<0.1),女性受教育年限增加一年,其出轨概率会提升12.4%。随着女性受教育水平的提高,传统父权制对其在性和情感方面的限制会减少,高学历女性追求性欲的满足和生活的浪漫的意愿会更加强烈。同时,教育水平通常与更高的收入和职业地位相关,这也赋予了高学历女性更多资源使其意愿的实现更加自由化。因此,受教育年限越长的女性越有可能出轨。

表2 二元logistic回归结果

第三,除外表吸引力以外的机会变量对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,社会交往时间对男性出轨有显著的正向影响(p<0.01),社会交往时间每增加一个单位,男性出轨的概率会提升23.3%;个人月收入对男性出轨有显著的正向影响(p<0.1),个人月收入的对数每增加一个单位,男性出轨的概率会提升19.9%;就职于商业、服务业或娱乐业对男性出轨有显著的正向影响(p<0.05),其出轨的概率约为男性工人的1.754倍;身居经理、厂长或老板等企业高级管理职位对男性出轨有显著的正向影响(p<0.01),其出轨概率约为男性工人4.018倍。但模型3显示,社会交往时间、个人月收入、职业对女性出轨的影响均不显著。假设H1a、H1b、H2a、H2b、H3a和H3b成立。然而,值得指出的是,相对于女性工人,无业和其他职业的女性的出轨概率会分别提升538.4%和207.6%,这可能意味着更多的闲暇时间会增加女性出轨的概率,尽管这在统计意义上并不显著。

第四,婚内性行为频率对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,婚内性行为频率对男性出轨有显著的负向影响(p<0.01),婚内性行为频率每增加一个单位,男性出轨的概率会降低17.3%。但模型3显示,婚内性行为频率对女性出轨的影响不显著。假设H5a和H5b成立。

第五,是否有子女对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,子女对男性出轨有显著的正向影响(p<0.1),有子女男性出轨的概率是无子女男性的1.880倍。但模型3显示,子女对女性出轨有显著的负向影响(p<0.05),有子女女性出轨的概率是无子女女性的0.334倍。这一结果部分符合理论预期,假设H7b成立,H7a不成立。根据家庭生命周期理论,子女出生后,夫妇须花费大量时间和精力用于照顾小孩,用在对方身上的时间会显著减少,这将导致婚姻质量的下降,[37]进而诱发出轨行为,但这无法解释子女对出轨影响的性别差异。因此,应将子女的作用机制从儿童保育阶段转向妊娠阶段。妊娠期间不当的性行为会危害产妇和婴儿健康,导致夫妇婚内性行为频率下降,但能够寻求短期婚外性行为进行补偿的则主要为男性。部分实证研究也发现,妻子怀孕是丈夫参与婚外情的高危时期。[8]因此,有子女的男性出轨概率更高,但有子女的女性出轨概率更低。

第六,出轨态度对于出轨的影响存在性别差异。模型2显示,出轨态度对男性出轨有显著的正向影响(p<0.01),持开放态度的男性出轨的概率约为持保守态度的男性的4.008倍。但模型3显示,出轨态度对女性出轨的影响不显著。假设H8a和H8b成立。

五、结论与讨论

本文使用2003年中国人民健康状况和家庭生活调查(CHFLS)数据,建立二元logistic模型考察了机会、婚姻关系和价值观对出轨行为的影响及其性别差异,得到以下结论:

第一,2003年中国民众出轨发生率约为13.2%。其中,男性出轨发生率高达20.9%,而女性出轨发生率仅为5.6%。

第二,在控制变量方面,男性出轨概率显著高于女性;年龄与男女出轨概率均呈倒U型关系;城市男性出轨概率显著高于农村男性,但地区对于女性出轨无显著影响;受教育年限对女性出轨有显著的正向影响,但对于男性出轨无显著影响。

第三,在机会方面,社会交往时间、个人月收入、职业地位和就职于商业、服务业、娱乐业均会对男性出轨产生显著的正向影响,但对于女性出轨均无显著影响;外表吸引力对两性出轨均有显著的正向影响。

第四,在婚姻关系方面,婚内性行为频率对男性出轨有显著的负向影响,但对于女性出轨无显著影响;爱情满意度对两性出轨均有显著的负向影响;有子女的男性出轨概率更高,但有子女的女性出轨概率更低。

第五,在价值观方面,出轨态度对男性有显著的正向影响,但对于女性出轨无显著影响。

从结论来看,中国男性出轨发生率显著高于女性,不同的风险因素在提升出轨概率方面的作用也存在显著的性别差异。潜在的出轨机会、对婚姻关系的不满和开放的性态度均会提升男性出轨的概率,然而,仅有爱情满意度的降低会提升女性出轨的概率。上述发现支持这样一种观点:出轨的男性在追求一种“量大于质”[19]的策略,因而男性的出轨概率对机会、婚姻关系和价值观更加敏感;但女性出轨并非是不加选择地把握出轨机会或忠于自身开放的性态度的结果,而是为了寻找一个更优质的长期伴侣,以满足自身的情感需求。

本文仍然存在一些不足及有待未来研究的问题:第一,由于本文数据的横截面性质,无法推断各风险因素与出轨行为之间的因果关系。为克服这一局限,未来的研究可选用面板数据,透过机会、婚姻关系和价值观的波动来预测两性出轨行为的发生。第二,本文的样本仅限于异性恋者。最近的研究显示,同性恋者对出轨的态度与异性恋者不同,[38]未来的研究可对同性恋者的出轨进行专门分析。第三,受限于数据可获性,本文只能对2003年的调查数据进行再检验,同时也未对出轨类型进行区分。未来的调查工作应在全国范围内展开,问卷中应设置出轨时间或类型等题项,以全面捕捉中国民众婚外性行为的形态。