中國女性性別平等意識及其影響因素
——基于CGSS2015調查的實證分析

董倞喬

（北京科技大學文法學院，北京100083）

德國社會學家烏爾里希·貝克與伊麗莎白·貝克在《個體化》中，專門探討女性在“個體化”浪潮中面臨的困境。此外，在《風險社會》一書中，烏爾里希·貝克理性審視了女性在后現代社會個體化進程中傳統角色退卻與復歸的矛盾境地。在我國，男女平等被寫入憲法。然而，法律上的平等不等于社會現實中的平等。不可否認的是，在過去幾十年里，女性的地位得到了很大提升，從家庭到教育、工作、立法等外在環境都發生了根本性變化。女性越來越容易擺脫對家庭的無條件依附關系，從“為他人而活”轉向“屬于自己的生活”[1]61。

與此同時，個體化也意味著作出選擇的義務、更多的風險與更強的流動性。一方面越來越多的婦女活躍于經濟領域，然而女性相對較高的失業率與勞動力市場中的排擠使得她們更難以獲得自主的生活，另一方面傳統角色的影響以及生育和照護孩童的現實負擔使得“婦女的生活被解放和復歸舊的歸因角色之間的矛盾拖來拖去，她們脫離了家庭角色然后又轉回來。”[2]136一般家庭女性承擔家務、男性外出工作，不僅是家庭勞動分工，更是工業社會所造就的社會勞動分工。在家庭空間大多數男性仍希望女性能夠飾演傳統的賢妻良母角色，而不斷強化自我身份認同和性別平等意識的女性產生了平等承擔家庭義務的期待。個體化浪潮在推動社會結構變遷的同時，直接嵌入私人領域，女性面臨著婚姻與家庭中的性別平等困境。

“在傳統家庭的時代，女性甚至沒有自己的正式名字。”近代以來，為數眾多的革命運動都挾帶著婦女解放的思潮。傳統的功能論認為，家庭作為所有社會的核心單位，在分工上需要有嚴格的性別劃分。Parsons認為，如果男性與女性所扮演的角色過于接近，那么彼此間的競爭很可能導致家庭的解體[3]335。閻云翔指出，解放后幾代年輕女性不斷響應國家政策，抓住社會革新和新的經濟機會，她們擺脫男權控制，獲得更多的獨立性[4]189。李汪洋、謝宇通過對1982年以來四次人口普查數據的分析，指出自中國經濟體制改革以來，職業的性別隔離程度自1982年至今持續上升，并提出性別構成的變化對職業性別隔離的影響對理解性別不平等更有實質意義[5]。吳愈曉、吳曉剛認為在國有企事業部門，男女收入差異來源于結構性的因素——職業的性別隔離，而在非國有企事業部門，決定收入差異的主要因素是男女個體人力資本方面的差異[6]。沈奕斐以個體化的視角考察了城市女性對家庭認同的變遷，并提出當前個體家庭的認同模式在特征上顯現出妻子這一方家庭的興起，這一興起的背后是個體化進程對家庭的影響[7]。

性別平等的實現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知的構建。第三期中國婦女社會地位調查顯示，在“男女平等”成為我國社會主流意識的背景下，傳統性別觀念也有所回潮。在對家庭角色分工的看法測量方面，對“男人以社會為主、女人以家庭為主”的認同率，從1990年51.1%上升為2000年71.9%、2010年的75.1%；在對兩性能力的判斷上，“男性能力比女性強”的認同率從1990年的29.4%上升為2000年的41.0%；“干得好不如嫁得好”的認同率從2000年的44.0%上升到2010的58.5%[8]。一部分傳統的性別觀念不僅沒有隨著社會的進步而趨于消失，反而呈現出復歸傳統的趨勢[9]。

當前，伴隨著社會的個體化程度不斷發展，女性群體對于性別平等概念的主體認知會呈現出怎樣的形態？又有哪些結構性的變量影響著女性的性別意識？女性自身的性別角色意識與其收入及其在家庭內部的角色地位有著怎樣的關系？本文采用2015年中國綜合社會調查(CGSS)的數據資料，描述女性性別平等意識的總體概況與影響因素，建構解釋女性性別意識的理論模型，并嘗試分析女性性別意識與女性個人收入及其在家庭內部經濟地位的關系，然后利用OLS回歸分析來檢驗所提出的理論假設。

一、變量描述及理論假設

（一）變量描述

1.性別平等意識變量

2015年中國綜合社會調查(CGSS)共呈現有效填答樣本10 968個，其中男性5 134個，占46.8%，女性5 834個，占53.2%。調查問卷A42部分為體現受訪者性別平等意識的李克特量表。

表1性別平等意識量表

篩選女性個案，分析受訪者針對以上量表內反映被訪者性別平等意識的五個問題的答案分布狀況，可知當前我國女性的性別平等意識總體上仍較多地體現出對“男性統治”的社會現實的認可。對于“您是否同意，男人以事業為重，女人以家庭為重”“您是否同意，男性能力天生比女性強”“您是否同意，干得好不如嫁得好”三個問題，填答的眾數均為“比較同意”。其中，對于“您是否同意，男人以事業為重，女人以家庭為重”，傾向于同意的回答比例為57.1%，而傾向于不同意的回答比例為31.9%；對于“您是否同意，干得好不如嫁得好”，傾向于同意的回答比例為46.7%，傾向于不同意的回答比例為33.7%。通過調查結果可知，有較高比例的女性受訪者認可傳統觀念上“男主外、女主內”的性別社會分工以及女性的命運較多地受到婚姻、配偶而非自身事業的影響。

2.其他社會經濟變量的性別對比

（1）個人收入

問卷變量“您個人去年（2014）全年的總收入是多少”，在剔除缺失值和無收入個案后，收入變量對比如下：

表2個人年收入性別對比

對比可知，在擁有收入并填答個人年收入的受訪者中，男女性收入差異巨大，女性年收入均值僅為男性的65.2%。

（2）教育水平

對比問卷變量“您目前的最高教育程度是（包括目前在讀的）”，可得：

表3教育程度性別對比

男性受訪者中，小學及以下學歷者占30.0%，而女性受訪者則達到了44.0%；擁有本科及以上學歷者在男性受訪者中占17.8%，而在女性受訪者中占14.8%。女性群體的整體受教育水平也明顯低于男性。

（二）概念操作化

本研究對被訪者對性別平等意識的李克特量表填答結果依照對性別平等觀念認可程度的邏輯次序分別賦分，構建一個新變量：性別平等意識指數。原量表的填答缺失值個案小于5%，故直接刪除存在缺失值的個案。同時信度效度檢驗顯示，原量表中最后一問“您是否同意，夫妻應該均等分攤家務”，依其對性別平等觀念的體現進行倒序賦分后，對量表整體的信度與效度存在較大影響，故刪除最后一問，取前四問按照從“完全不同意”到“完全同意”的邏輯次序分別倒序賦予5至1分，并將四題的得分相加，構建出性別平等意識指數變量。此指數值越大，性別平等意識越強。

剔除缺失值后的a42量表前四問的Cronbach’s α指數達到0.701，信度處于可接受的水平。其KMO指數為0.722，Bartlett球形度檢驗顯著，證明此量表具有較高的結構效度。

在社會化與個體化的理論框架下，女性的社會意識不僅受到變遷中的外部社會環境的影響，同時也受制于自身的社會經濟水平與生活經歷。根據CGSS2015的調查數據，本研究提出以下基本假設：

假設1：女性年齡越年輕，其性別平等意識越強。

個體化意味著對傳統的解構，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知，并內化為自身的性別角色意識。女性越年輕，其所受傳統家庭與性別分工觀念的影響越弱，更趨向于追求性別平等。

假設2：相對于農村女性，生活在城鎮的女性性別平等意識更強。

受制于相對傳統的外部社會環境，農村女性的個體化程度與性別平等意識相對較弱。以問卷“您目前的戶口登記狀況”中的農業、非農業戶口狀況作為判斷受訪者居住于農村或城鎮的參考依據。

假設3：女性受教育水平越高，其性別平等意識越強。

現代教育對傳統文化觀念和習俗的沖擊作用已被大量研究所證實。教育程度的提高使得個體有更多的機會接受兩性平等的價值理念，從而調適自身觀念和行為模式，消除傳統性別分工與角色定位刻板印象的影響。平等而日漸普及的現代教育作為女性社會化與個體化的重要助推力量，也重塑著女性的性別平等意識。在研究中將原問卷劃分的教育水平分為四類，“文盲”“小學”“中學及中專”“本科及以上”設置變量進行分析。

假設4：女性的主觀階層地位越高，其性別平等意識越強。

較高的主觀階層地位意味著掌控較強的經濟、文化等社會資本，可能意味著更高程度的自我認同，女性將更注重自身的地位與價值，在家庭與公共場域對于性別的平等有著更強的訴求。主觀階層地位直接引用問卷“您認為自己目前處于哪個等級上”，數值越大，代表主觀的階層地位自評越高。

假設5：女性性別平等意識越強，其個人收入越高。

性別角色觀念對個體行為有直接的影響，性別平等意識較強的女性相較于觀念傳統的女性往往擁有更高的收入[10]。然而，性別意識與收入通常相互作用，互為因果。既可能由于較強的自主意識導致較為積極的經濟參與使得個體的收入較高，也可能由于經濟上較高的獲得感使得女性對家庭的依附程度降低，提升女性的性別平等意識，重塑其家庭角色定位。因此，僅作變量間的關系分析，其相互間的影響程度則有待商榷。為降低數值差異，對變量“去年全年的收入”取對數進行分析。

假設6：女性的性別平等意識越強，其與配偶的收入比值越高。

對于女性性別平等意識對女性家庭經濟地位的影響，根據CGSS2015調查所能夠提供的信息，本研究采用個人收入對數與配偶的收入對數的比值來反映女性的家庭經濟地位。比值越小，代表女性在家庭中的經濟地位越低下，對配偶及家庭的依附程度越強。同時，與配偶的收入差值在一定程度上也影響女性對男女能力的認知及性別角色定位。因此，這兩項變量亦存在互為因果的關系，對此，僅作變量間的關系分析，其相互之間的影響程度則有待進一步探討。

二、實證分析

對于女性性別意識的影響因素，使用stata統計軟件進行OLS回歸分析，其結果如下表：

表4女性性別平等意識OLS回歸分析

通過以上分析可知：

（1）女性年齡對性別平等意識指數呈現顯著負向影響，即女性年齡越大，其性別平等意識越弱，故接受原假設1。

（2）農村女性性別平等意識指數顯著高于城鎮女性，即農村女性性別平等意識較弱，故接受原假設2。

（3）女性教育水平對性別平等意識指數呈現顯著正向影響，且教育程度越高，性別平等意識越強，故接受原假設3。

（4）女性主觀階層自評對性別平等意識指數呈現顯著正向影響，即女性主觀階級自評越高，性別平等意識越強，故接受原假設4。

對于女性性別平等意識對于女性個人收入的影響，采用OLS回歸分析本人填答了有效收入數值的個案，討論女性性別意識對女性收入對數與配偶收入對數的比值的影響，其結果如下表：

表5女性性別意識指數與收入（對數）回歸分析模型

分析結果表明，無論是對于樣本總體，還是分別討論農村與城鎮，女性的性別平等意識指數都對其個人收入有著顯著的正向影響，且在城鎮，這種影響要強于農村。故接受原假設5。針對女性性別平等意識對個人收入影響的城鄉差異，可能是由于在城鎮的經濟環境下，個人的收入更多地受到個體在職業市場中所處地位的影響，職業參與程度的高低意味著更大的收入差距，而個人性別角色定位影響女性的職業選擇與工作積極程度。相應地，在農村的經濟環境下，參與本地農業相關產業生產與務工的女性之間，性別角色定位對個人經濟收入的影響不及城鎮職業市場的差異顯著。

表6女性性別平等意識指數與自身/配偶收入（對數）比值回歸分析模型

分析結果表明，在女性樣本總體以及城鎮女性樣本，女性的性別平等意識指數都對其與配偶的收入比值產生顯著的正向影響。故接受原假設6，即女性的性別平等意識越弱，其收入與配偶的收入的比值越低，也即在夫妻雙方中，女性一方的經濟收入占據更小的份額，令其更有可能在經濟上居于從屬和依附的地位，而性別平等意識愈強，則個人收入與配偶的收入比值越高。但在農村女性的樣本中，這一影響則不顯著。對于變量間關系的城鄉差異，除統計樣本缺填個人及配偶的收入個案較多這一干擾因素外，可能是由于在城鎮的職業環境下，家庭內部的性別分工對夫妻或同居伴侶間的收入差異影響更大，較多受到“男主外，女主內”的傳統性別分工意識影響的女性，更可能因照顧家庭而成為全職主婦或較多地從事競爭壓力較小、工作時間較短的閑散工作，在經濟上更多依賴家庭與配偶。而在農村經濟環境下，女性自身的職業選擇較為有限，性別職業分工對其個人經濟收入的影響不及城鎮。

三、結論及討論

本研究討論了在個體化及風險社會的背景和趨向下女性對于性別平等的自我認知以及影響這一認知的因素，并嘗試論證性別意識對女性經濟地位及家庭角色地位的重構。結果表明，盡管歷經了20世紀初以來的思想啟蒙與解放運動以及改革開放以來的市場化浪潮的沖擊，我國女性的性別意識仍帶有濃厚的男權社會的烙印，諸如“男主外女主內”“干得好不如嫁得好”這類體現對男性的依附與從屬色彩的觀念仍廣有市場。女性總體對于自身的能力依然不夠自信，相當部分的女性認為男性能力天生強于女性。本文論證了女性的性別平等意識受到其年齡、生活地域、教育水平、主觀階層認知的影響，研究假設基本得到了驗證。

此外本研究還探索了女性性別平等意識與女性個人收入及家庭經濟地位的關系，驗證了女性自身的性別觀念與性別平等意識對于其個人收入及在家庭內部的經濟地位具有顯著的影響。性別平等意識較弱的女性，個人收入越低，其收入與配偶的收入的比值更小，更容易在經濟上依附和從屬于她們的配偶，有可能更多接受傳統的性別分工，擔當主婦角色，較多依賴其配偶的社會資本，在另一層面上也形成了對男性權力的依附。這既弱化了女性整體社會經濟地位，也背離了法律、社會、教育領域所倡導性別平等的價值理念。因此，超越傳統性別觀念，尋求新型平等性別角色意識的構建，是促進與實現社會公正的必由之路。

要真正在公共與私人領域實現男女平等，亟須提升女性自身的性別平等意識。首先，在法制與市場規范的層面上，應持續增強有關性別平等的制度性規約，通過制度化、法律化的手段消除經濟社會領域尤其是職業領域對女性顯性及隱性的壓制與排擠，賦予男女性別角色平等以法律強制力保障，逐步消除針對女性的職業壁壘及“玻璃天花板”現象，消除社會性別歧視。其次，需要發揮教育的教化作用，將現代性別平等意識納入教育綱要，改革現有課程設置、招生教學過程中存在的性別“刻板”印象內容。提高女性個體的教育水平與文化素養，強化女性的主體地位及社會參與意識。針對性別平等意識層面體現出的城鄉差異，更應深入普及義務教育，大力推進城鎮化、市民化社會的發展。最后，對于高度流動的風險社會中女性在工作與家庭領域中面對的困惑與排擠，需要構建良好的制度環境與社會保障機制，以減輕女性個體化進程中面臨的阻礙，實現女性觀念的轉變，使她們從傳統的性別分工模式中解脫出來，告別人格依附，強化女性的主體意識。