內(nèi)容提要 本文利用2010年第三次全國婦女社會地位調(diào)查的數(shù)據(jù)，探討了城鄉(xiāng)女性性別角色意識的現(xiàn)狀及影響因素，檢驗(yàn)了各因素影響效力的城鄉(xiāng)差異。性別角色意識存在顯著的城鄉(xiāng)差異與性別差異，女性性別觀念在不斷現(xiàn)代化的同時，仍延續(xù)復(fù)歸傳統(tǒng)的趨勢;影響城鄉(xiāng)女性性別角色意識差異的因素主要反映在夫妻相對收入比、生育子女?dāng)?shù)、女性年收入、母親受教育4個變量上。而城鎮(zhèn)化、市民化以及義務(wù)教育持續(xù)普及與鞏固有助于縮小城鄉(xiāng)女性的性別角色意識差異。

　　關(guān)鍵詞 本科生發(fā)表論文,女性,性別角色意識,城鄉(xiāng)差異

　　一、問題與背景

　　男女平等是我國的基本國策，也是社會現(xiàn)代性的重要特征和評估指標(biāo)之一。1995年第四次世界婦女代表大會上，中國政府向全世界承諾：“把男女平等作為促進(jìn)我國社會發(fā)展的一項(xiàng)基本國策”，男女平等被寫入憲法。然而，法律上的平等不等于現(xiàn)實(shí)中的平等，兩性社會地位的差異依然存在。就國情而言，性別平等的實(shí)現(xiàn)不僅取決于婦女社會地位的提高，也有賴于兩性在社會性別觀念方面平等認(rèn)知的構(gòu)建。

　　國外多項(xiàng)研究結(jié)果顯示，隨著時間的推移，男女都更少地認(rèn)同傳統(tǒng)的性別角色意識，①但中國并未表現(xiàn)出與之類似的趨勢。“男女平等”在成為我國社會主流意識的同時，傳統(tǒng)性別觀念也有所回潮。全國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù) ②對比顯示，家庭角色分工的測量上，對“男人以社會為主、女人以家庭為主”的認(rèn)同率，從1990年51.1%上升為2000年71.9%、2010年的 75.1%;兩性能力的判斷上，“男性能力比女性強(qiáng)”的認(rèn)同率從1990年的29.4%上升為2000年的41.0%;“干得好不如嫁得好”的認(rèn)同率從 2000年的44.0%上升到2010的58.5%。

　　性別角色觀念對個體行為有直接的影響，有性別平等意識的女性較觀念傳統(tǒng)的女性往往有更高的收入和社會地位。③傳統(tǒng)性別意識的回潮，女性社會角色的弱化，對男性依附性增強(qiáng)，使得女性在就業(yè)機(jī)會、資源分配、性別利益等方面日益邊緣化， 陳芳：《從兩性不平等的社會機(jī)制看女性意識的傳統(tǒng)回潮》，《蘭州學(xué)刊》2008年第4期。這既弱化了女性整體社會地位，也背離了國家倡導(dǎo)性別平等的價值理念。因此，研究中國女性的性別角色意識，考察其影響因素，有利于更好把握“傳統(tǒng)性別觀回潮”背后的深層原因，打破傳統(tǒng)性別觀念，實(shí)現(xiàn)男女兩性的平等和諧發(fā)展。

　　當(dāng)前國內(nèi)學(xué)界性別意識的專題研究相對缺乏，現(xiàn)有研究主要通過一系列性別平等態(tài)度的判斷語句來測量個體性別意識，測量焦點(diǎn)主要放在人們對傳統(tǒng)性別觀念的認(rèn)同上。在性別角色意識的成因、后果以及趨勢的分析方面，多以質(zhì)性研究為主; 咸迪詠：《性別意識及其社會作用》，《中華女子學(xué)院學(xué)報》1998年第1期;包芳：《透視性別意識對婦女地位的影響》，《人口與計劃生育》2005年第6 期;楊雪燕：《西方社會性別概念及其測量的回顧與評述》，《國外社會科學(xué)》2006年第4期;巢昕：《兒童性別角色認(rèn)知的研究述評》，《湘潭師范學(xué)院學(xué)報》(自然科學(xué)版) 2007年第10期。也有學(xué)者利用區(qū)域性的數(shù)據(jù)，探討了我國女性以及特定群體(如女高中生、女大學(xué)生、農(nóng)村女性、高知女性)性別角色意識的變化以及影響因素， 石紅梅等：《女性性別意識及其影響因素――以福建省為例》，《人口學(xué)刊》2003年第2期;左志香：《當(dāng)代女高中生的性別意識探析――對武漢市400名高中生的調(diào)查》，《青年研究》2007年第9期;徐安琪：《家庭性別角色態(tài)度：刻板化傾向的經(jīng)驗(yàn)分析》，《婦女研究論叢》2010年第3期;陳婷婷：《中國農(nóng)村女性的性別角色意識及其影響因素――基于2006年全國綜合調(diào)查的實(shí)證分析》，《婦女研究論叢》2011年第1期;孟祥斐等：《高層次女性人才的性別意識及其影響因素研究――基于福建省的調(diào)查》，《婦女研究論叢》2012年第1期。但缺乏運(yùn)用具有代表性的全國調(diào)查數(shù)據(jù)對性別角色意識的影響因素進(jìn)行全面檢驗(yàn)的研究。此外，持續(xù)的城鄉(xiāng)二元分割結(jié)構(gòu)使中國在諸多方面均存在城鄉(xiāng)間的群體性差異，而宏觀層面的城鄉(xiāng)差異是否會對中國女性性別角色意識產(chǎn)生影響卻并沒有受到學(xué)界關(guān)注。筆者認(rèn)為，處于不同社會空間位置的群體在社會性別觀念以及各自認(rèn)同的性別角色規(guī)范方面有所區(qū)別，影響這些不同群體性別角色意識的要素及要素的影響力理應(yīng)有所不同。

　　因此，本文利用2010年第三次全國婦女社會地位調(diào)查這一全國綜合性調(diào)查數(shù)據(jù)，一方面綜合考察個體社會化歷程、婚姻家庭、社會外部環(huán)境等因素對女性性別角色意識的影響;另一方面探討女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異模式，檢驗(yàn)主要影響因素間的城鄉(xiāng)差異，并以此為基礎(chǔ)理解中國女性性別觀念的變化。

　　二、理論視角與研究假設(shè)

　　本研究將性別角色意識界定為男女對兩性角色規(guī)范的認(rèn)知。作為重要的自變量，性別角色意識對公私領(lǐng)域均有影響：如對家庭領(lǐng)域的婚姻滿意度、 Amato R.， Booth A.， “Changes in Gender Role Attitudes and Perceived Marital Quality，”American Sociological Review， vol.60， 1995， pp.58-66.生育決策行為、 Kaufman G.，“Do Gender Role Attitudes Matter? Family Formation and Dissolution among Traditional and Egalitarian Men and Women，”Journal of Family Issue， vol.21， 2000， pp.128-134.家庭勞動分工、 Kuhhirt，“Domestic Work and the Wage Penalty for Motherhood in West Germany，”Journal of Marriage and Family， vol.74， 2012， pp.186-200.勞動力市場中的職業(yè)選擇 Lobodzinska B.，“Women’s Employment or Return to‘Family Values’in Central-Eastern Europe，”Journal of Comparative Family Studies， vol.27，1996， pp.519-544.以及政治領(lǐng)域的投票行為 Brooks， “Civil Rights Liberalism and the Suppression of a Republican Political Realignment in the US， 1872-1996 ，”American Sociological Review， vol.65， 2000， pp.482-505.的影響等。 　　對于性別角色意識的成因，學(xué)界也有多維的解讀，多數(shù)研究都將其解釋建立在原生家庭背景、教育、個人經(jīng)歷等微觀層面因素的基礎(chǔ)上。在諸多解釋視角中，社會化是最有代表性的視角之一。

　　社會化的影響首先反映在意識觀念的代際傳承上。性別角色意識形塑于青少年時期并受到家庭環(huán)境影響， Vella， Francis， Gender Roles and Human Capital Investment： the Relationship between Traditional Attitudes and Female Labor Market Performance， London：Blackwell， 1994.男女平等的氛圍下成長的個體其性別角色觀念更趨于現(xiàn)代。 Bolzendahl CI， Myers DJ，“Feminist Attitudes and Support for Gender Equality：Opinion Change in Women and Men， 1974-1998，”Social Forces， vol.83，2004， pp.759-789.家庭角色分工、父母的觀念和言傳身教使個體在早期社會化過程中對自身未來的性別角色形成相對固定的認(rèn)知，伴隨家庭中對性別刻板印象不斷的強(qiáng)化，子女將傳統(tǒng)性別意識內(nèi)化為自身的性別角色觀念。 Sutfin EL， Fulcher M， Bowles RP， Patterson CJ， “How Lesbian and Heterosexual Parents Convey Attitudes about Gender to their Children：the Role of Gendered Environments，”Sex Roles， vol.58， 2008， pp.501-513.母親是社會化過程中的核心角色，已有研究表明，在職的、文化程度較高的母親受傳統(tǒng)性別觀念影響較少， Ciabattari T.，“Changes in Men’s Conservative Gender Ideologies： Cohort and Period Influences，” Gender & Society， vol.15， 2001， pp.574-591.與低文化程度的母親或家庭主婦相比，其子女的性別觀念更為“去傳統(tǒng)化”。 Hoffman，Lois W.， “Effects of Maternal Employment in the Two-Parent Family，”American Psychologist，vol.44， 1989， pp.283-292.

　　個體性別角色意識還受自身教育程度的影響。現(xiàn)代教育對傳統(tǒng)文化觀念和習(xí)俗的沖擊作用已被大量研究所證實(shí)。國外多項(xiàng)基于面板數(shù)據(jù)的趨勢研究顯示，受教育程度越高，傳統(tǒng)性別角色意識越弱，個體越傾向兩性平等的現(xiàn)代性角色觀念。 Corrigall EA， Konrad AM， “Gender Role Attitudes and Careers： A Longitudinal Study，”Sex Roles， vol.56， 2007， pp.847-855.教育程度的提高使個體有更多可能接觸到兩性平等的價值理念，從而調(diào)適自身觀念和行為模式，消除性別刻板印象的影響。⑦ Cassidy ML， Warren BO， “Family Employment Status and Gender Role Attitudes： a Comparison of Women and Men College Graduates，” Gender and Society， vol.10，1996， pp.312-329.在完成4年本科教育后，男女大學(xué)生的傳統(tǒng)性別意識觀念均有所減弱。 Bryant AN， “Changes in Attitudes toward Women’s Roles：Predicting Gender-role Traditionalism among College Students，”Sex Roles， vol.48， 2003， pp.131-142.基于上述討論，提出以下研究假設(shè)：

　　假設(shè)1：父母良好的教育背景和就業(yè)狀態(tài)對女性傳統(tǒng)性別角色意識的認(rèn)同度有削弱作用。

　　假設(shè)2：女性受教育年限越長，性別角色意識越現(xiàn)代。

　　就業(yè)經(jīng)歷和社會參與經(jīng)歷作為個體重要的生活體驗(yàn)與生命構(gòu)成，與個人的成長發(fā)展關(guān)系密切，對性別意識發(fā)展同樣有重要影響。對女性而言，就業(yè)和廣泛的社會參與會減少其對傳統(tǒng)性別角色態(tài)度的認(rèn)同。就業(yè)與未就業(yè)女性的數(shù)據(jù)對比顯示，各類女性中全職女性的性別平等意識是最強(qiáng)的。⑦總體而言，就業(yè)與社會參與促進(jìn)了女性在信息、觀念、利益訴求等方面的交流，增強(qiáng)女性經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的自信和自我能力的認(rèn)知、增加女性接觸性別平等觀念的機(jī)會，習(xí)得如何協(xié)調(diào)家庭與工作角色間的沖突，并切實(shí)地從兩性平等中獲益。 Bolzendahl CI， Myers DJ，“Feminist Attitudes and Support for Gender Equality： Opinion Change in Women and Men， 1974-1998，” Social Forces， vol.83， 2004， pp.759-789.國內(nèi)已有的經(jīng)驗(yàn)研究也部分證明了這一點(diǎn)。 孟祥斐等：《高層次女性人才的性別意識及其影響因素研究――基于福建省的調(diào)查》，《婦女研究論叢》2012年第1期。

　　婚姻是一項(xiàng)重要社會性別制度。不僅原生家庭形塑個體性別觀念，婚姻亦有類似的功能。離異或單身的女性往往比已婚女性的性別觀念更為平等; Moore LM， Vanneman R， “Context Matters： Effects of the Proportion of Fundamentalists on Gender Attitudes，”Social Forces， vol.82， 2003，pp.115-139.尤其是年輕女性婚后性別觀念會變得傳統(tǒng)，而年輕男子則表現(xiàn)出相反的趨勢。 Fan PL， Marini MM，“Influences on Gender-role Attitudes during the Transition to Adulthood，”Social Science Research， vol.29， 2000，pp.258-283.在因婚姻而締結(jié)的新生家庭中，由于雙方家務(wù)承擔(dān)比例不同，以及夫妻雙方相對資源的差異(主要是職業(yè)、經(jīng)濟(jì)收入、教育、戶籍等方面的差異)所帶來的夫妻權(quán)力分配的不同，給彼此帶來不同的利益，并影響雙方性別觀念。左際平和唐盛明的研究證實(shí)，社會整體性別觀念在趨于平等的同時，與其他類型家庭相比，有著明確“男外女內(nèi)”分工模式的家庭，其夫妻雙方性別角色意識相對更為傳統(tǒng)。 ZuoJiping， Tang Shengming， “Breadwinner Status and Gender Ideologies of Men and Women Regarding Family Roles，”Sociological Perspectives， vol.43， 2000，pp. 29-43.因此，提出以下研究假設(shè)： 　　假設(shè)3：就業(yè)的經(jīng)歷與體驗(yàn)對女性傳統(tǒng)性別角色意識的認(rèn)同度有削弱作用。

　　假設(shè)4：女性社會參與程度越高，性別角色意識越現(xiàn)代。

　　假設(shè)5：在家庭權(quán)力分配中處于弱勢的女性，其性別角色意識趨于傳統(tǒng)。

　　性別意識是社會制度安排和社會經(jīng)濟(jì)文化長期積淀的結(jié)果，社會外部環(huán)境同樣形塑個體性別角色意識。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、社會保障健全的后工業(yè)國家公眾的性別角色觀念較欠發(fā)達(dá)的農(nóng)業(yè)國家更為現(xiàn)代。 Inglehart R， Norris P， Rising Tide：Gender Equality and Cultural Change Around the World， Cambridge： Cambridge University Press， 2003.眾所周知，我國區(qū)域間社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，長期的城鄉(xiāng)二元社會結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，使農(nóng)村地區(qū)整體在經(jīng)濟(jì)、社會、文化等方面均落后于城鎮(zhèn)地區(qū)。農(nóng)村地區(qū)相對偏遠(yuǎn)，雖也受現(xiàn)代化和工業(yè)化影響，但沖擊程度遠(yuǎn)弱于城市，傳統(tǒng)社會結(jié)構(gòu)和家庭關(guān)系的留存較多，“男強(qiáng)女弱”、“男外女內(nèi)”的父權(quán)夫權(quán)制留存較為濃厚。綜上所述，農(nóng)村地區(qū)居民的性別平等意識應(yīng)弱于城鎮(zhèn)居民。因此，提出以下研究假設(shè)：

　　假設(shè)6：農(nóng)村女性的性別角色意識較城鎮(zhèn)女性更趨于傳統(tǒng)。

　　假設(shè)7：由于外部宏觀社會環(huán)境不同，女性傳統(tǒng)性別角色意識的影響因素的影響效應(yīng)存在城鄉(xiāng)差異。

　　三、數(shù)據(jù)與變量

　　1數(shù)據(jù)

　　本研究所使用的數(shù)據(jù)來自于全國婦聯(lián)和國家統(tǒng)計局聯(lián)合開展的2010年第三期中國婦女社會地位調(diào)查，該調(diào)查以14～64歲男女兩性中國公民為調(diào)查對象，在全國31個省、自治區(qū)、直轄市(不含香港、澳門、臺灣)采取三階段(區(qū)縣、居/村委會、家庭戶)不等概率(PPS)的抽樣方法收集資料，95%置信度下，數(shù)據(jù)絕對誤差基本控制在2%左右，樣本具有較好的全國代表性。本研究選取14～64歲城鄉(xiāng)女性為樣本，樣本人數(shù)為14671，其中城鎮(zhèn)樣本為7578，農(nóng)村樣本為7093。 研究根據(jù)被調(diào)查者現(xiàn)居住地而非戶籍劃分城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本。

　　2變量

　　(1)因變量

　　本研究選取問卷中6條涉及性別角色意識的測量語句評估女性的性別觀念;6條語句的Cronbach’s Alpha值為0.640(男性樣本為0.613，總樣本為0.626)，測量指標(biāo)具有較好的信度。為方便回歸分析，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡化，通過因子分析，共提取“傳統(tǒng)性別角色意識”與“現(xiàn)代性別角色意識”2個因子，方差貢獻(xiàn)率為59.44%，并在此基礎(chǔ)上生成“性別角色意識”綜合因子評估女性性別意識傾向， 綜合因子“性別角色意識”因子值=38.466/59.443×傳統(tǒng)性別角色意識因子值+20.977 /59.443×現(xiàn)代性別角色意識因子值，38.466為傳統(tǒng)性別角色意識因子的方差貢獻(xiàn)率，20.977為現(xiàn)代性別角色意識因子的方差貢獻(xiàn)率，59.443為總的方差貢獻(xiàn)率。總因子得分越高表明女性性別角色意識越現(xiàn)代，得分越低表明女性性別角色意識越傳統(tǒng)。為了更直觀了解不同因素對性別角色意識的影響，研究將“性別角色意識”綜合因子值轉(zhuǎn)換成取值范圍在1至100的指數(shù)， 轉(zhuǎn)換公式：轉(zhuǎn)換后的因子值=(因子值+B)×A。其中，A=99/(因子最大值―因子最小值)，B=(1/A)―因子最小值。研究中具體計算公式=(綜合因子值+2.563)×23.178。作為分析的因變量。

　　(2)自變量

　　根據(jù)已有文獻(xiàn)，影響女性傳統(tǒng)性別角色意識的因素主要包括原生家庭背景、新生家庭的婚姻特征、個人背景特征、個體職業(yè)經(jīng)歷、社會參與程度等。因此，研究的自變量包括以下變量：

　　原生家庭背景：父親受教育年限、母親受教育年限、父親就業(yè)狀況、母親就業(yè)狀況。“受教育年限”具體指標(biāo)為：不識字或識字很少=1，小學(xué)=6，初中=9，高中或相當(dāng)=12，大專=15，大學(xué)=16，研究生及以上=18。父母就業(yè)狀況包括從未就業(yè)(參照組)、就業(yè)兩類。

　　個人背景特征：個人受教育年限、年收入、婚姻狀況。個人受教育年限同樣由“受教育程度”變量推算而來。個人年收入既包括工資性收入，也包括工資以外的租賃性收入以及社會福利性收入。婚姻狀況包括未婚(參照組)、已婚、離異或喪偶。

　　個體職業(yè)經(jīng)歷：職業(yè)類型、職業(yè)層級、自我能力認(rèn)知。職業(yè)類型分為農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員(參照組)，各類負(fù)責(zé)人，專業(yè)技術(shù)人員，辦事人員和有關(guān)人員，商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員，生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員六類。職業(yè)層級主要了解調(diào)查對象就業(yè)以來是否擔(dān)任過班組長、村/居民小組長及以上的領(lǐng)導(dǎo)或負(fù)責(zé)人，作為一個虛擬變量，以“否”為參照組(擔(dān)任過=1)。自我能力認(rèn)知主要測量調(diào)查對象對自我能力和獨(dú)立性的評價，研究通過相關(guān)測量語句提取“自我能力認(rèn)知”因子，因子值越高，說明自我能力評價越高。 自我能力認(rèn)知是用因子分子法計算綜合因子值，并將其轉(zhuǎn)換為取值范圍在1至100的指數(shù)。原始測量語句包括：對自己的能力有信心;很少依賴他人，主要靠自己;經(jīng)常覺得自己很失敗。答案分為5個維度：很不符合，不太符合，說不清，比較符合，非常符合。

　　社會參與：分為制度內(nèi)的政治參與、制度外的政治參與、非政治的社會性參與。制度內(nèi)的政治參與測量指標(biāo)為“近5年內(nèi)是否投票選舉過人大代表”，以“否”為參照組(是=1)。研究從問卷中調(diào)查對象“給所在單位/社區(qū)/村提建議”等3個有關(guān)制度外政治參與行為的測量語句提取“制度外政治參與”因子， 制度外政治參與是用因子分子法計算綜合因子值，并將其轉(zhuǎn)換為取值范圍在1至100的指數(shù)。原始測量語句包括：給所在單位/社區(qū)/村提建議;通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議;在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表評論，參與討論;主動參與捐款、無償獻(xiàn)血、志愿者活動等。答案分為4個維度：沒有，偶爾，有時，經(jīng)常。評估女性制度外的政治參與頻率，得分越高說明女性制度外的政治參與越廣泛。非政治的社會性參與用社會民間組織的種類來衡量。問卷詢問被調(diào)查者是否加入專業(yè)/行業(yè)組織、聯(lián)誼組織、社會公益組織、社區(qū)管理/活動組織、民間自助/互助組織。變量取值從0到5，取值為0說明個體沒有加入任何社會民間組織，社會參與度極低，取值為5意味著個體有著廣泛的社會參與度。 　　新生家庭的婚姻特征：丈夫受教育年限、夫妻權(quán)力分配(妻權(quán)、夫權(quán)、夫妻平權(quán)，以妻權(quán)為參照組)、夫妻相對資源的差異、家庭子女?dāng)?shù)。夫妻相對資源的差異從夫妻相對收入、夫妻相對教育程度、夫妻相對就業(yè)狀態(tài)三方面測量。夫妻相對收入用“丈夫年收入/(妻子年收入+丈夫年收入)”測量，取值從0到1，取值越大，說明丈夫?qū)�家庭�?jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大。夫妻相對教育程度用丈夫受教育年限減去妻子受教育年限，差值為0表明夫妻受教育水平相同(參照組)，差值為正表明丈夫受教育水平高于妻子，差值為負(fù)表明妻子受教育水平高于丈夫。夫妻相對就業(yè)狀態(tài)分為夫妻皆無工作(參照組)，丈夫就業(yè)、妻子無工作，妻子就業(yè)、丈夫無工作，夫妻皆就業(yè)四類。

　　(3)控制變量

　　分析過程中，在參考已有的實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，引入年齡、年齡平方、地區(qū)、居住地作為控制變量。

　　地區(qū)：東部、中部、西部(參照組)。 東部地區(qū)：京津滬+東部8省(遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南);中部地區(qū)8省：黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西;西部地區(qū)12省區(qū)市：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

　　居住地：研究主要目的之一是考察女性傳統(tǒng)性別角色意識的城鄉(xiāng)差異，因此這也是本文的核心變量。在分析模型中，居住地是一個虛擬變量，以農(nóng)村為參照組(城鎮(zhèn)=1)。現(xiàn)代社會人口流動速度加快，大量農(nóng)民工留居城市，其中小部分人獲得城市戶口，大多數(shù)仍保留農(nóng)村戶籍，此外農(nóng)村學(xué)生考上大學(xué)后多數(shù)也留在城市并獲得城鎮(zhèn)戶口，同時也有少部分城鎮(zhèn)戶口居民上山下鄉(xiāng)到農(nóng)村居住，甚至非轉(zhuǎn)農(nóng)為農(nóng)村戶籍。這部分流動人口的性別觀念極有可能夾雜著來自于出身地背景以及居住地環(huán)境的雙重影響。因此為了準(zhǔn)確評估女性傳統(tǒng)性別角色意識的城鄉(xiāng)差異以及影響因素的影響效力是否城鄉(xiāng)有別，不能僅考慮被訪者的現(xiàn)居住地，還要考慮調(diào)查對象是否發(fā)生過城鄉(xiāng)間的流動、是否有過戶籍身份的轉(zhuǎn)換。第三期中國婦女社會地位詢問了調(diào)查者的出身地以及是否經(jīng)歷了戶籍身份的轉(zhuǎn)換。為減少不確定因素對研究造成的影響，研究僅保留了現(xiàn)居農(nóng)村且戶口一直在農(nóng)村的調(diào)查對象，以及現(xiàn)居城市且戶口一直在城市的調(diào)查對象，剔除了有過城鄉(xiāng)流動和戶籍轉(zhuǎn)換的人群，以準(zhǔn)確測量城鄉(xiāng)因素的影響。

　　四、分析結(jié)果

　　1女性性別角色意識的描述性分析

　　表1反映了城鄉(xiāng)男女在6條測量語句上以及性別角色意識因子的平均得分。雖然本文并不針對男性性別角色意識做回歸分析，但也有必要通過全國樣本說明我國城鄉(xiāng)男性性別角色意識的基本情況，并通過與女性數(shù)據(jù)的對比，了解我國居民性別意識的現(xiàn)狀。

　　表1中，女性性別角色意識因子得分均值達(dá)到59.41分，我國女性性別觀念具有一定的現(xiàn)代性。城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)的對比顯示，無論男女，城鎮(zhèn)樣本的均值均高于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)人口的性別角色觀念較農(nóng)村人口更為現(xiàn)代，假設(shè)6得到證實(shí)。城鎮(zhèn)女性性別平等意識強(qiáng)于農(nóng)村女性，城鎮(zhèn)女性更具現(xiàn)代性性別意識。

　　表1 性別對比顯示，女性性別角色意識更現(xiàn)代。一方面男性對“男外女內(nèi)”分工模式表現(xiàn)出較女性更高的認(rèn)同度，主張男性承擔(dān)更多家庭經(jīng)濟(jì)責(zé)任、女性承擔(dān)更多家務(wù)職責(zé);另一方面在生存競爭壓力下，女性表現(xiàn)出主動回歸家庭的趨勢，婚嫁觀念較男性更趨向傳統(tǒng)。在“男人也應(yīng)該主動承擔(dān)家務(wù)”，“女人的能力不比男人差”兩條語句上，男女兩性的均分都較高，而且城鄉(xiāng)女性的得分均高于城鄉(xiāng)男性，傳統(tǒng)的家務(wù)勞動分工模式以及“男強(qiáng)女弱”的兩性能力認(rèn)知模式已不被大多數(shù)人所接受。但在現(xiàn)實(shí)婚姻家庭與事業(yè)的選擇中，丈夫與妻子的發(fā)展孰輕孰重，究竟是干得好重要還是嫁得好重要，在相關(guān)兩條語句的得分上，城鄉(xiāng)女性的均值分別低于城鄉(xiāng)男性，女性比男性更看重男方的發(fā)展。雖然女性能力獲得認(rèn)可，但女性還是傾向把自己放在家庭配角位置上，表現(xiàn)出對男性的依附性。當(dāng)然這也可能是人們面對外部社會環(huán)境，在傳統(tǒng)性別觀念的影響下所做的理性選擇。面對經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動和福利保障的減少，面對市場競爭所帶來的個人和家庭風(fēng)險的不確定性，男性在承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)責(zé)任的同時，相對更期望與另一半共同抵御家庭可能面臨的風(fēng)險，而受傳統(tǒng)性別觀念影響，在加上市場競爭所導(dǎo)致的女性職場競爭難度的加大，女性相對傾向退回家庭。

　　2女性性別角色意識的影響因素

　　表2是以女性性別角色意識因子為因變量的OLS模型回歸分析結(jié)果。該模型用于估計解釋變量對因變量的凈效應(yīng)。

　　表2 女性性別角色意識的OLS模型

　　注：a參照組為“農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員，生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員”;***p<0.001;**p<0.01;*p<0.05;△p<0.1，下同;婚姻變量以未婚為參照類，生成2個虛擬變量：已婚、離異或喪偶，兩虛擬變量在模型中為常量或具有缺失的相關(guān)系數(shù)，因此變量在分析中已被自動剔除。

　　模型1表明，就總體女性樣本而言，原生家庭背景中，父母受教育年限以及是否就業(yè)均未對女性性別觀念產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)1未得到證實(shí)。個體受教育年限的增加則能有效降低女性對傳統(tǒng)性別角色意識的認(rèn)同度，文化程度越高，性別角色觀念越現(xiàn)代，假設(shè)2得到證實(shí)。個人職業(yè)經(jīng)歷中，曾經(jīng)擔(dān)任過領(lǐng)導(dǎo)人或負(fù)責(zé)人、有著積極正面的自我能力認(rèn)知的女性，性別角色意識更為“去傳統(tǒng)化”;與參照類相比，其他職業(yè)的女性人群均表現(xiàn)出更為現(xiàn)代的性別角色意識，假設(shè)3得到證實(shí)，就業(yè)的經(jīng)歷與體驗(yàn)對女性傳統(tǒng)性別角色意識的認(rèn)同度有削弱作用。在諸多社會化因素中，女性性別角色觀念更多受后天的自致性因素影響，原生家庭先賦性因素的影響并未如國外數(shù)據(jù)中表現(xiàn)的那般顯著。此外，廣泛的社會參與同樣能提升女性對現(xiàn)代性別角色觀念的認(rèn)同度，表2中，除“制度外政治參與”外，制度內(nèi)政治參與行為以及廣泛的社會民間組織參與均對女性性別角色意識得分有正向影響，假設(shè)4得到大部分證實(shí)。夫妻相對資源里面，丈夫收入占夫妻收入比重越高，女性性別觀念越趨傳統(tǒng)，夫妻相對教育程度和相對就業(yè)狀態(tài)的差異則不會影響到女性性別觀念。夫妻相對資源差異影響到家庭中夫妻的權(quán)力分配。以妻權(quán)式權(quán)力分配模式為參照組，夫權(quán)模式的家庭中女性性別角色意識傳統(tǒng)化傾向更嚴(yán)重，而夫妻平權(quán)式的權(quán)力分配模式則有效提升女性性別觀念現(xiàn)代化程度，假設(shè)5得以證實(shí)，在家庭權(quán)力分配中處于弱勢的女性，其性別角色意識趨于傳統(tǒng)。 　　控制變量中，年齡變量的一次項(xiàng)與二次項(xiàng)檢驗(yàn)均顯著，一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)的符號和大小表明，年齡對女性性別角色意識影響呈正U型。在14～64歲的女性群體中，年齡對性別角色意識得分的效應(yīng)隨年齡的增長而先減少后增大，拐點(diǎn)出現(xiàn)在54.43歲。與西部地區(qū)女性相比，東、中部地區(qū)女性的性別觀念更傳統(tǒng)化。城鎮(zhèn)地區(qū)女性性別角色意識較農(nóng)村女性更現(xiàn)代，假設(shè)6再次得到證實(shí)。

　　3女性性別角色意識影響因素的城鄉(xiāng)差異

　　表2模型2和模型3的對比顯示，個人背景、職業(yè)經(jīng)歷、社會參與、新生家庭婚姻特征以及控制變量的影響方向在城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)基本一致，城鄉(xiāng)樣本的回歸系數(shù)雖略有不同，但除去家庭子女?dāng)?shù)和夫妻相對收入兩變量外，其他影響因素的城鄉(xiāng)差異均不顯著，假設(shè)7獲得小部分的證實(shí)。

　　模型2和模型3中，受教育年限，職業(yè)類型中的辦事人員及有關(guān)人員、生產(chǎn)/運(yùn)輸設(shè)備操作人員，職業(yè)層級，自我能力認(rèn)知，是否投票選舉過人大代表，參與社會民間組織的種類，夫妻相對收入，夫權(quán)制家庭權(quán)力分配模式，年齡及其平方值，地域等12個變量在城鄉(xiāng)樣本中均表現(xiàn)出顯著作用，且影響方向一致。

　　父親受教育年限，職業(yè)類型中的各類負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員，夫妻平權(quán)的家庭權(quán)力分配模式只對城鎮(zhèn)樣本作用顯著。城鎮(zhèn)女性中，其他因素保持不變時，父親受教育程度越高，其性別角色意識越現(xiàn)代;家庭中采取平權(quán)式權(quán)力分配模式，擔(dān)任負(fù)責(zé)人或?qū)�業(yè)技術(shù)人員的女性，其性別角色意識的得分也越高;上述因素對城鎮(zhèn)女性傳統(tǒng)性別意識的生成有顯著的抑制作用。而在農(nóng)村樣本中，平權(quán)式家庭權(quán)力分配模式則無助于女性現(xiàn)代性別觀念的生成。

　　年收入(百元)和家庭子女?dāng)?shù)則只對農(nóng)村女性有顯著影響。模型3顯示，對農(nóng)村女性而言，收入的提高對其現(xiàn)代性別觀念的培育有明顯的促進(jìn)作用，多生育行為對農(nóng)村樣本具有抑制作用。

　　模型2與模型3城鄉(xiāng)差異的分析數(shù)據(jù)顯示，母親受教育年限、年收入(百元)、夫妻相對收入、家庭子女?dāng)?shù)4個變量對女性性別角色意識的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異，其中母親受教育年限、年收入(百元)和家庭子女?dāng)?shù)的影響方向在城鄉(xiāng)樣本表現(xiàn)的不一致。為詳細(xì)了解女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異模式，研究在模型1的基礎(chǔ)上分別加入城鄉(xiāng)與上述4個變量(母親受教育年限、年收入、夫妻相對收入、家庭子女?dāng)?shù))的交互項(xiàng)，分別估計城鄉(xiāng)與4個城鄉(xiāng)差異性變量間的交互效應(yīng)(見表 3)。

　　模型4估計了夫妻相對收入與城鄉(xiāng)的交互效應(yīng)。模型4中，城鄉(xiāng)變量的主效應(yīng)為5.404，表明控制其他變量后，在丈夫?qū)�家庭沒有經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的家庭中，城鎮(zhèn)女性性別意識得分較農(nóng)村女性高5.404。夫妻相對收入變量的主效應(yīng)為-3.026，說明丈夫收入比重的增加對農(nóng)村女性現(xiàn)代性性別觀念有抑制作用，其他因素保持不變時，丈夫收入比重增加1個單位，農(nóng)村女性性別觀念得分下降3.026。夫妻相對收入與城鄉(xiāng)交互項(xiàng)的系數(shù)為-4989，表明夫妻相對收入比對城鎮(zhèn)女性影響力大于農(nóng)村女性，控制其他因素保持不變時，丈夫收入占夫妻收入比重每提高1個單位，城鎮(zhèn)女性性別觀念得分下降8.015，農(nóng)村樣本只下降3.026，城鎮(zhèn)女性的降低幅度大于農(nóng)村女性。總體而言，妻子收入對家庭經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大(丈夫收入占夫妻收入比重越小)，女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異越大。

　　表3 女性性別角色意識城鄉(xiāng)差異性影響因素的交互效應(yīng)

　　注：表3僅列出了低次項(xiàng)以及高次項(xiàng)(交互項(xiàng))的回歸系數(shù)。

　　模型5對家庭子女?dāng)?shù)與城鄉(xiāng)的交互效應(yīng)進(jìn)行了測量。模型5中，城鄉(xiāng)變量的主效應(yīng)不具有統(tǒng)計顯著性(0900)，說明控制其他變量后，在無子女女性中，女性性別角色意識不存在顯著城鄉(xiāng)差異。家庭子女?dāng)?shù)變量的主效應(yīng)為-0.742，意味著每多生1個小孩，農(nóng)村女性的性別觀念得分降低0.742，生育行為對農(nóng)村女性現(xiàn)代性性別觀念有較強(qiáng)抑制作用。家庭子女?dāng)?shù)與城鄉(xiāng)的交互項(xiàng)系數(shù)為1.194，說明子女?dāng)?shù)對女性性別觀念的影響存在城鄉(xiāng)差異，生育行為對農(nóng)村女性具有更強(qiáng)的作用，且城鄉(xiāng)作用方向相反，控制其他因素保持不變時，每多生1個小孩，城鎮(zhèn)女性的性別觀念得分增加0.452。模型5結(jié)果表明，生育子女越多，城鄉(xiāng)女性性別角色意識差異越大。

　　模型6測量了女性年收入與城鄉(xiāng)變量的交互效應(yīng)。在無交互項(xiàng)的模型1中，女性年收入未對其性別觀念產(chǎn)生顯著影響，但加入交互項(xiàng)后，年收入與交互項(xiàng)的作用均變得顯著。具體說來，城鄉(xiāng)變量的主效應(yīng)達(dá)3162，意味著在沒有收入的女性中，其他因素被控制后，城鎮(zhèn)樣本比農(nóng)村樣本的性別角色意識得分高3162，城鎮(zhèn)女性性別觀念更現(xiàn)代。年收入(百元)的主效應(yīng)為0004，這意味著控制其他變量后，農(nóng)村女性收入每增加1千元，其性別角色意識得分增加0.04分。女性年收入與城鄉(xiāng)的交互項(xiàng)系數(shù)為-0005，說明收入對農(nóng)村女性的影響力大于城鎮(zhèn)女性，控制其他變量后，年收入每增加1個單位，城鎮(zhèn)女性性別意識得分甚至降低001。總體而言，年收入越低，城鄉(xiāng)女性性別角色意識差異越大。

　　模型7對母親受教育程度與城鄉(xiāng)間的交互效應(yīng)予以評估。在無交互項(xiàng)的模型1中，母親文化程度雖未對女性性別觀念產(chǎn)生顯著影響，但加入交互項(xiàng)后顯示，該因素的影響力仍存在一定的城鄉(xiāng)差異。數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)變量的主效應(yīng)為3.950，說明控制其他因素后，在母親沒有受過教育的女性中，城鎮(zhèn)人口比農(nóng)村人口的性別意識得分高3.950分。母親受教育年限的主效應(yīng)為0.114(無統(tǒng)計顯著性)，意味著控制其他因素后，母親受教育程度對農(nóng)村女性性別角色意識沒有顯著作用。母親受教育程度與城鄉(xiāng)的交互項(xiàng)系數(shù)為 -0.271，系數(shù)為負(fù)值，母親文化程度對城鎮(zhèn)女性性別觀念的作用大于農(nóng)村女性且影響方向相反，在控制其他變量后，母親受教育年限每增加1年，城鎮(zhèn)樣本性別意識得分降低0.157，農(nóng)村樣本增加0.114。模型7結(jié)果表明，母親受教育年限越短，城鄉(xiāng)女性性別角色意識差異越大。

　　五、結(jié)論與討論

　　本文使用2010年第三次全國婦女社會地位調(diào)查的數(shù)據(jù)，探討了個體社會化歷程、婚姻家庭、社會外部環(huán)境等因素對女性性別角色意識的影響，分析了影響因素效應(yīng)力的城鄉(xiāng)差異。數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持了大部分的研究假設(shè)。主要研究結(jié)論如下： 　　1總體而言，女性性別觀念現(xiàn)代化的同時，仍延續(xù)復(fù)歸傳統(tǒng)的趨勢，性別角色的認(rèn)知存在顯著的性別差異與城鄉(xiāng)差異，并且性別差異要小于城鄉(xiāng)差異。女性性別角色意識比男性更現(xiàn)代，城市男女的性別平等意識強(qiáng)于農(nóng)村男女，城鎮(zhèn)男女間或農(nóng)村男女間的差異遠(yuǎn)不如城鄉(xiāng)女性間或城鄉(xiāng)男性間的差異大。女性認(rèn)知與行為選擇不一致，雖然現(xiàn)代婦女對自身能力給予認(rèn)可，也主張男女平等，但在現(xiàn)實(shí)空間中，傳統(tǒng)社會性別角色規(guī)范和性別意識依舊在深層面影響著現(xiàn)代婦女的行為選擇。當(dāng)面對來自社會和家庭的多重壓力時，部分女性選擇回歸家庭，希望男性承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)責(zé)任，以丈夫的發(fā)展為優(yōu)先。我國政府雖然在實(shí)現(xiàn)男女平等方面取得較高的成就，但真正實(shí)現(xiàn)兩性社會地位的平等仍有很長一段路要走。

　　2女性性別角色意識主要受個人文化資本、職業(yè)與社會參與經(jīng)歷、自我能力評價、家庭夫妻權(quán)力分配方式、夫妻相對收入差異、子女?dāng)?shù)等因素影響。與已有學(xué)者女性性別意識影響因素研究結(jié)論不同，數(shù)據(jù)中父母受教育程度以及就業(yè)狀況等先賦性家庭背景因素并未產(chǎn)生顯著性影響，尤其是來自母親的作用并未如預(yù)期的那般顯著。對這一分析結(jié)果筆者認(rèn)為應(yīng)持審慎的態(tài)度。研究認(rèn)為部分原因來自于測量指標(biāo)操作化的不完全。父母的教育背景和就業(yè)狀態(tài)對子女性別角色意識形成的影響是間接而非直接的。原生家庭背景方面，子女性別觀念的形成多來自于父母言傳身教，如父母養(yǎng)育方式，父母日常互動溝通方式，家庭權(quán)力分配方式和家務(wù)分工模式等，上述因素與父母受教育程度和職業(yè)狀態(tài)有直接的聯(lián)系，但問卷中并未有相關(guān)題項(xiàng)予以測量，模型中家庭背景因素測量的不完全極有可能導(dǎo)致先賦性家庭背景因素的影響力缺失。

　　3女性性別角色意識影響因素的城鄉(xiāng)差異。在諸多影響因素中，除家庭子女?dāng)?shù)和夫妻相對收入外，其他因素的影響方向在城鄉(xiāng)地區(qū)基本一致，且城鄉(xiāng)差異不顯著。影響因素的城鄉(xiāng)差異主要反映在夫妻相對收入、家庭子女?dāng)?shù)、年收入(百元)、母親受教育年限4個變量上。女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異模式表現(xiàn)為：(1)年收入和家庭子女?dāng)?shù)對農(nóng)村女性影響力更強(qiáng)，母親受教育年限和夫妻相對收入在城鎮(zhèn)女性中作用更大;(2)妻子收入對家庭經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大，女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異越大;(3)生育子女越多，女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異越大;(4)年收入越低，女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異越大;(5)母親受教育年限越短，女性性別角色意識的城鄉(xiāng)差異越大。

　　實(shí)質(zhì)上，女性性別角色意識及影響因素的城鄉(xiāng)差異都能從城鄉(xiāng)間區(qū)域發(fā)展的不平衡中找到合理的解釋。正如前文所述，由于農(nóng)村地區(qū)整體現(xiàn)代化和工業(yè)化程度不足，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)仍以農(nóng)業(yè)為主，傳統(tǒng)社會結(jié)構(gòu)與文化規(guī)范的保留相對完整，夫權(quán)與父權(quán)制的留存導(dǎo)致農(nóng)村生育意愿較高，多子女則導(dǎo)致家庭教育資源被稀釋，農(nóng)村女性的受教育水平低于城市，接受現(xiàn)代教育又是影響個體現(xiàn)代性獲得的重要因素，農(nóng)村女性整體較低的文化水平使其對傳統(tǒng)文化規(guī)范認(rèn)同度較高，現(xiàn)代性不足，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)使得農(nóng)村女性集中在低收入的農(nóng)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)。與城鎮(zhèn)女性相比，樣本中農(nóng)村女性平均受教育年限不到6年，近7成(699%)有多個子女，766%的農(nóng)村女性從事農(nóng)林牧漁水利業(yè)生產(chǎn)，受教育水平和職業(yè)特征導(dǎo)致其經(jīng)濟(jì)收入偏低，對家庭經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)低于配偶，家庭夫妻權(quán)力分配以男性為主導(dǎo)，農(nóng)村地區(qū)第三方組織發(fā)育不完善又使得農(nóng)村女性社會拓展性參與不足，上述因素的合力作用導(dǎo)致農(nóng)村女性性別角色意識較城鎮(zhèn)女性趨向傳統(tǒng)。

　　依據(jù)分析結(jié)果，研究推論認(rèn)為，長遠(yuǎn)來看，持續(xù)的城鎮(zhèn)化所帶來的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)人口比例的增加，市民化進(jìn)程所帶來的城鎮(zhèn)人口比例的提高，公民社會的培育所帶來的公眾社會參與性的提升，適度計劃生育政策的執(zhí)行所帶來的子女?dāng)?shù)量的減少，九年義務(wù)教育的鞏固所帶來的農(nóng)村女性受教育水平的提升，以及高等教育的普及所帶來的公眾整體文化程度的提升，這些都將有力推動女性性別角色意識的現(xiàn)代化。