風(fēng)笑天 肖潔

內(nèi)容提要 本文利用2010年第三次全國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查的數(shù)據(jù)，探討了城鄉(xiāng)女性性別角色意識(shí)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(shí)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(shí)，仍延續(xù)復(fù)歸傳統(tǒng)的趨勢(shì)；影響城鄉(xiāng)女性性別角色意識(shí)差異的因素主要反映在夫妻相對(duì)收入比、生育子女?dāng)?shù)、女性年收入、母親受教育4個(gè)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(shí)差異。

關(guān)鍵詞 女性 性別角色意識(shí) 城鄉(xiāng)差異

〔中圖分類號(hào)〕C912 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A 〔文章編號(hào)〕0447-662X（2014）11-0107-10

一、問題與背景

男女平等是我國(guó)的基本國(guó)策，也是社會(huì)現(xiàn)代性的重要特征和評(píng)估指標(biāo)之一。1995年第四次世界婦女代表大會(huì)上，中國(guó)政府向全世界承諾：“把男女平等作為促進(jìn)我國(guó)社會(huì)發(fā)展的一項(xiàng)基本國(guó)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(huì)地位的差異依然存在。就國(guó)情而言，性別平等的實(shí)現(xiàn)不僅取決于婦女社會(huì)地位的提高，也有賴于兩性在社會(huì)性別觀念方面平等認(rèn)知的構(gòu)建。

國(guó)外多項(xiàng)研究結(jié)果顯示，隨著時(shí)間的推移，男女都更少地認(rèn)同傳統(tǒng)的性別角色意識(shí)，①但中國(guó)并未表現(xiàn)出與之類似的趨勢(shì)?！澳信降取痹诔蔀槲覈?guó)社會(huì)主流意識(shí)的同時(shí)，傳統(tǒng)性別觀念也有所回潮。全國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)②對(duì)比顯示，家庭角色分工的測(cè)量上，對(duì)“男人以社會(huì)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(duì)個(gè)體行為有直接的影響，有性別平等意識(shí)的女性較觀念傳統(tǒng)的女性往往有更高的收入和社會(huì)地位。③傳統(tǒng)性別意識(shí)的回潮，女性社會(huì)角色的弱化，對(duì)男性依附性增強(qiáng)，使得女性在就業(yè)機(jī)會(huì)、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(huì)機(jī)制看女性意識(shí)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(huì)地位，也背離了國(guó)家倡導(dǎo)性別平等的價(jià)值理念。因此，研究中國(guó)女性的性別角色意識(shí)，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(guó)內(nèi)學(xué)界性別意識(shí)的專題研究相對(duì)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(cè)量個(gè)體性別意識(shí)，測(cè)量焦點(diǎn)主要放在人們對(duì)傳統(tǒng)性別觀念的認(rèn)同上。在性別角色意識(shí)的成因、后果以及趨勢(shì)的分析方面，多以質(zhì)性研究為主； 咸迪詠：《性別意識(shí)及其社會(huì)作用》，《中華女子學(xué)院學(xué)報(bào)》1998年第1期；包芳：《透視性別意識(shí)對(duì)婦女地位的影響》，《人口與計(jì)劃生育》2005年第6期；楊雪燕：《西方社會(huì)性別概念及其測(cè)量的回顧與評(píng)述》，《國(guó)外社會(huì)科學(xué)》2006年第4期；巢昕：《兒童性別角色認(rèn)知的研究述評(píng)》，《湘潭師范學(xué)院學(xué)報(bào)》（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(guó)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(shí)的變化以及影響因素， 石紅梅等：《女性性別意識(shí)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(shí)探析——對(duì)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(guó)農(nóng)村女性的性別角色意識(shí)及其影響因素——基于2006年全國(guó)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(shí)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(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)性別角色意識(shí)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(guó)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(huì)對(duì)中國(guó)女性性別角色意識(shí)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(huì)空間位置的群體在社會(huì)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(shí)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(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查這一全國(guó)綜合性調(diào)查數(shù)據(jù)，一方面綜合考察個(gè)體社會(huì)化歷程、婚姻家庭、社會(huì)外部環(huán)境等因素對(duì)女性性別角色意識(shí)的影響；另一方面探討女性性別角色意識(shí)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(guó)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(shí)界定為男女對(duì)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(shí)對(duì)公私領(lǐng)域均有影響：如對(duì)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(dòng)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(dòng)力市場(chǎng)中的職業(yè)選擇 Lobodzinska B.，“Womens Employment or Return to‘Family Valuesin 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(duì)于性別角色意識(shí)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(gè)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(huì)化是最有代表性的視角之一。

社會(huì)化的影響首先反映在意識(shí)觀念的代際傳承上。性別角色意識(shí)形塑于青少年時(shí)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(zhǎng)的個(gè)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(gè)體在早期社會(huì)化過程中對(duì)自身未來的性別角色形成相對(duì)固定的認(rèn)知，伴隨家庭中對(duì)性別刻板印象不斷的強(qiáng)化，子女將傳統(tǒng)性別意識(shí)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(huì)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 Mens 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(gè)體性別角色意識(shí)還受自身教育程度的影響?，F(xiàn)代教育對(duì)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(guó)外多項(xiàng)基于面板數(shù)據(jù)的趨勢(shì)研究顯示，受教育程度越高，傳統(tǒng)性別角色意識(shí)越弱，個(gè)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(gè)體有更多可能接觸到兩性平等的價(jià)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(shí)觀念均有所減弱。 Bryant AN， “Changes in Attitudes toward Womens 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(duì)女性傳統(tǒng)性別角色意識(shí)的認(rèn)同度有削弱作用。

假設(shè)2：女性受教育年限越長(zhǎng)，性別角色意識(shí)越現(xiàn)代。

就業(yè)經(jīng)歷和社會(huì)參與經(jīng)歷作為個(gè)體重要的生活體驗(yàn)與生命構(gòu)成，與個(gè)人的成長(zhǎng)發(fā)展關(guān)系密切，對(duì)性別意識(shí)發(fā)展同樣有重要影響。對(duì)女性而言，就業(yè)和廣泛的社會(huì)參與會(huì)減少其對(duì)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(duì)比顯示，各類女性中全職女性的性別平等意識(shí)是最強(qiáng)的。⑦總體而言，就業(yè)與社會(huì)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(huì)，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(guó)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(shí)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(huì)性別制度。不僅原生家庭形塑個(gè)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(huì)變得傳統(tǒng)，而年輕男子則表現(xiàn)出相反的趨勢(shì)。 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(duì)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(huì)整體性別觀念在趨于平等的同時(shí)，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(shí)相對(duì)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(duì)女性傳統(tǒng)性別角色意識(shí)的認(rèn)同度有削弱作用。

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

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

性別意識(shí)是社會(huì)制度安排和社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化長(zhǎng)期積淀的結(jié)果，社會(huì)外部環(huán)境同樣形塑個(gè)體性別角色意識(shí)。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、社會(huì)保障健全的后工業(yè)國(guó)家公眾的性別角色觀念較欠發(fā)達(dá)的農(nóng)業(yè)國(guó)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(guó)區(qū)域間社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)二元社會(huì)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(huì)、文化等方面均落后于城鎮(zhèn)地區(qū)。農(nóng)村地區(qū)相對(duì)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(huì)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(shí)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(shí)較城鎮(zhèn)女性更趨于傳統(tǒng)。

假設(shè)7：由于外部宏觀社會(huì)環(huán)境不同，女性傳統(tǒng)性別角色意識(shí)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(guó)婦聯(lián)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局聯(lián)合開展的2010年第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查，該調(diào)查以14～64歲男女兩性中國(guó)公民為調(diào)查對(duì)象，在全國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（不含香港、澳門、臺(tái)灣）采取三階段（區(qū)縣、居/村委會(huì)、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(duì)誤差基本控制在2%左右，樣本具有較好的全國(guó)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(shí)的測(cè)量語句評(píng)估女性的性別觀念；6條語句的Cronbachs Alpha值為0.640（男性樣本為0.613，總樣本為0.626），測(cè)量指標(biāo)具有較好的信度。為方便回歸分析，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡(jiǎn)化，通過因子分析，共提取“傳統(tǒng)性別角色意識(shí)”與“現(xiàn)代性別角色意識(shí)”2個(gè)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(shí)”綜合因子評(píng)估女性性別意識(shí)傾向， 綜合因子“性別角色意識(shí)”因子值=38.466/59.443×傳統(tǒng)性別角色意識(shí)因子值+20.977 /59.443×現(xiàn)代性別角色意識(shí)因子值，38.466為傳統(tǒng)性別角色意識(shí)因子的方差貢獻(xiàn)率，20.977為現(xiàn)代性別角色意識(shí)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(shí)越現(xiàn)代，得分越低表明女性性別角色意識(shí)越傳統(tǒng)。為了更直觀了解不同因素對(duì)性別角色意識(shí)的影響，研究將“性別角色意識(shí)”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(jì)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(shí)的因素主要包括原生家庭背景、新生家庭的婚姻特征、個(gè)人背景特征、個(gè)體職業(yè)經(jīng)歷、社會(huì)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?！笆芙逃晗蕖本唧w指標(biāo)為：不識(shí)字或識(shí)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(gè)人背景特征：個(gè)人受教育年限、年收入、婚姻狀況。個(gè)人受教育年限同樣由“受教育程度”變量推算而來。個(gè)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(huì)福利性收入?；橐鰻顩r包括未婚（參照組）、已婚、離異或喪偶。

個(gè)體職業(yè)經(jīng)歷：職業(yè)類型、職業(yè)層級(jí)、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(jí)主要了解調(diào)查對(duì)象就業(yè)以來是否擔(dān)任過班組長(zhǎng)、村/居民小組長(zhǎng)及以上的領(lǐng)導(dǎo)或負(fù)責(zé)人，作為一個(gè)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(cè)量調(diào)查對(duì)象對(duì)自我能力和獨(dú)立性的評(píng)價(jià)，研究通過相關(guān)測(cè)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(píng)價(jià)越高。 自我能力認(rèn)知是用因子分子法計(jì)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(cè)量語句包括：對(duì)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(gè)維度：很不符合，不太符合，說不清，比較符合，非常符合。

社會(huì)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(huì)性參與。制度內(nèi)的政治參與測(cè)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(duì)象“給所在單位/社區(qū)/村提建議”等3個(gè)有關(guān)制度外政治參與行為的測(cè)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(jì)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(cè)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(guó)家事務(wù)、社會(huì)事件等發(fā)表評(píng)論，參與討論；主動(dòng)參與捐款、無償獻(xiàn)血、志愿者活動(dòng)等。答案分為4個(gè)維度：沒有，偶爾，有時(shí)，經(jīng)常。評(píng)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(huì)性參與用社會(huì)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(huì)公益組織、社區(qū)管理/活動(dòng)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(gè)體沒有加入任何社會(huì)民間組織，社會(huì)參與度極低，取值為5意味著個(gè)體有著廣泛的社會(huì)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(duì)資源的差異、家庭子女?dāng)?shù)。夫妻相對(duì)資源的差異從夫妻相對(duì)收入、夫妻相對(duì)教育程度、夫妻相對(duì)就業(yè)狀態(tài)三方面測(cè)量。夫妻相對(duì)收入用“丈夫年收入/（妻子年收入+丈夫年收入）”測(cè)量，取值從0到1，取值越大，說明丈夫?qū)彝ソ?jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大。夫妻相對(duì)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(duì)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(shí)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(gè)虛擬變量，以農(nóng)村為參照組（城鎮(zhèn)=1）。現(xiàn)代社會(huì)人口流動(dòng)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(shí)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(dòng)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(píng)估女性傳統(tǒng)性別角色意識(shí)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(duì)象是否發(fā)生過城鄉(xiāng)間的流動(dòng)、是否有過戶籍身份的轉(zhuǎn)換。第三期中國(guó)婦女社會(huì)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(duì)研究造成的影響，研究?jī)H保留了現(xiàn)居農(nóng)村且戶口一直在農(nóng)村的調(diào)查對(duì)象，以及現(xiàn)居城市且戶口一直在城市的調(diào)查對(duì)象，剔除了有過城鄉(xiāng)流動(dòng)和戶籍轉(zhuǎn)換的人群，以準(zhǔn)確測(cè)量城鄉(xiāng)因素的影響。

四、分析結(jié)果

1女性性別角色意識(shí)的描述性分析

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

表1中，女性性別角色意識(shí)因子得分均值達(dá)到59.41分，我國(guó)女性性別觀念具有一定的現(xiàn)代性。城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)的對(duì)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(shí)強(qiáng)于農(nóng)村女性，城鎮(zhèn)女性更具現(xiàn)代性性別意識(shí)。

表1性別對(duì)比顯示，女性性別角色意識(shí)更現(xiàn)代。一方面男性對(duì)“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(jìng)爭(zhēng)壓力下，女性表現(xiàn)出主動(dòng)回歸家庭的趨勢(shì)，婚嫁觀念較男性更趨向傳統(tǒng)。在“男人也應(yīng)該主動(dòng)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(dòng)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(duì)男性的依附性。當(dāng)然這也可能是人們面對(duì)外部社會(huì)環(huán)境，在傳統(tǒng)性別觀念的影響下所做的理性選擇。面對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動(dòng)和福利保障的減少，面對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)所帶來的個(gè)人和家庭風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，男性在承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)責(zé)任的同時(shí)，相對(duì)更期望與另一半共同抵御家庭可能面臨的風(fēng)險(xiǎn)，而受傳統(tǒng)性別觀念影響，在加上市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)所導(dǎo)致的女性職場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)難度的加大，女性相對(duì)傾向退回家庭。

2女性性別角色意識(shí)的影響因素

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

表2 女性性別角色意識(shí)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(gè)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(dòng)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(duì)女性性別觀念產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)1未得到證實(shí)。個(gè)體受教育年限的增加則能有效降低女性對(duì)傳統(tǒng)性別角色意識(shí)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(gè)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(shí)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(shí)，假設(shè)3得到證實(shí)，就業(yè)的經(jīng)歷與體驗(yàn)對(duì)女性傳統(tǒng)性別角色意識(shí)的認(rèn)同度有削弱作用。在諸多社會(huì)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(guó)外數(shù)據(jù)中表現(xiàn)的那般顯著。此外，廣泛的社會(huì)參與同樣能提升女性對(duì)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(huì)民間組織參與均對(duì)女性性別角色意識(shí)得分有正向影響，假設(shè)4得到大部分證實(shí)。夫妻相對(duì)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(duì)教育程度和相對(duì)就業(yè)狀態(tài)的差異則不會(huì)影響到女性性別觀念。夫妻相對(duì)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(shí)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(shì)的女性，其性別角色意識(shí)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(hào)和大小表明，年齡對(duì)女性性別角色意識(shí)影響呈正U型。在14～64歲的女性群體中，年齡對(duì)性別角色意識(shí)得分的效應(yīng)隨年齡的增長(zhǎng)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(shí)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(shí)影響因素的城鄉(xiāng)差異

表2模型2和模型3的對(duì)比顯示，個(gè)人背景、職業(yè)經(jīng)歷、社會(huì)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(duì)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(jí)，自我能力認(rèn)知，是否投票選舉過人大代表，參與社會(huì)民間組織的種類，夫妻相對(duì)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(gè)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(duì)城鎮(zhèn)樣本作用顯著。城鎮(zhèn)女性中，其他因素保持不變時(shí)，父親受教育程度越高，其性別角色意識(shí)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)I(yè)技術(shù)人員的女性，其性別角色意識(shí)的得分也越高；上述因素對(duì)城鎮(zhèn)女性傳統(tǒng)性別意識(shí)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(duì)農(nóng)村女性有顯著影響。模型3顯示，對(duì)農(nóng)村女性而言，收入的提高對(duì)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(duì)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(duì)收入、家庭子女?dāng)?shù)4個(gè)變量對(duì)女性性別角色意識(shí)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(shí)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(gè)變量（母親受教育年限、年收入、夫妻相對(duì)收入、家庭子女?dāng)?shù)）的交互項(xiàng)，分別估計(jì)城鄉(xiāng)與4個(gè)城鄉(xiāng)差異性變量間的交互效應(yīng)（見表3）。

模型4估計(jì)了夫妻相對(duì)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)彝]有經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的家庭中，城鎮(zhèn)女性性別意識(shí)得分較農(nóng)村女性高5.404。夫妻相對(duì)收入變量的主效應(yīng)為-3.026，說明丈夫收入比重的增加對(duì)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(shí)，丈夫收入比重增加1個(gè)單位，農(nóng)村女性性別觀念得分下降3.026。夫妻相對(duì)收入與城鄉(xiāng)交互項(xiàng)的系數(shù)為-4989，表明夫妻相對(duì)收入比對(duì)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(shí)，丈夫收入占夫妻收入比重每提高1個(gè)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(duì)家庭經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大（丈夫收入占夫妻收入比重越?。孕詣e角色意識(shí)的城鄉(xiāng)差異越大。

表3 女性性別角色意識(shí)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(duì)家庭子女?dāng)?shù)與城鄉(xiāng)的交互效應(yīng)進(jìn)行了測(cè)量。模型5中，城鄉(xiāng)變量的主效應(yīng)不具有統(tǒng)計(jì)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(shí)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(gè)小孩，農(nóng)村女性的性別觀念得分降低0.742，生育行為對(duì)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(duì)女性性別觀念的影響存在城鄉(xiāng)差異，生育行為對(duì)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(shí)，每多生1個(gè)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(shí)差異越大。

模型6測(cè)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(duì)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(shí)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(shí)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(duì)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(gè)單位，城鎮(zhèn)女性性別意識(shí)得分甚至降低001?？傮w而言，年收入越低，城鄉(xiāng)女性性別角色意識(shí)差異越大。

模型7對(duì)母親受教育程度與城鄉(xiāng)間的交互效應(yīng)予以評(píng)估。在無交互項(xiàng)的模型1中，母親文化程度雖未對(duì)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(shí)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(jì)顯著性），意味著控制其他因素后，母親受教育程度對(duì)農(nóng)村女性性別角色意識(shí)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(duì)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(shí)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(shí)差異越大。

五、結(jié)論與討論

本文使用2010年第三次全國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查的數(shù)據(jù)，探討了個(gè)體社會(huì)化歷程、婚姻家庭、社會(huì)外部環(huán)境等因素對(duì)女性性別角色意識(shí)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(shí)，仍延續(xù)復(fù)歸傳統(tǒng)的趨勢(shì)，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(shí)比男性更現(xiàn)代，城市男女的性別平等意識(shí)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(duì)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(huì)性別角色規(guī)范和性別意識(shí)依舊在深層面影響著現(xiàn)代婦女的行為選擇。當(dāng)面對(duì)來自社會(huì)和家庭的多重壓力時(shí)，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(guó)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(huì)地位的平等仍有很長(zhǎng)一段路要走。

2女性性別角色意識(shí)主要受個(gè)人文化資本、職業(yè)與社會(huì)參與經(jīng)歷、自我能力評(píng)價(jià)、家庭夫妻權(quán)力分配方式、夫妻相對(duì)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(shí)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(duì)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(cè)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(duì)子女性別角色意識(shí)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?；?dòng)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(cè)量，模型中家庭背景因素測(cè)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(shí)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(duì)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(duì)收入、家庭子女?dāng)?shù)、年收入（百元）、母親受教育年限4個(gè)變量上。女性性別角色意識(shí)的城鄉(xiāng)差異模式表現(xiàn)為：（1）年收入和家庭子女?dāng)?shù)對(duì)農(nóng)村女性影響力更強(qiáng)，母親受教育年限和夫妻相對(duì)收入在城鎮(zhèn)女性中作用更大；（2）妻子收入對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大，女性性別角色意識(shí)的城鄉(xiāng)差異越大；（3）生育子女越多，女性性別角色意識(shí)的城鄉(xiāng)差異越大；（4）年收入越低，女性性別角色意識(shí)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(shí)的城鄉(xiāng)差異越大。

實(shí)質(zhì)上，女性性別角色意識(shí)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(huì)結(jié)構(gòu)與文化規(guī)范的保留相對(duì)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(gè)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(duì)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(gè)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(duì)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(huì)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(shí)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(zhǎng)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(huì)的培育所帶來的公眾社會(huì)參與性的提升，適度計(jì)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(dòng)女性性別角色意識(shí)的現(xiàn)代化。

作者單位：風(fēng)笑天，南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院；肖潔，南京工業(yè)大學(xué)法律與行政學(xué)院

責(zé)任編輯：秦開鳳