中国女性性别平等意识及其影响因素——基于CGSS2015调查的实证分析

董倞乔

（北京科技大学文法学院，北京100083）

德国社会学家乌尔里希·贝克与伊丽莎白·贝克在《个体化》中，专门探讨女性在“个体化”浪潮中面临的困境。此外，在《风险社会》一书中，乌尔里希·贝克理性审视了女性在后现代社会个体化进程中传统角色退却与复归的矛盾境地。在我国，男女平等被写入宪法。然而，法律上的平等不等于社会现实中的平等。不可否认的是，在过去几十年里，女性的地位得到了很大提升，从家庭到教育、工作、立法等外在环境都发生了根本性变化。女性越来越容易摆脱对家庭的无条件依附关系，从“为他人而活”转向“属于自己的生活”[1]61。

与此同时，个体化也意味着作出选择的义务、更多的风险与更强的流动性。一方面越来越多的妇女活跃于经济领域，然而女性相对较高的失业率与劳动力市场中的排挤使得她们更难以获得自主的生活，另一方面传统角色的影响以及生育和照护孩童的现实负担使得“妇女的生活被解放和复归旧的归因角色之间的矛盾拖来拖去，她们脱离了家庭角色然后又转回来。”[2]136一般家庭女性承担家务、男性外出工作，不仅是家庭劳动分工，更是工业社会所造就的社会劳动分工。在家庭空间大多数男性仍希望女性能够饰演传统的贤妻良母角色，而不断强化自我身份认同和性别平等意识的女性产生了平等承担家庭义务的期待。个体化浪潮在推动社会结构变迁的同时，直接嵌入私人领域，女性面临着婚姻与家庭中的性别平等困境。

“在传统家庭的时代，女性甚至没有自己的正式名字。”近代以来，为数众多的革命运动都挟带着妇女解放的思潮。传统的功能论认为，家庭作为所有社会的核心单位，在分工上需要有严格的性别划分。Parsons认为，如果男性与女性所扮演的角色过于接近，那么彼此间的竞争很可能导致家庭的解体[3]335。阎云翔指出，解放后几代年轻女性不断响应国家政策，抓住社会革新和新的经济机会，她们摆脱男权控制，获得更多的独立性[4]189。李汪洋、谢宇通过对1982年以来四次人口普查数据的分析，指出自中国经济体制改革以来，职业的性别隔离程度自1982年至今持续上升，并提出性别构成的变化对职业性别隔离的影响对理解性别不平等更有实质意义[5]。吴愈晓、吴晓刚认为在国有企事业部门，男女收入差异来源于结构性的因素——职业的性别隔离，而在非国有企事业部门，决定收入差异的主要因素是男女个体人力资本方面的差异[6]。沈奕斐以个体化的视角考察了城市女性对家庭认同的变迁，并提出当前个体家庭的认同模式在特征上显现出妻子这一方家庭的兴起，这一兴起的背后是个体化进程对家庭的影响[7]。

性别平等的实现不仅取决于妇女社会地位的提高，也有赖于两性在社会性别观念方面平等认知的构建。第三期中国妇女社会地位调查显示，在“男女平等”成为我国社会主流意识的背景下，传统性别观念也有所回潮。在对家庭角色分工的看法测量方面，对“男人以社会为主、女人以家庭为主”的认同率，从1990年51.1%上升为2000年71.9%、2010年的75.1%；在对两性能力的判断上，“男性能力比女性强”的认同率从1990年的29.4%上升为2000年的41.0%；“干得好不如嫁得好”的认同率从2000年的44.0%上升到2010的58.5%[8]。一部分传统的性别观念不仅没有随着社会的进步而趋于消失，反而呈现出复归传统的趋势[9]。

当前，伴随着社会的个体化程度不断发展，女性群体对于性别平等概念的主体认知会呈现出怎样的形态？又有哪些结构性的变量影响着女性的性别意识？女性自身的性别角色意识与其收入及其在家庭内部的角色地位有着怎样的关系？本文采用2015年中国综合社会调查(CGSS)的数据资料，描述女性性别平等意识的总体概况与影响因素，建构解释女性性别意识的理论模型，并尝试分析女性性别意识与女性个人收入及其在家庭内部经济地位的关系，然后利用OLS回归分析来检验所提出的理论假设。

一、变量描述及理论假设

（一）变量描述

1.性别平等意识变量

2015年中国综合社会调查(CGSS)共呈现有效填答样本10 968个，其中男性5 134个，占46.8%，女性5 834个，占53.2%。调查问卷A42部分为体现受访者性别平等意识的李克特量表。

表1性别平等意识量表

筛选女性个案，分析受访者针对以上量表内反映被访者性别平等意识的五个问题的答案分布状况，可知当前我国女性的性别平等意识总体上仍较多地体现出对“男性统治”的社会现实的认可。对于“您是否同意，男人以事业为重，女人以家庭为重”“您是否同意，男性能力天生比女性强”“您是否同意，干得好不如嫁得好”三个问题，填答的众数均为“比较同意”。其中，对于“您是否同意，男人以事业为重，女人以家庭为重”，倾向于同意的回答比例为57.1%，而倾向于不同意的回答比例为31.9%；对于“您是否同意，干得好不如嫁得好”，倾向于同意的回答比例为46.7%，倾向于不同意的回答比例为33.7%。通过调查结果可知，有较高比例的女性受访者认可传统观念上“男主外、女主内”的性别社会分工以及女性的命运较多地受到婚姻、配偶而非自身事业的影响。

2.其他社会经济变量的性别对比

（1）个人收入

问卷变量“您个人去年（2014）全年的总收入是多少”，在剔除缺失值和无收入个案后，收入变量对比如下：

表2个人年收入性别对比

对比可知，在拥有收入并填答个人年收入的受访者中，男女性收入差异巨大，女性年收入均值仅为男性的65.2%。

（2）教育水平

对比问卷变量“您目前的最高教育程度是（包括目前在读的）”，可得：

表3教育程度性别对比

男性受访者中，小学及以下学历者占30.0%，而女性受访者则达到了44.0%；拥有本科及以上学历者在男性受访者中占17.8%，而在女性受访者中占14.8%。女性群体的整体受教育水平也明显低于男性。

（二）概念操作化

本研究对被访者对性别平等意识的李克特量表填答结果依照对性别平等观念认可程度的逻辑次序分别赋分，构建一个新变量：性别平等意识指数。原量表的填答缺失值个案小于5%，故直接删除存在缺失值的个案。同时信度效度检验显示，原量表中最后一问“您是否同意，夫妻应该均等分摊家务”，依其对性别平等观念的体现进行倒序赋分后，对量表整体的信度与效度存在较大影响，故删除最后一问，取前四问按照从“完全不同意”到“完全同意”的逻辑次序分别倒序赋予5至1分，并将四题的得分相加，构建出性别平等意识指数变量。此指数值越大，性别平等意识越强。

剔除缺失值后的a42量表前四问的Cronbach’s α指数达到0.701，信度处于可接受的水平。其KMO指数为0.722，Bartlett球形度检验显著，证明此量表具有较高的结构效度。

在社会化与个体化的理论框架下，女性的社会意识不仅受到变迁中的外部社会环境的影响，同时也受制于自身的社会经济水平与生活经历。根据CGSS2015的调查数据，本研究提出以下基本假设：

假设1：女性年龄越年轻，其性别平等意识越强。

个体化意味着对传统的解构，个体在早期社会化过程中对自身未来的性别角色形成相对固定的认知，并内化为自身的性别角色意识。女性越年轻，其所受传统家庭与性别分工观念的影响越弱，更趋向于追求性别平等。

假设2：相对于农村女性，生活在城镇的女性性别平等意识更强。

受制于相对传统的外部社会环境，农村女性的个体化程度与性别平等意识相对较弱。以问卷“您目前的户口登记状况”中的农业、非农业户口状况作为判断受访者居住于农村或城镇的参考依据。

假设3：女性受教育水平越高，其性别平等意识越强。

现代教育对传统文化观念和习俗的冲击作用已被大量研究所证实。教育程度的提高使得个体有更多的机会接受两性平等的价值理念，从而调适自身观念和行为模式，消除传统性别分工与角色定位刻板印象的影响。平等而日渐普及的现代教育作为女性社会化与个体化的重要助推力量，也重塑着女性的性别平等意识。在研究中将原问卷划分的教育水平分为四类，“文盲”“小学”“中学及中专”“本科及以上”设置变量进行分析。

假设4：女性的主观阶层地位越高，其性别平等意识越强。

较高的主观阶层地位意味着掌控较强的经济、文化等社会资本，可能意味着更高程度的自我认同，女性将更注重自身的地位与价值，在家庭与公共场域对于性别的平等有着更强的诉求。主观阶层地位直接引用问卷“您认为自己目前处于哪个等级上”，数值越大，代表主观的阶层地位自评越高。

假设5：女性性别平等意识越强，其个人收入越高。

性别角色观念对个体行为有直接的影响，性别平等意识较强的女性相较于观念传统的女性往往拥有更高的收入[10]。然而，性别意识与收入通常相互作用，互为因果。既可能由于较强的自主意识导致较为积极的经济参与使得个体的收入较高，也可能由于经济上较高的获得感使得女性对家庭的依附程度降低，提升女性的性别平等意识，重塑其家庭角色定位。因此，仅作变量间的关系分析，其相互间的影响程度则有待商榷。为降低数值差异，对变量“去年全年的收入”取对数进行分析。

假设6：女性的性别平等意识越强，其与配偶的收入比值越高。

对于女性性别平等意识对女性家庭经济地位的影响，根据CGSS2015调查所能够提供的信息，本研究采用个人收入对数与配偶的收入对数的比值来反映女性的家庭经济地位。比值越小，代表女性在家庭中的经济地位越低下，对配偶及家庭的依附程度越强。同时，与配偶的收入差值在一定程度上也影响女性对男女能力的认知及性别角色定位。因此，这两项变量亦存在互为因果的关系，对此，仅作变量间的关系分析，其相互之间的影响程度则有待进一步探讨。

二、实证分析

对于女性性别意识的影响因素，使用stata统计软件进行OLS回归分析，其结果如下表：

表4女性性别平等意识OLS回归分析

通过以上分析可知：

（1）女性年龄对性别平等意识指数呈现显著负向影响，即女性年龄越大，其性别平等意识越弱，故接受原假设1。

（2）农村女性性别平等意识指数显著高于城镇女性，即农村女性性别平等意识较弱，故接受原假设2。

（3）女性教育水平对性别平等意识指数呈现显著正向影响，且教育程度越高，性别平等意识越强，故接受原假设3。

（4）女性主观阶层自评对性别平等意识指数呈现显著正向影响，即女性主观阶级自评越高，性别平等意识越强，故接受原假设4。

对于女性性别平等意识对于女性个人收入的影响，采用OLS回归分析本人填答了有效收入数值的个案，讨论女性性别意识对女性收入对数与配偶收入对数的比值的影响，其结果如下表：

表5女性性别意识指数与收入（对数）回归分析模型

分析结果表明，无论是对于样本总体，还是分别讨论农村与城镇，女性的性别平等意识指数都对其个人收入有着显著的正向影响，且在城镇，这种影响要强于农村。故接受原假设5。针对女性性别平等意识对个人收入影响的城乡差异，可能是由于在城镇的经济环境下，个人的收入更多地受到个体在职业市场中所处地位的影响，职业参与程度的高低意味着更大的收入差距，而个人性别角色定位影响女性的职业选择与工作积极程度。相应地，在农村的经济环境下，参与本地农业相关产业生产与务工的女性之间，性别角色定位对个人经济收入的影响不及城镇职业市场的差异显著。

表6女性性别平等意识指数与自身/配偶收入（对数）比值回归分析模型

分析结果表明，在女性样本总体以及城镇女性样本，女性的性别平等意识指数都对其与配偶的收入比值产生显著的正向影响。故接受原假设6，即女性的性别平等意识越弱，其收入与配偶的收入的比值越低，也即在夫妻双方中，女性一方的经济收入占据更小的份额，令其更有可能在经济上居于从属和依附的地位，而性别平等意识愈强，则个人收入与配偶的收入比值越高。但在农村女性的样本中，这一影响则不显著。对于变量间关系的城乡差异，除统计样本缺填个人及配偶的收入个案较多这一干扰因素外，可能是由于在城镇的职业环境下，家庭内部的性别分工对夫妻或同居伴侣间的收入差异影响更大，较多受到“男主外，女主内”的传统性别分工意识影响的女性，更可能因照顾家庭而成为全职主妇或较多地从事竞争压力较小、工作时间较短的闲散工作，在经济上更多依赖家庭与配偶。而在农村经济环境下，女性自身的职业选择较为有限，性别职业分工对其个人经济收入的影响不及城镇。

三、结论及讨论

本研究讨论了在个体化及风险社会的背景和趋向下女性对于性别平等的自我认知以及影响这一认知的因素，并尝试论证性别意识对女性经济地位及家庭角色地位的重构。结果表明，尽管历经了20世纪初以来的思想启蒙与解放运动以及改革开放以来的市场化浪潮的冲击，我国女性的性别意识仍带有浓厚的男权社会的烙印，诸如“男主外女主内”“干得好不如嫁得好”这类体现对男性的依附与从属色彩的观念仍广有市场。女性总体对于自身的能力依然不够自信，相当部分的女性认为男性能力天生强于女性。本文论证了女性的性别平等意识受到其年龄、生活地域、教育水平、主观阶层认知的影响，研究假设基本得到了验证。

此外本研究还探索了女性性别平等意识与女性个人收入及家庭经济地位的关系，验证了女性自身的性别观念与性别平等意识对于其个人收入及在家庭内部的经济地位具有显著的影响。性别平等意识较弱的女性，个人收入越低，其收入与配偶的收入的比值更小，更容易在经济上依附和从属于她们的配偶，有可能更多接受传统的性别分工，担当主妇角色，较多依赖其配偶的社会资本，在另一层面上也形成了对男性权力的依附。这既弱化了女性整体社会经济地位，也背离了法律、社会、教育领域所倡导性别平等的价值理念。因此，超越传统性别观念，寻求新型平等性别角色意识的构建，是促进与实现社会公正的必由之路。

要真正在公共与私人领域实现男女平等，亟须提升女性自身的性别平等意识。首先，在法制与市场规范的层面上，应持续增强有关性别平等的制度性规约，通过制度化、法律化的手段消除经济社会领域尤其是职业领域对女性显性及隐性的压制与排挤，赋予男女性别角色平等以法律强制力保障，逐步消除针对女性的职业壁垒及“玻璃天花板”现象，消除社会性别歧视。其次，需要发挥教育的教化作用，将现代性别平等意识纳入教育纲要，改革现有课程设置、招生教学过程中存在的性别“刻板”印象内容。提高女性个体的教育水平与文化素养，强化女性的主体地位及社会参与意识。针对性别平等意识层面体现出的城乡差异，更应深入普及义务教育，大力推进城镇化、市民化社会的发展。最后，对于高度流动的风险社会中女性在工作与家庭领域中面对的困惑与排挤，需要构建良好的制度环境与社会保障机制，以减轻女性个体化进程中面临的阻碍，实现女性观念的转变，使她们从传统的性别分工模式中解脱出来，告别人格依附，强化女性的主体意识。