夫妻双方受教育水平对中国家庭内部劳动分工的影响——基于CGSS 2012数据的分析

吕国光 张 燕,2* 王雄雄

（1. 南通大学教育科学学院 江苏南通 226019；2. 南阳农业职业学院人文艺术学院 河南南阳 473000；3. 中共静宁县委党校 甘肃平凉 743400）

家务劳动是人类生活中必不可少的一项重要活动，是人们从事其他社会劳动的保障和前提。马克思和恩格斯就曾指出，家庭内部也存在着自然劳动分工，包括女性生产、早期哺育等在内的有性别分工的一系列活动，在整个社会生产中起着至关重要的基础性作用[1]。家务劳动的定义主要有以下两种，一种认为家务劳动是家庭内部所有的无偿劳动，一切包含在家庭内部（有时在外部，但都是为了家庭）而付出的无报酬的劳动，例如洗衣、做饭、照看老人小孩、购物等；另一种则认为家务劳动就是为了维持家庭生活而进行的所有没有交换价值、没有报酬的无偿劳动，它既不是固定资产，也不是流动的货币，更不能生产出特定形式的商品，而是被限定在某些特定关系（血缘或者婚姻）下的活动[2]。

几乎在每个现代国家，不管是发展中国家还是发达国家，无论是城市还是农村，女性的家务劳动时间和门类都普遍多于男性。在封建社会，受传统分工要求和角色规范束缚，从事家务劳动一直都是女性的“本职”和“分内事”[3]，由此大部分女性特别是婚姻中的女性长期被禁锢在家庭这个私密、狭窄的领域中。我国在清帝退位之初，包括“男女平等”等在内的各种现代思潮广泛传入，中国妇女开始觉醒，其家庭、社会、经济地位也迅速得到提升，部分女性尤其是知识女性群体逐渐开始追求自身发展，纷纷走出家门步入社会，寻求自身除家庭价值以外更大的价值。近几十年来，随着改革开放的深入推进和家务劳动逐渐商品化，人们甚至可以通过购买家政服务来减轻家务负担[4]。但是，作为一个具有两千年男权传统的国度，社会观念和行为模式的转变恐非一朝一夕所能达成。

那么在我国女性家务劳动量大、劳动时间长的大环境下，作为特殊群体的知识女性，其并未计入社会劳动时间的家务劳动，在家庭内部劳动分工中今天有无发生积极变化？夫妻双方的受教育水平对其家庭内部劳动分工产生了什么影响？还有哪些因素影响着女性的家务劳动分工？为了回答这些问题，本文利用2012年中国综合社会调查（CGSS 2012）的问卷数据，选取2 000多个初婚家庭，通过女性家务劳动承担比重这个指标研究中国家庭内部劳动分工机制。

一、文献回顾

家庭内部劳动分工、女性家务劳动量和家务劳动时间在一定程度上反映着女性的家庭地位和权力，而家务劳动分工模式则是最能体现性别平等观念和性别行为的指标[5]。中国社会受男权文化的影响，操持家务、照顾父母、教育子女长期是女性主要的家庭责任，女性觉醒仍然“路漫漫其修远兮”[6]。

女性参与有偿劳动的增加被认为是20世纪工业化国家最重大的社会变革之一[7]，然而，男女家务劳动的分配并没有随着女性有偿劳动的增加而产生同样迅速的变化[8]。自1990年代起，国外对家庭劳动性别分工不平等现象的研究迅速增加[9]，现在已成为家庭研究的一个主要课题。

以中国知网（CNKI）为检索数据源，数据库选择学术期刊，检索式为“篇名=女性主义或含家务分工”，选择中文文献，文献总数为453篇（截止到2020年5月）。经查阅，最早出现的关于“女性主义或含家务分工”的文献是1998年中国人民公安大学荣维毅发表的《性学研究的女性主义视角：—对<性与健康>的评述》。被引次数最多的是中国社会科学院文献信息中心刘霓发表于2001年的《社会性别—西方女性主义理论的中心概念》，被引次数为280次，其主题明确，启发了后期众多关于女性主义或家务分工的研究。

关键词可以反映出一个领域的研究热点以及研究主题。本文通过采用Cite Space5.6R5软件对所获取的文献数据进行可视化处理，绘制出关于国内女性主义或家务分工研究的关键词共现知识图谱(见图1)。图谱中共有524个节点，909条连线，网络密度为0.006 6。每一个节点代表一个关键词，节点间连线代表关键词与关键词之间的共现关系，关键词字体的大小代表该关键词出现的频次的多少。即，关键词字体越大，则其出现的次数越多，关键词字体越小，其出现的次数越少。从图1可见女性主义、社会性别、生态女性主义、女性是出现次数最多的关键词，而作为操作层面的“家务劳动分工”则鲜有学者开展研究。

图1 女性主义视角下的家庭内部劳动分工研究关键词共现图

关于家庭内部劳动分工模式的研究，国外有两种相互竞争的假说：资源讨价还价假说和性别显示假说[10][11]。

资源讨价还价假说预测，人们在婚姻环境中进行收入和家务劳动的互惠交换，在这种情况下，个人利用自己的经济资源作为讨价还价的杠杆来协商家务劳动的时间，女性的家庭经济地位与其花在家务劳动上的时间存在线性关系：随着女性收入相对于配偶收入的增加，女性花在家务劳动上的时间预计将按比例减少。然而，许多实证研究并未观察到这种预测的线性关系，而是观察到妻子的经济独立性与家务劳动之间的曲线关系[12−14]，妻子花在家务上的时间随着其相对收入的增加而减少，但仅限于当夫妻双方收入相当时如此，妻子收入和家务劳动之间的这种非线性关系也被称为性别显示或“做性别”模式。

性别显示假说采用建构主义的“做性别”理论[15][16]，认为收入低于妻子的丈夫会发现自己处于一种偏离男性是养家糊口者的性别规范的境地，并试图通过过度男性化来弥补性别偏差远离家务劳动的行为。最初，这种性别偏差中的行为在偏离男性养家糊口、处于更大规范压力下的男性中普遍存在，在这种压力下的女性则较少。然而，在后来的研究中发现了女性也有同样强烈的性别显示模式[17]。

而有比较研究表明，关于家庭内部劳动分工的模式各国并不相同，不过主导模式依然是遵循资源讨价还价模式和性别显示模式。例如，在美国、澳大利亚和德国[13][18]观察到了性别显示模式，在瑞典观察到了资源讨价还价模式[14]。

相比较而言，我国学者对于家务劳动的研究主要集中在对家务劳动量的描述性分析和性别比较上，除此之外，对家务劳动的概念、价值以及社会化等方面也有所探讨。秦美珠《马克思主义女性主义关于家务劳动的讨论》（2007）对家务劳动的性质、妇女解放的策略进行了分析和评论[19]，苏熠慧《重构家务劳动分析的可能路径—对20世纪70年代社会主义女性主义有关家务劳动讨论的反思》（2019）围绕家务劳动的使用价值、交换价值和剩余价值这些问题进行了理论阐述和讨论[20]。可见，近十余年来，我国学者对于家务劳动的研究主要集中在质性分析层面，而开展家务劳动量化层面的深入统计分析，对于摸清中国家庭的家务劳动分工机制以及受教育水平在其中扮演的角色，具有一定的研究价值和现实意义。

二、研究设计

(一)数据来源

本研究使用的数据是2012年中国综合社会调查（CGSS 2012）问卷数据。CGSS由中国人民大学联合全国各地的学术机构共同执行，是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。从2003年开始，平均每两年对全国各地家庭进行入户抽样调查，目前公布的最新数据是CGSS 2017。之所以没有选择最新的调查数据，是因为研究中涉及到的女性家务劳动承担比重这个观察性指标在CGSS 2012中进行了详细调查，更适合本研究统计分析和模型建构。CGSS 2012共获得有效样本11 765个,本研究选定已婚家庭中有配偶的女性作为研究样本，共筛选出2 148个家庭。由于再婚家庭关系情况比较复杂，故予以删除，文中样本只保留了初婚家庭。

(二)变量

1. 被解释变量

本研究中，被解释变量是家庭内部劳动分工，具体用女性的家务劳动量占其家庭家务劳动总量的比重来反映(以下简称女性家务劳动承担比重)（见表1）。

表1 研究变量说明及预期影响方向

在2012年中国综合社会调查（CGSS 2012）数据中，家务劳动涉及的问题如下。

在您家，下面这些事情谁做？

（1）洗衣服，(2)屋里屋外的修理维护，(3)照顾生病的家人，(4)购买日常用品，(5)打扫卫生，(6)做饭，共6类。

将以上选项的答案中“总是我做”赋值为6，“通常是我做”赋值为5，“我和配偶/伴侣共同承担”赋值为4，“通常是我的配偶/伴侣做”赋值为3，“总是我的配偶/伴侣做”赋值为2，“由其他人做”赋值为1。样本以女性为调查对象，从6到1体现了女性家务劳动量由高到低的排列顺序。女性家务总劳动量由6个选项答案的赋值得分相加来计算，得分总和区间为6～36。6～15表示女性家务劳动负担较轻；16～25表示女性家务劳动负担中等；26～36表示女性家务劳动负担较重。

对于女性以外的其他人的家务劳动量数据做了以下处理：当女性选择最大的数值6，那么家庭中其他人的选择就是最小的数值1。以此类推，当女性选择最小的数值1，则家庭中其他人的选择就是最大的数值6，即每一项家务劳动量的总值为7，一共6项家务劳动，那么每一个家庭家务劳动总量为42。用女性家务劳动量除以家庭家务劳动总量来表示女性家务劳动的承担比重：14.3%～35.7%表示女性家务劳动承担比重较低，赋值为1；38.1%～59.5%为女性家务劳动承担比重中等，赋值为2；62.0%～85.8%为女性家务劳动承担比重较高，赋值为3。数值越大，说明女性家务劳动承担比重越高，家庭内部劳动分工越不平等；数值越小，说明女性家务劳动承担比重越低，家庭内部劳动分工越和谐。

2. 解释变量

本研究的解释变量是夫妻双方的受教育水平，用夫妻双方的受教育程度来表示。小学及以下程度赋值为1；初、高中程度赋值为2；大专及以上程度赋值为3。

3. 控制变量

除夫妻双方的受教育水平外，女性个体特征（包括年龄、收入、工作状况、身体状况、性别平等观念）以及夫妻婚姻生活情况（包括生活幸福感、婚姻生活满意度）也会对女性家务劳动承担比重产生或多或少的影响[21]。本研究将这些因素作为控制变量列入分析框架和统计模型。其中问卷中涉及性别平等观念的问题如下。您在多大程度上同意或者反对下面的观点：（1）夫妻双方都应该挣钱养家，选项有非常同意、同意、无所谓同意不同意、不同意、非常不同意五项，分别赋值5、4、3、2、1；（2）男人应该负责挣钱，女人应该负责顾家，选项有非常同意、同意、无所谓同意不同意、不同意、非常不同意五项，分别赋值1、2、3、4、5。性别平等观念得分由两题选项数值相加，数值越高，性别平等观念越强。

(三)模型与假设

人口的受教育水平是一个国家发展潜力和劳动者素质的重要标志。2010年第六次全国人口普查数据资料显示, 我国国民整体受教育水平得到了进一步提升，15岁及以上人口的平均受教育年限达到了9.05年，比2000年第五次全国人口普查时的7.85年延长了1.20年,表明我国当前适龄人口人均受教育水平实现了从初级中学向高级中学的历史性跨越，人口文化素质有了显著提高[22]。另有资料显示，1982年我国25岁及以上人口的平均受教育年限为4.3年，与当时世界平均水平的4.9年相比少0.6年；1990年为5.8年，与当时的世界平均水平持平；2000年为7.4年，与当时的世界平均水平6.8年相比，反超0.6年；2010年为8.6年，超过当时的世界平均水平（7.4年）1.2年。这些数据表明，随着改革开放的不断深入和教育事业的持续发展，我国人均受教育水平呈现逐年提高的趋势，近二十年进入加速发展的新模式。反超世界平均水平之后，有望不断扩大这种差距，并在未来10年内达到12年的新水平[23]。

需要深入探讨的是，基础教育的普及和家庭知识水平的日益提高是否有效促进了性别平等观念的形成？夫妻双方的受教育水平与家庭内部劳动分工存在何种关系？夫妻双方的受教育水平对婚姻中女性的家务劳动量有何具体影响？基于此，本研究提出以下理论假设。

假设1：受教育水平影响家庭内部劳动分工，女性自身的受教育水平越高，家务劳动量越小，家务劳动承担比重越低，家庭内部劳动分工越和谐。

假设2：受教育水平的提升更大程度上促进了男女平等观念的形成，配偶的受教育水平越高，妻子的家务劳动量越小，家务劳动承担比重越低，家庭内部劳动分工越和谐。

推论1：改革开放以来年轻一代女性受教育程度普遍高于年长一代，教育显著促进了男女平等，年轻一代女性的家务劳动量较小，家务劳动承担比重较低。

推论2：教育有效促进了女性就业，职业女性的家务劳动承担比重较低，家务劳动量低于全职主妇。

为此，构建如下模型：

式（1）中，u为随机扰动项，反映无法观察到的其他影响因素。ew、em、cv分别为女性受教育水平、配偶受教育水平、控制变量。y为女性家务劳动承担比重，取值为1、2、3，含义依次为女性家务劳动承担比重较低、中等、较高。则有式（2）、（3）成立：

其中，P为概率，aj为截距，Bi为自变量Xi的偏回归系数，Xi为影响女性家务劳动承担比重的第i个因素。

三、研究结果

采用Spss25.0统计软件包对数据库所选变量进行分析。结果如下。

(一)女性家务劳动承担比重分布情况

表2显示，在1 608个有效样本中，3.6%的女性家务劳动承担比重较低，30.4%的女性家务劳动承担比重处于中等水平，66%的女性家务劳动承担比重比较高。这说明，家庭劳动中女性的家务劳动负担普遍较重。

表2 女性家务劳动承担比重分布情况

通过对女性家务劳动进行频次自我评价的分析也发现，仅8.7%的女性认为自己做的家务比该做的少，26.7%的女性认为自己只做了该做的家务，64.6%的女性则认为自己做的家务比该做的多，再次验证了家庭中女性承担了主要的家务劳动。按表1列出的女性家务劳动承担比重较低=1，承担比重中等=2，承担比重较高=3，把女性学历分为小学及以下、初中、高中、大专及以上四类，分析发现初中学历的女性家务劳动承担比重最高，之后随着学历的提升，女性的家务劳动承担比重显著下降（见图2）。

图2 各学历段女性平均家务劳动承担比重分布图

(二)回归模型

基于研究假设，本研究采用有序logistic回归分析深入探究受教育水平对女性家务劳动承担比重有何影响，结果见表3。

表3 女性家务劳动承担比重影响因素多元有序logistic回归分析

模型1：只单纯考察夫妻双方受教育水平这两个自变量对女性家务劳动承担比重的影响。

模型2：一次性投入以“女性个体特征和家庭状况”为主的控制变量后，考察夫妻双方受教育水平对女性家务劳动承担比重的影响。

模型3：运用后退法对各解释变量进行筛选，逐步剔除在回归中不显著的变量，直到进入模型的变量全部呈现显著。最终女性的受教育水平、年龄、性别平等观念、目前工作状态、身体状况5个解释变量被纳入模型中。

平行线检验是能否适用多元有序logistic回归分析的前提条件。表3显示，三个模型中，模型1的平行线检验P值为0.012，小于0.05，没有通过平行线检验,模型1不被接受。模型2和模型3均通过平行线检验，且模型3的−2倍对数似然值远小于模型2，说明模型3的拟合效果更好，更具统计意义。拟合指标上，模型3和模型2的伪R2值（Pseudo R2）分别为0.090和0.099，两者相差极小。一般而言，伪R2值如果达到0.2以上就表示模型具有较好的拟合优度。但相较于线性回归，一则logistic回归中伪R2的含义比较模糊，通常都不会像线性回归模型中的决定系数那么大；二则本研究关注的重点是受教育水平对女性家务劳动承担比重的影响（即侧重影响因素分析而非预测性分析），所以不需过分关注这个指标，而应将重点放在解释变量偏系数的显著性分析上①。综上，三个模型中模型3最优。

(三)受教育水平的影响

1. 女性受教育水平

当投入以个体特征及家庭生活状况为主要内容的控制变量后，模型3中女性的受教育水平对其家务劳动承担比重影响的偏回归系数虽有所降低（与模型2相比较），但仍非常显著。小学及以下和初、高中学历的偏回归系数分别为0.576和0.471，且P值均小于0.05。以大专及以上学历为参照，小学及以下学历女性家务劳动承担比重是大专及以上女性的1.779倍，初、高中学历女性家务劳动承担比重是大专及以上女性的1.602倍。可见，女性受教育水平越高，则其家务劳动承担比重越低，家庭内部劳动分工越和谐。值得一提的是，图2分析结果显示初中学历女性家务劳动承担比重较高，通过对数据进行整理，发现大部分小学学历女性已经年迈，而初中学历女性目前正处于50～70岁这个年龄段，这是初中学历女性家务劳动承担比重高于小学学历女性的重要原因，因此理论假设1完全通过检验。

2. 配偶受教育水平

本研究假设，受教育水平的提升促进了男女平等观念的形成，男性配偶受教育水平越高，越能积极主动承担一部分家务劳动，由此女性家务劳动承担比重越低。3个模型中，配偶受教育水平对女性家务劳动承担比重的影响均不显著。理论假设2没有得到验证。

(四)控制变量的影响

1. 女性年龄

2 148个女性样本中，年龄分布在20～88岁之间。结合生活实际，将20～40岁之间女性命名为青年组，41～55岁之间女性命名为中年组，将56～88岁之间女性命名为老年组（我国目前女性退休年龄为55岁）。模型3显示，以老年组为参照，青年组女性家务劳动承担比重是老年组的2.382倍，中年组女性家务劳动承担比重是老年组的3.121倍，即老年组<青年组 <中年组。推论1部分得到验证。

2. 女性性别平等观念

模型3显示，女性性别平等观念偏回归系数为−0.314，即女性性别平等观念越强，越认同男女平等的观念，其家务劳动承担比重越低。

3. 女性工作状况

模型3显示，女性自身工作状况对其家务劳动承担比重影响显著。以工作为参照项，不工作女性家务劳动承担比重是工作女性家务劳动承担比重的1.704倍，即没有工作的女性家务劳动承担比重更大。推论2得到验证。

4. 女性身体状况

与模型2相比，人口统计变量中的女性身体状况最终被纳入到模型3中，其对女性家务劳动承担比重有显著影响。身体不健康和一般的偏回归系数均为负值，即女性身体越不健康，其家务劳动承担比重越低。前两者家务劳动承担比重分别是健康女性的0.617倍和0.761倍，即身体健康的女性家务劳动承担比重更大。

5. 其他变量

模型3中，女性收入贡献率、家庭经济状况、家庭生活满意度3个控制变量因对女性家务劳动承担比重影响不显著而被剔除，说明这些因素对女性家务劳动承担比重均无统计学意义。这也充分说明，在当下中国，随着妇女解放进程的加快，一些有可能影响家庭内部劳动分工的因素都还未能动摇婚姻中女性家务劳动承担量较高的现实。

四、讨论与思考

本研究以2012年中国综合社会调查（CGSS 2012）中2 148个已婚家庭为样本，分析了夫妻双方受教育水平及其他控制变量对女性家务劳动承担比重的影响。研究表明：女性的受教育水平、年龄、性别平等观念、目前工作状况、身体状况对其家务劳动承担比重有显著影响；而配偶受教育水平、女性收入贡献率、家庭经济状况、家庭生活满意度4个解释变量则对女性家务劳动承担比重影响不显著。

女性的受教育水平之所以显著影响其家务劳动承担比重，是因为随着近几十年来我国女性受教育水平的提升，越来越多的女性走入职场，积极参与到各类社会活动和经济活动中，女性受教育水平的提高促进了其家庭地位的提升，减少了女性所承担的家务劳动量。研究中发现配偶受教育水平对女性家务劳动承担比重的影响并不显著。在家庭内部，按理说高学历的男性因为受到现代高等教育，在观念上更应倾向于认同男女平等观念，更愿意与妻子分担家务，但统计结果并不支持这一假设。本文认为，这主要是由两个方面的原因所造成的。一个原因是，自古以来，中国人的传统观念就是“男主外，女主内”，即男人在外挣钱而女人在家里负责照顾孩子、赡养父母、管理家务，这种家庭劳动结构是经过长期的累积而形成的[24]。所以，配偶受教育水平对女性家务劳动承担比重影响不显著也从侧面映射出了中国家庭内部男女双方劳动角色分工的历史惯性。另一个主要原因可能是一般高学历的男性都承担着一定的社会管理角色，在社会网络结构中处在相对中心化的位置上，社会参与度显著高于女性，需要在工作上投入更多精力，对此，后续还需进一步深入研究。

在我国，年轻一代女性受教育水平普遍高于年长的一代是自然而然的历史发展。20世纪80年代以来，九年制义务教育在全国普及，大部分青少年都能够升入初中；步入90年代，高等教育的快速发展更加促进了大学入学率的上升。根据假设1进行推论，年轻一代女性受教育水平比较高，其家务劳动承担比重理应降低。回归分析表明，这一假设得到了部分程度的验证。本文认为，虽然老、中、青3个年龄组别中老年组女性家务劳动承担比重最低，但这主要是由其衰老造成身体患病、劳动能力下降等原因所引起的（步入老龄阶段，她们更需要子女的照顾）。所以，如果仅在青年和中年两个年龄组别中比较，青年女性家务劳动承担比重明显更小。为了进一步验证这个假设，采用交叉表分析发现，样本中428名身体不健康女性人群中，老人组就占到了49.1%，远高于其他两个组别；以家务劳动承担比重等级为因变量（将家务劳动承担低、中、高的比重赋值当做连续变量来处理），以女性年龄3个组别为自变量进行单因素方差分析，结果显示：青年组女性家务劳动承担比重显著低于中年组女性家务劳动承担比重（t=−0.072 4，p=0.027<0.05）。可见，如果控制因衰老而导致的患病、劳动力丧失等无关变量后，相对于中年组女性，青年组女性家务劳动承担比重较小。显然，受教育水平发挥了极其重要的作用。

研究同时显示，女性性别平等观念越强，即越是认同男女平等观念，则其家务劳动承担比重越低。本文推测，受教育水平显著影响了女性性别平等观念的形成，女性受教育程度越高，越认同男女平等观念。为了验证这个推测，对女性受教育水平和性别平等观念进行相关分析，结果显示二者之间呈显著正相关（r=0.263，P=0.000<0.001）。由此可见，女性受教育程度越高，性别意识越强，男女平等观念越深入内心，其家务劳动承担比重越低。这也充分显示了知识女性的觉醒和自己赋权的决心。

本文认为，女性工作状况之所以对其家务劳动承担比重有显著影响，主要是因为女性就业促进了自身家庭地位的提升，而教育的普及和提高是其中的超级变量之一。1949年以前，我国教育极度落后，全国人口总体受教育水平非常低，有上学机会的妇女极少。如在1931～1945年间，只有780多万女性受过初等教育，当时的女性文盲比例超过90%，全国受过高等教育的女性仅占女性总人口的0.46%。2013年，《第三期中国妇女社会地位调查主要数据报告》显示：与10年前相比，上海女性受教育程度显著提高，30岁以下人群中，女性拥有本科及以上学历的比例高出男性6.6个百分点，两性平等的民主型家庭已成为上海家庭的主流，城镇上班族女性做家务的时间比10年前减少了近一半，由于职业女性工作繁忙，家务可能会有父母等其他人员帮忙或者由家政服务人员承担[25]。

总之，随着我国男女平权意识不断深入人心和各种性别教育政策的出台，女性受教育水平逐年提升。与此同时，在家庭内部，家务劳动分工并未同步跟进，女性仍是家务劳动的主要承担者。在高学历组，特别是受过高等教育的女性，她们大多进入社会和职场，在社会网络结构中体现出更高的中心度，这是时代变迁和妇女解放进程加速对女性地位提升带来的直接影响，从侧面反映出改变已在悄然发生；与此同时，配偶的受教育水平对妻子在家庭中家务劳动的承担比重并无显著影响，这可能与中国传统的“大男子主义”“男主外、女主内”等观念有关，两性平等的历史进程和家庭劳动结构角色分工的深化平权仍任重道远。

注释：

① https://stats.idre.ucla.edu/other/mult-pkg/faq/general/faq-what-are-pseudo-r-squareds/一文中对ols的R2到logistic的伪R2，再到伪R2的计算指标讲得比较清楚，也讲到了因为伪R2虽然跟R2一样表示模型整体拟合情况，但其含义模糊，不能过于在比较大小的意义上理解，或者说没必要过于执念此指标。关于spss里面伪R2和其他指标的理解，可参阅https://stats.idre.ucla.edu/spss/output/ordered-logistic-regression/。