单边离婚会通过以下两个途径发挥作用：1、使那些无法证明过错或者无法劝说配偶同意离婚的人离开婚姻。2、重新分配婚姻内的谈判权力，使得离婚的威胁是可信的。
科斯定理（Coase theorem）可以作为解释该机制的经济学原理。在科斯的分析中，有效谈判的存在令婚姻只会在双方同时次优（jointly suboptimal）的情况下结束。换言之，有效的谈判阻止了低效的婚姻。在满足科斯定理的假设（即存在有效的低成本的谈判）下，单边离婚法案的改革不会对离婚率造成影响。因此，单边离婚改革的第一个政策效果是令那些本不会结束的婚姻结束，即作用于那些不存在有效谈判的婚姻。事实上，单边离婚改革是将重新结婚权力（right to remarry）从想要维持婚姻一方转移到想要离婚的一方。
在相关实证研究中，研究者发现单边离婚法改革导致了离婚率略有上升，但其影响在十年内逐渐消失。离婚率的小幅度增加可能反映了存在家庭暴力的婚姻关系结束。有效谈判的条件在存在家庭暴力的婚姻中难以满足。单边离婚通过结束这类婚姻关系，一方面减少了家庭暴力，另一方面提升了自杀者继续生活的期望价值，进而减少了自杀发生。然而，不同程度的家庭暴力广泛存在于婚姻关系中。家庭暴力整体下降不能完全通过离婚增加解释。换言之，离婚只会减少严重家庭暴力的发生。因此，本文考虑第二个渠道，即婚姻内谈判权力的再分配。
现有理论对于家庭内资源权力的重新分配是否会影响各成员的资源份额这一问题并未达成共识。共同偏好方法（common preference approach）和内部威胁点模型 （internal threat point bargaining models）都认为婚姻中的权力变化不会影响家庭内分配。共同偏好方法假设存在一个夫妻双方共同效用函数，家庭的目标是最大化该效用函数，因此谈判和协商是不必要的。内部威胁点模型认为家庭内部的资源分配是通过谈判确定的，但同时也认为威胁点是婚姻内部的一个非合作均衡（noncooperative equilibrium）（例如在沙发上睡觉），对外部选择的变化是保持不变的。单边离婚改革不会改变这一威胁点，也不会对家庭内部的资源和权力分配产生影响。
与之不同，退出威胁模型（exit threat bargaining model）将在婚姻外的选择引入模型中，作为影响家庭内部分配的相关参数。此时，单边离婚提供了一个更有吸引力的外部选择，从而影响婚姻内部的谈判结果，资源会重新分配给提出了退出威胁的人。在本文，退出威胁就是离婚。在一段存在家庭暴力的婚姻中，被虐待者凭借单边离婚法获得了谈判权力，进而要求加害者减少相关暴力行为。
谈判权力的再分配对处于极端情景下的婚姻可能更为重要。Cutler等人（2001）认为策略自杀是被虐待者获取谈判权力的极端手段。被虐待者通过策略自杀这一极端的方式，释放出要求停止暴力行为和表达对当前家庭资源分配情况不满的信号，警告加害者如果不再纠正行为就会产生严重后果。为了保证策略自杀这一威胁的可信度，策略自杀在某种程度上会导致实际自杀。单边离婚法从法律上提供了一个有效安全获取谈判权力的途径，减少了策略自杀和其意外导致的实际自杀的发生。最后，大多数配偶谋杀都发生在存在家庭暴力的婚姻中，减少家庭暴力的同时也减少了谋杀的发生。
三、数据与实证策略
1.数据
本文采用 Friedberg（1998）对州级离婚改革日期的编码。某些州会要求夫妻双方分居累计达到一定时间作为离婚条件。需要说明的是，本文并未对不同程度的单边离婚法进行区分。在全美50个州中，有5个州至今仍未采取改革。在目前已经改革的45个州中，有9个州在70年代早期的改革浪潮到来前就已经实施了单边离婚法。
自杀数据来自美国国家卫生统计中心（National Center for Health
Statistics ，NCHS）。NCHS 对全美所有死亡人员的死亡证明进行了普查，编码死者的死因，包括自杀编码。谋杀数据主要来自FBI的《统一犯罪报告》（Uniform Crime Reports，UCR）。UCR 提供了事件级的刑事犯罪信息，其中包括了受害者和嫌疑人之间关系的编码。家庭暴力数据来自1976年和1985年由 Murray A. Straus 和 Richard J. Gelles 组织开展的家庭暴力调查。该数据集是通过入户调查和访谈收集数据，相较于警方所记录的受害者信息，更能反映家庭暴力的真实情况。
2.单边离婚改革对自杀率的影响
本文在州级层面分析1964年至1996年期间单边离婚改革对自杀率的动态影响。因为 NCHS 从1978年开始才对死者的婚姻情况进行编码，所以回归的因变量是所有人的自杀率，而不是已婚群体的自杀率。这同时也避免了离婚制度改革对结婚意愿的影响导致的内生性问题。本文的估计系数包括了改革对继续婚姻的人和选择离婚的人的影响。
本文采用 OLS 进行估计，估计方程如下
其中 s 表示州，t 表示年份，
为虚拟变量，如果州 s 在 t 年已经实施了 k 年单边离婚法 则为 1。
和
分别表示州级和时间固定效应。
表示控制变量，包括男女就业率之比、人均收入、失业率、四口之家的最高 AFDC 支付、领取社会福利的人口比例、堕胎的可及性、州内种族和年龄构成。
表1的第1列和第3列分别报告了女性和男性未加入控制变量的估计结果。结果表明随着单边离婚改革实施时间的增长，女性自杀率的下降幅度增大。平均而言，女性自杀率减少了8%–10%。此外，结果表明离婚改革对于男性自杀无显著影响。表1的第2列和第4列是加入控制变量后的回归结果。控制变量的加入对离婚改革效应的估计结果几乎没有影响。
本文对不同年龄段的女性自杀率进行了异质性分析。本文划分了11个年龄段，并对分析单边离婚改革对不同年龄段女性自杀率的影响。如图1展示了各年龄段的改革动态效应。本文发现离婚改革对青少年和老年女性的影响较小，主要影响处于婚育年龄的青壮年女性，进一步验证了本文机制的稳健性。
图1：单边离婚改革对不同年龄段的女性自杀率的影响
3.单边离婚改革对家庭暴力的影响
本文使用家庭暴力调查数据是1976年和1985年两次大规模调查组成的微观层面的两期截面数据。1985年，全美已经有37个州实施了单边离婚法。本文将这37个州作为处理组，其余在样本期间离婚法律未发生变化的州作为控制组进行分析。
本文使用双重差分法（DID）估计改革对家庭暴力的影响，估计方程如下
其中 i 表示家庭，被解释变量
是虚拟变量，如果 s 州的家庭 i 在 t 年发生家庭暴力则为1。
是虚拟变量，如果 s 州在1985年前进行了单边离婚改革则为1。系数 
为DID的估计系数，表示离婚改革对家庭暴力的影响。
表示家庭层面的控制变量，包括受访者的年龄、种族、性别、丈夫和妻子的受教育程度和劳动力市场地位等。除了总体家庭暴力，本文还关注严重家庭暴力的情况。
表2的第1和第2列为总体家庭暴力，第3和第4列为严重家庭暴力。表2的第1行展示了家庭暴力平均发生率， 11%的男性和女性均遭受不同程度的家庭暴力，4%的男性和女性均遭受严重的家庭暴力。表2的第2-5行分别为未加入控制变量的，加入州级固定效应的，加入家庭层面控制变量的和加入州级控制变量与时间交互项的DID估计结果。最后一行为使用 Probit 模型的估计结果。研究结果表明，无论是男性还是女性作为受害人的家庭暴力，在实行单边离婚改革的州均不同程度下降。
4.单边离婚改革对配偶谋杀的影响
本文根据被害人和嫌疑人关系的编码，定义了以下三类熟人谋杀类型（intimate
homicide）：配偶谋杀，家庭成员谋杀和非陌生人谋杀，定义的范围依次扩大。和对自杀率的分析一样，本文使用州-年度面板数据进行分析。
表3汇报了单边离婚改革对凶杀案发生率的估计结果。表3的第1列和第2列分别是未加入和加入控制变量情况下，离婚改革对熟人谋杀影响的估计结果。本文将非熟人谋杀作为安慰剂变量，第3列展示了其估计结果。第4列为第1列和第3列之间估计系数差异。结果表明，对于女性受害者，单边离婚改革均显著减少了三种范围定义下熟人谋杀，估计结果约为10%。对于男性受害者的凶杀案，离婚改革的处理效应并不显著。此外，离婚改革对非熟人谋杀的影响不显著，这表明离婚改革主要通过家庭、婚姻等渠道对谋杀发生率产生影响。
图2展示了离婚改革对三种定义熟人谋杀发生率的动态处理效应。结果表明离婚改革对熟人谋杀也具有长期效应，随着改革时间的延长，处理效应不断增强。
图2：单边离婚改革对熟人谋杀的动态处理效应
四、结论
上世纪70年代开始，Gary Becker为代表的经济学家把经济学研究范式纳入人类的行为分析中，将经济学的研究边界从传统的生产、消费和贸易等领域延伸到婚姻、犯罪等一切现实人类活动。Becker 凭借其杰出的贡献获得了1992年诺贝尔经济学奖。本文从经济学的角度，提供了一个单边离婚改革如何减少家庭暴力的机制解释，即谈判权力的再分配，并进行了实证上的检验。本文的主要结果表明，单边离婚改革显著减少了女性自杀和女性作为受害者的配偶谋杀，同时减少了男性和女性遭受家庭暴力的概率。本文还发现离婚改革的影响具有长期效应，随着单边离婚法实施时间的延长，处理效应不断增强。与之相对应的是，相关研究表明离婚改革对离婚率仅存在短期小幅度的正向影响。这说明家庭暴力的减少不能完全通过离婚的增加来解释。谈判权力的再分配是长期效应和性别差异的合理解释。女性通常作为婚姻中处于弱势的一方，单边离婚法的实行使得女性获得谈判权力，进而有效改善女性在极端情况下的处境。
