性別角色觀念、家庭照料與流動女性勞動參與
——基于CGSS2015的實(shí)證研究

姜春云

(重慶工商大學(xué) 法學(xué)與社會學(xué)學(xué)院，重慶 400067)

在老齡化和少子化的趨勢下，人口的數(shù)量紅利銳減，激發(fā)新形式的人口紅利就成為推動新時代社會經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。女性參與社會經(jīng)濟(jì)活動帶來的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)所產(chǎn)生的“性別紅利”，已經(jīng)引起部分學(xué)者的討論和重視，并認(rèn)為其正在成為社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推力[1-2]。隨著改革開放以來，流動人口規(guī)模的不斷擴(kuò)大，其中流動女性的比例近乎五成，但勞動參與率卻較男性低將近20%[3]，這個不平衡之處正是撬動性別紅利的支點(diǎn)之一，使得激發(fā)流動女性蘊(yùn)含的性別紅利成為可能。傳統(tǒng)的性別觀念是限制女性勞動參與的社會文化規(guī)范之一[4]，并且中國的性別觀念正處于傳統(tǒng)到現(xiàn)代的過渡階段[5]。因而，大量農(nóng)村女性雖然進(jìn)入城市，卻可能仍然受到傳統(tǒng)的“男主外女主內(nèi)”的性別觀念影響，而被家庭照料活動所束縛，處于“流而不工”的狀態(tài)。因此，基于全國性微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，聚焦性別角色觀念對流動女性勞動參與的影響，并進(jìn)一步討論性別角色觀念與流動女性勞動參與的作用機(jī)制，即檢驗(yàn)家庭照料的中介效應(yīng)。本研究對于促進(jìn)流動女性性別角色觀念現(xiàn)代化，提升其進(jìn)入勞動力市場的可能性，釋放其所蘊(yùn)含的性別紅利具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

性別角色觀念是指男女應(yīng)當(dāng)遵從怎樣的社會規(guī)范、社會角色分工、性別關(guān)系模式以及行為模式等的觀念[6]。傳統(tǒng)的性別角色觀念強(qiáng)調(diào)男女之間存在迥異的性別氣質(zhì)，認(rèn)為男性是家庭經(jīng)濟(jì)收入的主要來源，是家庭的“保護(hù)者”，而女性則更多被視為家庭表達(dá)需要的角色，是家庭中“愛的給予者”，由此形成一種隱性的性別刻板印象，即和諧的家庭需要男主外女主內(nèi)[7-8]，這對女性的行為和決策產(chǎn)生引導(dǎo)作用，繼而會影響其之后的勞動參與或就業(yè)抉擇。相關(guān)實(shí)證研究已經(jīng)就性別角色觀念與女性勞動參與的關(guān)系進(jìn)行了討論。例如，卿石松的研究表明相比于平等的現(xiàn)代性別角色觀念，傳統(tǒng)性別角色觀念會使得女性勞動參與概率下降到67.8%[4]，Ye B和Zhao Y的研究也發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的性別認(rèn)同在女性工作決策的作用依然存在，并且表現(xiàn)出顯著的抑制作用[9]。此外，王春凱的研究證明現(xiàn)代性別觀念對農(nóng)村女性外出務(wù)工具有顯著的積極影響，并且其家庭地位的提升會加強(qiáng)這種積極影響效應(yīng)[10]。

在信息相對封閉的農(nóng)村地區(qū),性別角色觀念的轉(zhuǎn)變相當(dāng)緩慢。盡管女性日趨頻繁地自農(nóng)村進(jìn)入城市，但是由于在流動過程中父權(quán)制以新的形式繼續(xù)存在[11]，許多女性進(jìn)入城市成為“捆綁移民”[12]，仍然繼續(xù)進(jìn)行傳統(tǒng)的“性別表演”，因而限制了其自身的勞動參與。當(dāng)然，這種性別角色觀念適應(yīng)著現(xiàn)代化的發(fā)展，開始向更為現(xiàn)代的性別角色觀念過渡。這種觀念強(qiáng)調(diào)男女平等，主張擯棄傳統(tǒng)的性別分工，鼓勵女性進(jìn)入公共領(lǐng)域，兩性共同承擔(dān)社會與家庭責(zé)任[5]。因此，具備現(xiàn)代性別角色觀念的流動女性，在就業(yè)機(jī)會更多的城市地區(qū)會更傾向于擺脫傳統(tǒng)的性別分工模式，選擇參與到勞動力市場。據(jù)此，筆者提出：

假設(shè)1：相較于現(xiàn)代性別角色觀念，傳統(tǒng)性別角色觀念程度越高對流動女性勞動參與的消極影響越大。

女性所處的時代背景不同，性別角色觀念對女性勞動參與的負(fù)面形塑作用也會存在差異。在一項(xiàng)針對“80后”就業(yè)率的研究中，反映性別角色觀念的兩個指標(biāo)(干得好不如嫁得好、男主外女主內(nèi))對“80后”女性就業(yè)參與的消極影響不顯著[13]；Ye B 和Zhao Y的研究則證明了出生于1978年以前和以后的女性受到性別認(rèn)同所帶來的負(fù)面影響是存在差異的[9]；趙婷等人的研究中，性別角色觀念對不同出生年代的女性就業(yè)的消極影響也存在差異性[14]。因此，性別角色觀念對流動女性勞動參與的代際差異性影響亦是本文需要探討的一個重要內(nèi)容之一。由于不同代際的流動女性在就業(yè)方面呈現(xiàn)不同的特點(diǎn)[15]，那么其在勞動參與方面也會存在一定程度的代際差異性，據(jù)此提出：

假設(shè)2：相較于新生代的流動女性，性別角色觀念對老一代的流動女性勞動參與的消極影響更為顯著。

根據(jù)戈夫曼的“性別展示”觀點(diǎn)，夫妻根據(jù)預(yù)期的男性和女性規(guī)范在家庭中進(jìn)行性別互動表演[8]，而家庭照料往往是女性性別角色規(guī)范的主要內(nèi)容，是屬于社會文化范疇的性別角色觀念在家庭生活中的具體表現(xiàn)，是女性所面對的工作-家庭沖突的焦點(diǎn)，更是女性作為社會再生產(chǎn)者和物質(zhì)生產(chǎn)者之間矛盾的關(guān)鍵點(diǎn)之一[16]。

家庭照料對于女性勞動參與的抑制作用在相關(guān)研究中已經(jīng)被佐證：一方面，在關(guān)于兒童照料抑制性的研究中，周春芳提出3歲以下的嬰幼兒照料對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的消極影響最大[17]，而楊慧等人的研究證明家庭有3歲以下孩子會城鎮(zhèn)女青年的工作產(chǎn)生不利影響[18]。另一方面，在老年人照料抑制性的研究中，黃楓表明高強(qiáng)度的老年人照料活動使得城鎮(zhèn)女性勞動參與率下降21.5%[19]，而吳燕華等人的研究在證明老年照料負(fù)向作用的基礎(chǔ)上，還發(fā)現(xiàn)其對農(nóng)村女性勞動參與的負(fù)向影響更大[20]。而流動女性相較于城市戶籍女性，由于“背井離鄉(xiāng)”，無法得到親屬的照料支持，以及無法利用城市公共服務(wù)的雙重弱勢，使得其勞動參與倍受影響[21]。那么，性別角色觀念對流動女性自身勞動參與的影響作用，在多大程度上由家庭照料發(fā)揮影響作用，是本文所關(guān)注的另一個重要內(nèi)容，據(jù)此提出：

假設(shè)3：家庭照料在性別角色觀念和流動女性勞動參與之間起中介作用。

故而，本文所關(guān)注的性別角色觀念、家庭照料和流動女性勞動參與的關(guān)系，即本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于2015年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)，這是一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目，全面地收集了社會、社區(qū)、家庭以及個人層面的數(shù)據(jù)。本文采用2015年CGSS數(shù)據(jù)的原因是：(1)該數(shù)據(jù)為全國性調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)范圍覆蓋廣，具有廣泛的代表性，得出的結(jié)論具有一般性；(2)該數(shù)據(jù)庫中包含性別角色觀念和流動女性勞動參與的相關(guān)變量，與本文的研究主題相契合。根據(jù)研究需要，本文選取55歲以下的流動女性 ，在刪除無效、拒絕回答等關(guān)鍵變量缺失的無效問卷后，得到所需樣本649個，并以1980年為劃分界線 ，得到老一代流動女性394名，新生代流動女性255名。其中，流動女性的平均年齡約為39歲；小學(xué)及以下文化程度占36.94%，初中文化程度占39.41%，高中及以上文化程度占23.65%；健康狀況良好的占85.5%，健康狀況不佳的占14.5%。

(二)變量界定

1．被解釋變量：流動女性勞動參與。國家統(tǒng)計局把就業(yè)人員界定為在16周歲以上，有勞動能力，并在調(diào)查周為獲得勞動報酬而從事了1小時(含1小時)以上的勞動人員 。因此，本文將借鑒此標(biāo)準(zhǔn)，以2015年CGSS調(diào)查問卷中“您上一周是否為了取得收入而從事了1小時以上的勞動”這一題項(xiàng)，來確定流動女性的勞動參與狀況，將選擇“未從事任何以獲得經(jīng)濟(jì)收入為目的的工作”界定為未參與勞動，記為0；將選擇“是”界定為參與勞動，記為1。

2．解釋變量：性別角色觀念。性別角色觀念主要是指個體對兩性社會角色規(guī)范及其行為模型的認(rèn)知[22]，相關(guān)研究主要從性別分工、兩性能力、婚姻嫁娶、就業(yè)性別歧視和家務(wù)分配等方面來測量[23-24]。本文借鑒已有研究的指標(biāo)選擇，以2015年CGSS調(diào)查問卷中的5個問題來對流動女性性別角色觀念進(jìn)行測量，包括“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”、“男性能力天生比女性強(qiáng)”、“干得好不如嫁得好”、“在經(jīng)濟(jì)不景氣時，應(yīng)該先解雇女性員工”和“夫妻應(yīng)該均等分?jǐn)偧覄?wù)”。由于上述5個問題的測量內(nèi)容和標(biāo)準(zhǔn)不一致，不能用簡單相加的方法求總和。故本文將采用因子分析法，用以反映5個題目對性別角色觀念的相對重要性。經(jīng)檢驗(yàn)量表的信度系數(shù)為0.611，信度系數(shù)屬于可接受水平；并且KMO檢驗(yàn)值為0.708以及Bartlett球體檢驗(yàn)值為415.685(P<0.001)，表明這組題目適合進(jìn)行因子分析。并且，為了便于描述和解釋，根據(jù)邊燕杰和李煜[25]的做法 ，本文將最終所得的因子值轉(zhuǎn)化為1～100的指數(shù)，分?jǐn)?shù)越高，性別角色觀念越趨向于傳統(tǒng)；分?jǐn)?shù)越低，性別角色觀念越趨向于現(xiàn)代。

3．中介變量：家庭照料。家庭照料是一種無償?shù)那楦袆趧樱▽彝ブ械膬和?、老年人、殘疾人、病人以及孕婦的照料，并且最常見的是對兒童和老年人的照料[26]?？紤]到3歲以下的兒童和60歲以上的老人通常是家庭中需要被照料的主要對象，故本文選取“是否與3歲以下的子女或60歲以上的老人吃住在一起”來間接衡量流動女性的家庭照料情況，將“與3歲以下的子女或60歲以上的老人吃住在一起”界定為承擔(dān)家庭照料責(zé)任，記為1；其余情況表示未承擔(dān)家庭照料責(zé)任，記為0。

4．控制變量。本文將控制流動女性的“個人稟賦”和“家庭稟賦”，借鑒以往的研究，個體稟賦以流動女性的年齡、受教育程度和健康狀況來衡量；家庭稟賦以家庭經(jīng)濟(jì)狀況、子女?dāng)?shù)量和配偶收入來衡量。其中，受教育程度以受教育年限來衡量[27]，家庭經(jīng)濟(jì)狀況和配偶收入以萬元為單位來衡量[10]。詳細(xì)的變量與賦值情況如表1所示：

表1 所有變量的定義、賦值及描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)置

被解釋變量為流動女性的勞動參與，屬于二分類變量，采用二項(xiàng)logit模型來估計。此外，本文還將進(jìn)一步檢驗(yàn)性別角色觀念對流動女性勞動參與的作用機(jī)制，即檢驗(yàn)家庭照料的中介效應(yīng)。因此，借鑒溫忠麟等人關(guān)于中介變量檢驗(yàn)的方法[28]，設(shè)置如下3個方程來進(jìn)行本文的實(shí)證分析。

work=α1+β1gender+γ1Z+μ1

(1)

familycare=α2+β2gender+γ2Z+μ2

(2)

work=α3+β3gender+β4familycare+γ3Z+μ3

(3)

其中，work、gender和familycare分別表示流動女性的勞動參與、性別角色觀念和家庭照料，Z表示個人稟賦和家庭稟賦這兩類控制變量，β1、β2、β3和β4為主要解釋變量的回歸系數(shù)，γ1、γ2和γ3為控制變量的回歸系數(shù)，α1、α2和α3為截距項(xiàng)。

三、性別角色觀念影響流動女性勞動參與的實(shí)證分析

(一)性別角色觀念的負(fù)向影響效應(yīng)

表2中，模型一估計的是性別角色觀念對流的女性勞動參與的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示：性別角色觀念對流動女性勞動參與在5%的顯著水平上呈現(xiàn)消極影響，即在控制個人稟賦和家庭稟賦的情況下，流動女性的傳統(tǒng)性別觀念增加1個單位時，其勞動參與的可能性減少1.1%(1-e-0.011≈0.011)，這表明具有傳統(tǒng)性別角色觀念的流動女性會趨向于扮演“愛的給予者”或“賢妻良母”這類角色，從而降低了其參與勞動的意愿。因此，假設(shè)1得到實(shí)證分析結(jié)果的驗(yàn)證。

表2 性別角色觀念對流動女性勞動參與影響的估計結(jié)果

從控制變量的回歸結(jié)果來看，年齡對流動女性的勞動參與的影響表現(xiàn)為：年齡變量的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。這說明年齡與流動女性勞動參與呈“倒U”型關(guān)系，即流動女性的勞動參與的可能性隨著年齡的增加先增加后減小，并在41歲時達(dá)到頂峰。在家庭稟賦中，家庭經(jīng)濟(jì)每增加1萬元，流動女性勞動參與可能性會顯著提高約30.2%(e0.264-1≈0.302)。但是，當(dāng)子女?dāng)?shù)量每增加1個以及配偶收入每增加1萬元，其勞動參與可能性則分別降低約21.7%(1-e-0.244≈0.217)和24.2%(1-e-0.277≈0.242)。這是因?yàn)殡S著子女?dāng)?shù)量得增加，流動女性花費(fèi)家庭的時間和精力會更多，從而抑制其自身的勞動參與。而丈夫的收入增加，會強(qiáng)化其“養(yǎng)家者”的角色，則會導(dǎo)致流動女性成為家庭化隨遷中的“捆綁移民”，亦不利于其參與勞動。

(二)代際差異視角下性別角色觀念的負(fù)向影響效應(yīng)

表2中的模型二和模型三，反映的是性別角色觀念對不同代際流動女性勞動參與的影響效應(yīng)。從模型估計結(jié)果來看，性別角色觀念只對老一代流動女性的勞動參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，表現(xiàn)為傳統(tǒng)性別角色觀念增加1個單位，老一代流動女性勞動參與的可能性降低約1.5%(1-e-0.015≈0.015)。此外，雖然性別角色觀念對新生代流動女性存在負(fù)向影響，但在統(tǒng)計上不顯著。這在一定程度上反映了在老一代流動女性更加容易受到性別角色觀念的影響，而決定新生代流動女性勞動參與的主要原因并不是性別角色觀念，即性別角色觀念對流動女性勞動參與的影響效應(yīng)具有代際差異性，故假設(shè)2得到實(shí)證分析結(jié)果的驗(yàn)證。

從控制變量來看，部分控制變量也對不同代際流動女性產(chǎn)生差異化影響。如健康的老一代流動女性勞動參與的可能性，是不健康的老一代流動女性的1.78倍(e0.579≈1.784)，但在新一代流動女性中則不顯著，這說明健康人力資本在老一代流動女性中的重要意義。而在新一代流動女性中，子女?dāng)?shù)量每增加1個，其勞動參與的可能性下降約42%(1-e-0.544≈0.420)，這表明子女?dāng)?shù)量的增加，會加劇性別角色觀念較為現(xiàn)代化的新一代流動女性的“家庭-工作”沖突，從而不利于其參與勞動。

(三)家庭照料的中介效應(yīng)

表3所反映的是性別角色觀念、家庭照料和流動女性勞動參與之間的關(guān)系，在模型一的基礎(chǔ)上設(shè)置模型四和模型五，驗(yàn)證家庭照料的中介效應(yīng)。第一步以勞動參與為因變量，性別角色觀念為自變量進(jìn)行回歸分析(模型一)，性別角色觀念的回歸系數(shù)β1=-0.011(P<0.05)；第二步以家庭照料為因變量，性別角色觀念為自變量(模型四)，性別角色觀念的回歸系數(shù)β2=0.011(P<0.05)；第三步以勞動參與為因變量，性別角色觀念和家庭照料為自變量(模型五)，性別角色觀念的回歸系數(shù)β3=-0.010(P<0.05)和β4=-0.814(P<0.01)。由此可見，家庭照料對性別角色觀念和流動女性勞動參與的確存在部分中介作用，從而假設(shè)3得到實(shí)證分析數(shù)據(jù)的驗(yàn)證。進(jìn)一步來看，家庭照料在性別角色觀念與流動女性勞動參與中的中介比例達(dá)到81.4% ，表明性別角色觀念對流動女性勞動參與的抑制作用，約81.4%被家庭照料所解釋。

表3 性別角色觀念、家庭照料和流動女性勞動參與的關(guān)系分析

因此，性別角色觀念通過作用于流動女性家庭照料活動，進(jìn)而影響其勞動參與。流動女性性別角色觀念越傳統(tǒng)，越會受到“男主外女主內(nèi)”的性別刻板印象的影響，從而進(jìn)行傳統(tǒng)性別分工所要求的家庭照料。模型四的估計結(jié)果表明傳統(tǒng)性別角色觀念增加1個單位，流動女性照料家庭的可能性就提高約1.1%(e-0.011-1≈0.011)。而無論是照料3歲以下的子女還是照料60歲以上的老人，家庭照料都會耗費(fèi)流動女性大量的時間和精力，繼而會降低其勞動參與的可能性。模型五的估計結(jié)果就表明，具有家庭照料責(zé)任的流動女性勞動參與的可能性僅是沒有家庭照料責(zé)任的流動女性的44.3%(e-0.814≈0.443)。

四、結(jié)論與討論

利用2015年CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了流動女性性別角色觀念和家庭照料對勞動參與的影響。通過梳理論證流動女性性別角色觀念、家庭照料對其勞動參與的影響機(jī)制，考察了家庭照料對流動女性性別角色觀念和勞動參與的中介作用，并進(jìn)一步考慮了流動女性勞動參與在不同代際的異質(zhì)性特征，研究發(fā)現(xiàn)：(1)傳統(tǒng)的性別角色觀念對流動女性的勞動參與顯著抑制作用，具體表現(xiàn)為流動女性的傳統(tǒng)性別觀念每增加1個單位，其勞動參與的可能性減少1.1%。(2)傳統(tǒng)的性別角色觀念對流動女性勞動參與的影響呈現(xiàn)代際差異性，即傳統(tǒng)性別角色觀念會顯著抑制老一代流動女性的勞動參與，而對新一代流動女性勞動參與的抑制作用則不顯著。(3)家庭照料是性別角色觀念作用于流動女性勞動參與的重要橋梁，具有顯著的部分中介作用，中介比例達(dá)到81.4%。也就是說，性別角色觀念不僅直接影響流動女性的勞動參與，還通過促使流動女性進(jìn)行家庭照料而間接影響其勞動參與。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策意涵。從短期來看，加強(qiáng)和完善流動家庭照料支持體系是提高流動女性勞動參與可能性的有效辦法。研究表明家庭照料是性別角色觀念和流動女性勞動參與之間的重要橋梁，并且流動女性進(jìn)行家庭照料會使得其勞動參與的可能性，較無家庭照料責(zé)任的流動女性低55.7%。因此，政府可以通過為流動家庭中的老年人和嬰幼兒提供具備公益性質(zhì)的或經(jīng)濟(jì)可及性的照看中心，能夠在很大程度上緩解其所面臨的平衡“家庭-工作”矛盾的壓力，從而有效促進(jìn)其參與勞動。而從長遠(yuǎn)來看，宣傳、提倡和營造性別平等文化，促進(jìn)性別角色觀念現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，是新時代進(jìn)一步挖掘流動女性蘊(yùn)含的性別紅利的長期手段和必然選擇。研究表明性別角色觀念不僅會直接影響流動女性的勞動參與，還會通過家庭照料間接影響其勞動參與，作為抑制流動女性勞動參與的社會文化因素，其改變過程不可能一蹴而就。因此普及性別平等觀念，進(jìn)一步弱化家庭中的性別角色分工，能夠?yàn)榱鲃优赃M(jìn)入勞動力市場減少阻礙和提供助力。

當(dāng)然，囿于所使用的數(shù)據(jù)資料，本研究仍存在不足和進(jìn)一步研究的空間。首先，家庭照料是一個復(fù)雜綜合的變量，而本文因受限于所使用的數(shù)據(jù)，僅以“是否與3歲以下的子女或60歲以上老人吃住在一起”來間接衡量，使得本研究無法進(jìn)行更為深入的討論；其次，引入家庭照料這一中介變量后，性別角色觀念對流動女性勞動參與的直接效應(yīng)仍然顯著，這說明該中介效應(yīng)，可能還存在其他的中介路徑，這兩點(diǎn)是后續(xù)研究可以進(jìn)一步完善和討論之處。