孔澤宇

(南京大學 政府管理學院,江蘇 南京 210023)

一、引 言

性別角色態度,又稱性別意識形態或性別平等主義,反映了個人對有酬與無酬勞動之間傳統分工的支持程度,它能夠以性別化的方式影響個人的社會地位獲得和家庭生活安排,并與不同社會領域的性別不平等息息相關。[1-2]就理論層面而言,性別角色態度與兒童的教育和職業抱負以及青年的婚育決策和家庭分工等一系列社會進程有關,理解性別角色態度的影響因素有助于觀察和解釋這些社會進程,進而闡明社會變革的人類意義;就現實層面而言,性別角色態度可以預測生育率、婚姻質量、家庭關系、女性勞動參與及經濟收入,探究性別角色態度的影響因素能夠改善上述諸多方面[1],進而實現經濟社會的可持續發展。

已有研究主要從宏觀和微觀兩個層面來解釋性別角色態度的影響因素。宏觀層面的研究從群體替代理論出發,探討顯著的時期因素對于公眾性別角色態度的影響,其中既包括戰爭、饑荒、經濟蕭條或意識形態轉型等歷史事件,也包括技術創新、媒體報道和新政策出臺等階段性事件。[3-4]微觀層面的研究基于生命歷程視角,認為關鍵的生命歷程事件能夠引發個人性別角色態度的長期變化,包括高等教育、獨立生活經歷、全職工作、婚姻關系的開始與破裂以及父母身份等。[5-6]為人父母作為改變生活的重要事件,會對經歷者提出新的挑戰和要求,但卻鮮有研究關注兒童性別對父母性別角色態度的影響。

鑒于此,本文將利用2017年中國綜合社會調查數據(Chinese General Social Survey, CGSS),考察兒童性別對父母性別角色態度的影響。相較于以往研究,本文的貢獻體現在以下三個方面:首先,本文借鑒態度發展研究領域的兩項理論——暴露理論和利益理論——構建了分析框架,并結合中國情境探討了兒童性別效應的潛在機制和預期效果;其次,本文使用全國代表性樣本進行實證分析,為當代中國的兒童性別效應提供了新的經驗證據;最后,本文利用頭胎兒童性別的相對外生性,估計了兒童性別對父母性別角色態度的因果效應,同時應用廣義精確匹配(Censored exact matching, CEM)方法緩解了潛在的選擇性偏差問題,進一步提高了研究結論的可信度。

二、文獻回顧

早期關于家庭內部性別差異的研究通常以成年人為研究對象,大量文獻描述了夫婦在收入、家務分工和休閑等方面的差異,并從理論上對這些差異進行了詮釋。近年來,社會科學領域的學者在家庭進程的研究中納入了兒童性別這一因素,揭示了兒童性別與父母行為的關系。[7]其中,政治學領域的研究表明,女兒會增加美國男性國會議員的自由投票傾向,[8]并使法官在性別問題上的判決更具女性主義色彩,[9]此外,女兒還會令父母的政治意識形態更加左傾。[10]管理學領域的研究發現,兒童性別能夠影響高層管理者的價值觀和管理風格,有女兒的CEO會采取更加慷慨的工資政策。[11]社會學領域的研究則證實,兒童性別與父母的生育決策、教育和健康投資、就業和家務分工模式等一系列行為顯著相關。[12-13]針對上述研究結論的一個潛在解釋是,兒童性別會引起父母性別角色態度的轉變,進而塑造父母的行為。[8][14]

然而,當前學界僅有少數研究直接考察了兒童性別與父母性別角色態度的關系,根據結論的不同,可將這些研究分為三類。

第一類研究發現,女兒會令父母的性別角色態度趨于平等。在其開創性的研究中,華納(Warner)發現,在加拿大,與只有兒子的父母相比,只有女兒的父母顯著增加了對于女性主義的支持;但在美國,女兒只會顯著提升母親對女性主義的支持。[15]唐尼(Downey)等對美國印第安納州228名母親的研究表明,有兒子會導致對母親就業的負面態度。[16]謝弗(Shafer)和馬爾霍特拉(Malhotra)利用美國青年縱向調查數據證實,頭胎女兒會減少父親對傳統性別角色的支持。[17]孫曉冬和賴凱聲基于2013年CGSS數據研究發現,兒子能夠顯著增強母親對傳統主義性別意識形態的認同。[18]

第二類研究表明,女兒會令父母的性別角色態度趨于傳統。例如,加茂(Kamo)和華納發現,有女兒的日本父親更傾向于主張家庭內部的不平等分工。[19]佩拉萊斯(Perales)等利用澳大利亞的面板數據研究發現,過渡到父母身份之后,女兒的父母在性別角色態度上經歷了更高水平的傳統化。[2]

第三類研究則認為,兒童性別與父母的性別角色態度無關。例如,康利(Conley)和勞舍爾(Rauscher)利用1994年美國社會綜合調查數據研究發現,女兒不會影響父母的性別角色態度,并據此反駁了父母被子女所社會化的觀點。[20]章志敏和張文明基于2013年和2015年的CGSS數據研究發現,兒童性別不會對父母的性別角色態度產生顯著影響,反而是父母的性別觀念會對兒童的性別構成產生影響。[21]

總體來看,以往關于兒童性別對父母性別角色態度影響的研究尚未得出一致結論,而且存在以下三點局限：首先,在理論詮釋方面,現有研究整體偏向于探索性,缺乏嚴謹的理論分析,未能深入解釋兒童性別效應背后的理論機制。[1][18]其次,在數據選取方面,現有研究主要運用非概率抽樣的便利樣本或陳舊的全國性數據進行實證分析,難以準確反映現實情況。最后,在實證策略方面,現有研究均存在一定的內生性問題。一方面,當父母對兒童性別存在偏好時,以兒童性別構成作為自變量或納入非親生兒童性別的研究會導致雙向因果關系;另一方面,根據特里弗斯-威拉德假說,社會經濟地位較高者更有可能生育男孩,[22]這使得利用頭胎兒童性別相對外生性的研究同樣面臨潛在的選擇性偏差問題,上述內生性問題會導致對于兒童性別效應的有偏估計,降低研究結論的可信度。

據此,本文將基于暴露理論和利益理論,選取2017年CGSS數據作為研究樣本,利用頭胎兒童性別的相對外生性,在中國情境下檢證兒童性別對父母性別角色態度的影響,并運用廣義精確匹配(CEM)進行穩健性檢驗,以緩解潛在的選擇性偏差問題,從而促進該領域的知識生產,并為中國社會性別平等觀念建設提供理論與經驗支撐。

三、理論分析與研究假設

(一)暴露理論

暴露理論對應態度發展研究的文化視角,又稱接觸理論、學習理論或社會化理論。該理論認為,傳統的性別角色態度根植于有關兩性能力和氣質的刻板印象,當個體接觸到符合性別平等理想的情況時,將促進平等的性別角色態度。[23]接觸的形式包括教育、社交或其他類型的個人經歷,與不同階層、種族或性別的群體接觸將使個體更加同情該群體的文化、傾向和需求。[20]經驗證據也表明,妻子的職業聲望與男性的性別平等主義正相關;[24]與成功女性共事的經歷也會使男性的性別角色態度趨于平等。[23]

該理論指出,女孩的父母更有可能接觸到性別不平等現象或針對女性的歧視行為,[24]例如,父母可能會看到他們的女兒成為性客體化的目標或刻板印象評論的對象,[2]這將使其意識到傳統性別角色對女兒的負面影響,促使其質疑傳統的性別信仰,并形成更為平等的性別角色態度。相反,由于霸權性男性氣質(Hegemonic masculinity)在意識形態層面將女性的從屬地位合法化,[25]父權制的優勢會令男孩的父母較少接觸到不利于他們兒子的結構性因素,這將導致男孩父母對性別平等問題缺乏敏感性,[15]進而使其性別角色態度趨于傳統。

由于兩性的早期社會化過程存在差異,可能導致兒童性別對母親和父親的性別角色態度產生異質性影響。一方面,女性在成為母親之前便已在學?；蚵殘鼋洑v過歧視或性騷擾等問題,女兒的到來難以對其性別角色態度產生更大的邊際影響;[17]而男性在成為父親以前可能缺乏對性別不平等問題的關注,女兒的到來將會使其對這類問題更為敏感,[26]因而女兒會讓父親的性別角色態度更加趨于平等。另一方面,與兒子相處會讓父母接觸到男性氣質被強化的情況,例如參與體育活動、消費男性娛樂產品或使用“負面術語”將兩性的性別氣質相對立等,在這一過程中,母親預計會比父親接觸更多的新情況,[25][27]因此,兒子會讓母親的性別角色態度比父親經歷更多的傳統化。

(二)利益理論

利益理論對應態度發展研究的結構視角,認為個人當前的利益結構是其性別角色態度的主要驅動因素,隨著個人目標、需求或利益的改變,其性別角色態度將會以一種促進這些新的目標、需求或利益實現的方式改變。[24]因此,當個人能夠從性別平等中受益時,其性別角色態度也將趨于平等,反之亦然。[23]

在此基礎上,華納進一步指出,“個人利益”可以延伸到自我以外,包括生活中其他重要的人,例如配偶或后代。[15]女兒和兒子會導致父母的利益結構向不同方向轉變,因此,兒童性別將影響父母的性別角色態度。一方面,女孩的父母將更多地受益于性別平等的社會,因為在這樣的社會中,他們的女兒將得到公平對待,充分享有各類安全、參與和經濟機會。[2]換言之,女兒會導致父母的性別角色態度趨于平等,因為性別平等更有利于女孩的職業和生活前景。[17]另一方面,由于女性在不同社會領域仍處于相對不利的地位,父權制紅利的存在將使男孩的父母較少受益于性別平等的社會。因此,男孩父母的性別角色態度將趨于傳統,同時會增強其對于父權制的承諾,以確保他們的兒子獲得父權制紅利。[26]

同時,兒童性別對父母原有利益結構的改變程度可能存在差異,進而導致兒童性別對母親和父親的性別角色態度產生異質性影響。由于女性在性別平等中受益更多,這將導致女性在成為母親之前便已被利己主義引向性別平等主義;相較之下,女兒會構成父親利益結構的重要補充,因此,女兒會讓父親的性別角色態度更加趨于平等。[1][15]另一方面,基因構成的差異導致男孩在生理上較弱,更容易生病或夭折,[13]這會引發父母對兒子更強烈的照顧和保護欲望,也有證據顯示,母親會對兒子投入更多時間并將其作為鞏固婚姻關系的一種方式。根據認知失調理論,個體會將自身態度調整至與實際行為保持一致,[6]故男孩母親的育兒實踐會令其性別角色態度比男孩父親更加趨向于傳統。[28]

(三)研究假設

現有關于兒童性別對父母性別角色態度影響的證據主要來自于西方發達國家,中國的制度和文化背景為探討這一問題提供了獨特的案例,以檢驗上述理論機制在不同的政治制度和文化傳統的社會中將如何運作,從而為該領域的研究提供跨國經驗證據。

第一,中國社會存在著較高水平的性別不平等,這為暴露理論提供了運作基礎。一方面,傳統儒家價值觀深深影響了當代中國文化,主要表現為家本位主義的傳統和“男尊女卑”的性別關系;[21]另一方面,改革開放以來的市場化轉型放緩了性別平等進程,[29]導致傳統性別價值觀的復蘇和性別不平等的擴大。[30]從國際層面來看,目前通常使用性別發展指數(GDI)、性別不平等指數(GII)、全球性別差距指數(GCGI)和社會制度與性別指數(SIGI)來對各國的性別平等水平進行測度,雖然GDI顯示近年來中國女性在健康、教育和收入等方面取得了一定進步,但GII、GCGI和SIGI均表明中國女性的政治代表性和經濟自主權仍處于劣勢地位,且中國社會的性別平等觀念也處于較低層次。[31]相關學術研究則證實,當代中國勞動力市場中存在明顯的性別職業隔離和性別工資差距,女性在職場中也面臨“孕婦騷擾”“議價能力薄弱”以及職業晉升的“玻璃天花板”等問題。[32]因此,暴露理論在中國情境下具有堅實的基礎,理解性別角色態度的影響因素對于當代中國也具有重要的現實意義。

第二,中國城鄉社會中“女兒養老”現象日益普遍,這為利益理論提供了重要背景。由于中國社會養老保障水平總體偏低,且呈現明顯的福利分層化現象,多支柱養老保障體系也尚不完備,故家庭養老仍然是民眾的首要選擇,2017年CGSS數據顯示,約有80.68%的受訪者認為子女應當承擔父母的部分或全部養老保障責任。同時,三十余年來獨生子女政策的實施使得女兒養老現象越來越普遍——甚至超過了兒子,例如,許琪研究顯示,農村地區的養老責任性別分工主要表現為“兒子出錢、女兒出力”,而在城市地區,女兒在對老年父母的經濟支持和日常照料的作用均超過了兒子;[33]李永萍指出,在近年來農村勞動力大量外流的背景下,女兒養老在農村地區逐漸成為一個普遍現象,在一定程度上彌補了兒子養老的缺失。[34]上述分析意味著,女兒能夠為其父母在年老時帶來實質性的經濟回報,自我利益取向的實用理性亦會支撐女孩父母的性別角色態度趨于平等。

第三,中國的宏觀社會經濟制度塑造了無酬勞動領域的傳統性別分工,兒童保育的任務通常由女性負責,這為兒童性別效應的異質性提供了基礎。從觀念層面來看,性別化的社會期望將女性概念化為照顧者的角色,母親育兒被認為是兒童學業成功的必要條件,而母親的缺席則被看作是一種風險。[4]2012年CGSS數據顯示,約有55.96%的受訪者認為母親工作會影響學齡前兒童的成長,同時有68.55%的受訪者認為學齡前兒童的母親應當“待在家里”或者從事兼職工作,這反映了母親育兒的觀念有著廣泛的公眾基礎。從現實層面來看,中國女性職工有權享受不少于14周的產假,育兒假制度也在遼寧、寧夏、福建和廣東等省份開始施行,加之性別工資差距的客觀存在,由女性負責兒童保育工作亦是夫婦理性選擇的結果和實現家庭效率最大化的手段。2016年中國家庭追蹤調查(CFPS)顯示,由母親負責日間和夜間照料的兒童比例約為38.02%和57.02%,相較之下,由父親負責日間和夜間照料的兒童比例僅為3.12%和4.70%,此外,托育機構承擔了10.25%的兒童的日間照料,由祖輩承擔保育任務的兒童比例在25%左右,而由保姆負責保育任務的兒童比例不足0.1%。上述分析表明,家庭育兒是中國民眾的主要選擇,母親則是育兒工作的主要承擔者。結合前述分析,有理由假定兒童性別會對父親和母親的性別角色態度產生異質性影響。

據此,本文以暴露理論和利益理論為基礎,結合中國的具體情境,提出以下研究假設:

H1:相較于生男孩,生女孩會令父母的性別角色態度趨于平等。

H2:兒童性別對父親和母親的性別角色態度存在異質性影響,相較于生男孩,生女孩對父親性別角色態度的平等化效應高于母親。

四、研究設計

(一)數據來源

本研究選取中國人民大學中國調查與數據中心實施的中國綜合社會調查(CGSS)2017年度調查數據。該調查采用多階分層概率抽樣方法,將調查目標總體分為初級抽樣單元和二級抽樣單元,初級抽樣單元包括必選層和抽選層,其中,必選層包括北京、上海、廣州、深圳和天津五個經濟社會發展水平居全國前列的大城市,抽選層打破了以往社會調查的省級地域限制,而是聚焦于區縣層面,有助于更好地協調地區差異;二級抽樣單元包括居委會和村委會,為滿足城鄉樣本代表性,調查目標城鄉比被設定為6:4,基本與我國實際情況相吻合,因此,CGSS數據具有較好的全國代表性。

2017年CGSS項目的調查內容包括受訪者的人口統計學特征、社會經濟地位、家庭結構和社會態度等內容。本文旨在利用頭胎兒童性別的相對外生性估計兒童性別對父母性別角色態度的因果效應,但是非親生子女的性別并非完全隨機,[20]因此將分析限于親生子女。此外,由于無法確定出生順序,本文排除了極少數(N=2)的龍鳳胎樣本。在刪除不知道、不適用等缺失值后,最終納入實證分析的樣本量為4 287人。

(二)變量設置

1.因變量

本文的因變量為父母的性別角色態度,通過CGSS 2017問卷“社會態度”部分的五個題項進行測量:(1)“男人以事業為重,女人以家庭為重”;(2)“男性能力天生比女性強”;(3)“干得好不如嫁得好”;(4)“在經濟不景氣時,應該先解雇女性員工”;(5)“夫妻應該均等分攤家務”。其中,題項(1)和(5)反映了受訪者對性別隔離領域的信念;題項(2)反映了其對男性特權的接受;題項(3)和(4)則反映了其對于女性自我(Feminine self)和工作女性的態度。根據李克特五分量表將受訪者對上述問題的回答分別賦值為1～5,完全不同意=1、比較不同意=2、無所謂同意不同意=3、比較同意=4、完全同意=5。信度分析結果顯示,該量表的克隆巴赫系數(Cronbach's alpha)為0.709,大于0.7,表明數據信度質量較好,該量表具有較高的內部一致性;效度分析結果顯示,該量表的KMO值為0.808,大于0.6,而且通過了巴特利特球形檢驗(Bartlett test of sphericity),表明研究數據具有較高的結構效度。本文對題項(1)至(4)進行反向編碼后將受訪者在五項問題上的得分加總,得到性別角色態度變量,分數越高表示其性別角色態度越趨向于平等。

2.自變量

本文的自變量為頭胎兒童性別,通過問卷“家庭”部分的問題“請問您家里有哪些人”以及“請問您有幾個(親生)子女”構建為二分類變量,頭胎女孩=1、頭胎男孩=0。

3.控制變量

本文選取受訪者的人口統計學特征及社會經濟地位等作為控制變量。其中性別(女=1、男=0)、民族(漢族=1、少數民族=0)、居住地(鄉村=1、城市=0)以及黨員身份(中共黨員=1、其他=0)為二分類變量。就業狀況為定類變量,分為“未從事工作”“從事農業工作”和“從事非農工作”三類,以“從事農業工作”為參照組。宗教參與根據受訪者參與宗教活動的頻率(1～9)設置為定序變量,1表示從未參加過,9表示每周參加多次宗教活動。年齡根據受訪者的出生年份設置為連續變量,年齡=2017-出生年份+1。學歷、配偶學歷和父母學歷根據受訪者及其配偶和父母最高學歷對應的受教育年限設置為連續變量,文盲/半文盲=0、小學=6、初中=9、高中=12、大專=15、大學本科=16、碩士=19、博士=22。個人年收入、配偶年收入和家庭年收入進行對數變換,設置為連續變量。

(三)分析策略

本文重點考察兒童性別對父母性別角色態度的影響。達爾(Dahl)和莫雷蒂(Moretti)認為,家庭對頭胎兒童實施性別選擇性墮胎的概率較低,因此頭胎兒童的性別是相對外生的。[35]廖麗萍和張呈磊在中國情境下證實,并無任何家庭特征或兒童特征與頭胎兒童性別顯著相關。[12]因此,本文首先使用普通最小二乘法(OLS)估計頭胎兒童性別對父母性別角色的影響,相應的回歸模型如下:

Yi=α+β1GIRLi+β2Xi+εi

(1)

其中,Yi表示受訪者i的性別角色態度;GIRLi表示頭胎兒童性別的二分類變量,女孩取值為1,男孩取值為0;Xi為控制變量;εi為擾動項;α、β1和β2為待估計的回歸系數。由于本文排除了沒有子女的樣本,故β1應被解釋為:與頭胎男孩相比,頭胎女孩對父母性別角色態度的影響。

上述因果識別策略的關鍵在于頭胎兒童性別的相對外生性假定。然而,生物學領域的研究卻對這一假定提出了反駁。特里弗斯—威拉德假說顯示,在哺乳動物中,母體狀況會在親代投資期調整子代的出生性別比,以實現生殖成功最大化,由于男性胎兒的營養需求較高,母體營養不足會增加男性胎兒的宮內死亡率,在狗、鹿、水貂、綿羊和人類中均發現了類似證據。[22]這意味著,社會經濟地位較高者更有可能生育兒子,而社會經濟地位較低者更有可能生育女兒。[36]如果該假說成立,則女孩父母和男孩父母在社會經濟地位方面可能存在系統性差異,而社會經濟地位又與性別角色態度有關,進而造成選擇性偏差問題。據此,本文將利用廣義精確匹配方法進行額外的穩健性檢驗,以識別頭胎兒童性別對父母性別角色態度的凈效應。

具體而言,廣義精確匹配通過減少處理組(女孩父母)和對照組(男孩父母)之間協變量的不平衡改善因果推斷。與其他匹配方法相比,廣義精確匹配需要的假設更少、對模型的依賴度更低、匹配后數據的質量也更高。本文通過檢驗匹配前后的不平衡性指標L1來判斷匹配的有效性。L1的取值介于0到1之間,L1=0表明數據完全平衡,L1=1表明數據完全不平衡,若匹配后L1較匹配前有所下降,則說明匹配效果良好。

五、實證分析結果

(一)描述性統計分析

表1顯示了各變量的描述性統計分析結果。其中,第二列為全樣本的結果;第三列和第四列分別為母親和父親子樣本的結果;第五列為雙尾T檢驗的結果,反映了性別差異是否具有統計顯著性。

全樣本結果顯示,受訪者性別角色態度的均值為17.04,整體處于中上水平。在頭胎兒童性別方面,42%的受訪者第一胎為女孩,58%的受訪者第一胎為男孩。在控制變量方面,受訪者中53%為女性;平均年齡約為49.55歲;94%為漢族;28%居住在鄉村;14%為中共黨員;37.18%未從事工作,13.58%從事農業工作,49.24%從事非農工作。受訪者參與宗教活動的平均頻率約為1.34,介于“從來沒有參加過”和“1年不到1次”之間。受訪者及其配偶的平均受教育年限分別為10.12年和10.05年,約為高中教育水平;受訪者父母的平均最高受教育年限為5.40年,約為小學教育水平。受訪者個人、配偶和家庭平均年收入的對數分別為9.03、8.81和10.81,經過指數變換后分別為8 349.86元、6 700.92元和49 513.47元。

對比母親和父親子樣本的結果可以發現,女性在性別角色態度上比男性更加趨于平等,原因一方面在于女性比男性更有可能經歷性別不平等和性別歧視;另一方面,利己主義也會將女性引向性別平等主義。在控制變量方面,女性的年齡顯著低于男性,這可能反映了男女在年齡上的擇偶偏好。男性中少數民族的比例(95%)顯著高于女性(93%)。男性中黨員的比例(20%)顯著高于女性(9%)。女性參與宗教活動的頻率(1.41)顯著高于男性(1.27),這一點可能源于勞動的性別分工、作為性別社會化結果的女性“關懷倫理”以及對物質剝奪和社會剝奪的代償性反應。[37]整體來看,男性的受教育年限和個人年收入均顯著高于女性,這一點體現了兩性比較優勢積累和家庭議價能力方面的差異以及由此導致的性別工資差距。

表1 描述性統計分析結果

(二)基準回歸分析與假設檢驗

表2顯示了基準回歸分析結果。其中,模型1和模型2為全樣本的回歸分析結果;模型3至模型6分別為母親和父親子樣本的回歸分析結果。

在控制變量方面,全樣本回歸結果顯示,性別對于性別角色態度存在顯著的正向影響。原因一方面在于女性更易遭受性別歧視,因而對性別不平等問題更加敏感;另一方面,性別平等也更加符合女性的利益結構,因此,女性比男性更加認同性別平等主義。

分樣本回歸分析結果表明,除性別以外的控制變量對于父母性別角色態度的影響存在一定的異質性。首先,年齡、居住地、宗教參與僅對母親的性別角色態度存在顯著的負向影響;從事非農工作、個人年收入和家庭年收入僅對母親的性別角色態度存在顯著的正向影響。其中,年齡的影響可以被解釋為隊列效應,即隨著經濟社會發展,女性的受教育水平和勞動參與率逐漸提升,最近的出生隊列擁有更為平等的性別角色態度;城市的文化背景比鄉村更為進步,也能夠為女性提供更多就業機會,從而促進了女性性別平等主義的形成;[23]宗教教義往往側重于傳統性別角色以及女性對男性的從屬地位,進而強化了女性的傳統性別意識形態;[1]從事非農工作會令職業女性在招聘、選拔、晉升和日常工作中經歷性別歧視,因而會將其引向性別平等主義;個人和家庭年收入的提高能夠賦予女性充分的自主性,有助于鼓勵其質疑傳統的性別信仰,并形成平等的性別角色觀念。

其次,未從事工作和配偶年收入僅對父親的性別角色態度存在顯著的正向影響。一方面,未從事工作會強化男性在家庭中的經濟依賴地位,從而形成“性別偏差”(Gender deviance)[27],根據認知失調理論,這會令男性將性別角色態度調整至趨于平等以中和“性別偏差”;另一方面,妻子收入越高意味著男性將越多地受益于性別平等,而且也會促使男性反思傳統的性別信仰,進而使其性別角色態度趨于平等。

表2 基準回歸分析結果

最后,黨員身份、學歷和配偶學歷對兩性的性別角色態度均存在顯著的正向影響,而民族和父母學歷的影響均不顯著。一方面,黨員身份反映了個體對左翼政治意識形態的認同,而這正是個體支持女性主義的重要決定因素;[23]另一方面,教育既提供了接觸平等主義思想的機會,從而抑制了對性別迷思和刻板印象的接受,教育也會帶來利益結構的改變,高學歷者更加渴望獲得職業成功,消除圍繞自身或配偶的性別歧視將為夫婦帶來更多收益。[23]因此,學歷對兩性的性別平等主義均有積極影響。

在自變量方面,全樣本回歸結果顯示,在控制人口學特征和社會經濟地位等變量后,兒童性別對于父母的性別角色態度存在顯著的正向影響,相較于頭胎男孩,頭胎女孩會令父母性別角色態度的平等程度增加0.308個單位,假設H1成立。

分樣本回歸結果顯示,在控制人口學特征和社會經濟地位等變量后,兒童性別對于父親的性別角色態度存在顯著的正向影響,相較于頭胎男孩,頭胎女孩會令父親性別角色態度的平等程度增加0.405個單位;但頭胎兒童性別對母親的性別角色態度不存在顯著影響,假設H2成立。

(三)穩健性檢驗

基準回歸分析的因果識別策略依賴于頭胎兒童性別的相對外生性假定,但生物學領域關于特里弗斯—威拉德假說的研究則表明,人類中社會經濟地位較高的群體更有可能生育男孩,因為生殖回報更高,而社會經濟地位較低者則更有可能生育女孩,因為生殖風險更低。[22]換言之,男孩父母和女孩父母在社會經濟地位方面可能存在系統性差異,而社會經濟地位又與性別角色態度相關,進而導致選擇性偏差問題,影響基準回歸分析結果的準確性。

表3 穩健性檢驗結果

為緩解上述問題,本文以控制變量作為協變量構建廣義精確匹配(CEM)模型。經過匹配,數據的不平衡性指標L1從匹配前的0.978下降至0.905,說明匹配效果良好。表3顯示了穩健性檢驗結果,其中,全樣本回歸分析結果顯示,頭胎兒童性別對于父母的性別角色態度存在顯著的正向影響,分樣本回歸結果顯示,頭胎兒童性別對于性別角色態度的正向影響僅在父親中顯著,頭胎兒童性別回歸系數的顯著性和符號與基準回歸分析結果相比并未發生明顯轉變,因此,本文的研究發現具有較高的穩健性。

六、結論與討論

(一)研究結論

本研究基于暴露理論和利益理論,使用2017年中國綜合社會調查數據(CGSS),借助頭胎兒童性別的相對外生性檢驗了兒童性別對于父母性別角色態度的影響,并利用廣義精確匹配(CEM)緩解了潛在的選擇性偏差對于估計結果的影響,得到以下結論:第一,兒童性別對于父母的性別角色態度存在顯著影響,相較于頭胎男孩,頭胎女孩會令父母的性別角色態度趨于平等;第二,兒童性別對父母性別角色態度的影響存在異質性,相較于頭胎男孩,頭胎女孩僅能令父親的性別角色態度趨于平等。

(二)理論意義

本研究的理論意義體現在以下幾個方面:

第一,本文聚焦于兒童性別這一因素,拓展了性別角色態度的微觀影響因素研究。以往的微觀實證研究主要基于生命歷程視角,探索了個體的教育、工作、婚姻和生育等經歷對其性別角色態度的影響,[5-6]而較少關注兒童性別的作用。本文借助暴露理論和利益理論,從文化和結構兩個視角分析了兒童性別對于父母性別角色態度的預期影響,并基于全國代表性數據進行了實證檢驗,證實了兒童性別效應的存在,促進了性別角色態度研究領域的知識生產。

第二,本文改善了因果識別策略,準確估計了兒童性別效應的方向和程度,從方法論層面推進了現有研究。以往的實證研究對于兒童性別與父母性別角色態度的關系尚無定論,原因之一可能在于這些研究默認將兒童性別視為一個外生變量,鮮少關注其中的內生性問題。然而,在中國情境下探索這一問題時,有以下兩點因素會影響兒童性別效應的因果估計:一方面,男孩偏好可能造成父母實施性別選擇性墮胎,使得兒童性別具有人為操縱的可能性,從而造成雙向因果問題;另一方面,生物學研究表明,自然情況下的出生性別比也并非1:1,雌性哺乳動物會在親代投資期調整后代性別比以最大化生殖成功,當母體營養不足時,男性胎兒的宮內死亡率會增加,[22]具體到人類情境,這意味著社會經濟地位較高者更有可能生兒子,社會經濟地位較低者更有可能生女兒,[36]而個體的性別角色態度又與其社會經濟地位有關,從而導致選擇性偏差問題。本文利用頭胎兒童性別的相對外生性,并結合CEM方法,緩解了上述內生性問題,為圍繞兒童性別效應的學術辯論做出了方法論貢獻。

第三,本文的研究發現體現了兒童在社會變遷進程中的作用。東西方社會一個由來已久的觀念是父母能夠影響兒童的態度和行為,然而本文結論卻支持了這樣一種觀點,即“兒童們讓他們的父母社會化,而不是相反”[2],這意味著兒童本身就是社會變革的一種機制。正如李(Lee)和康利所言:“女兒的到來類似于一個新的自由派成員來到家庭”,能夠鼓勵父母增加對性別平等主義意識形態和女性友好型公共政策的支持,削弱其對父權制的承諾,甚至主動放棄部分父權制紅利。[36]

第四,本文的研究發現為女性發展女性主義認同的過程提供了一個新的、可能的解釋。以往研究表明,女性主要通過個人經歷以及對某一群體或事業的承諾來形成女性主義認同。[16]家庭作為個人最早嵌入互動的社會背景,能夠顯著影響兒童的態度和行為。從代際傳遞的角度來看,父母的觀念和態度會通過社會影響和社會學習兩種機制傳遞給子女,[36]因此,女兒對父母性別角色態度的積極影響將有可能反過來成為自身發展女性主義認同的基礎。

(三)現實意義

本研究的現實意義體現在以下幾個方面:

第一,女兒能夠促進父母的平等主義性別角色態度,這意味著,出生性別比失衡不僅是性別不平等的結果,而且是阻礙性別平等觀念提升的原因,因此,政府應采取措施扭轉出生性別比的失衡狀況,促進民眾的性別角色態度趨于平等。具體而言,政府須在制度層面規范B超檢查和流引產手術的實施,嚴禁性別選擇性墮胎和非醫學需要的胎兒性別鑒定;同時,應做好統計監測工作,充分掌握出生性別比的演進趨勢,及時評估并調整施政方向,形成動態治理體系,逐步實現出生性別比正?；?進而提升社會的性別平等觀念。

第二,女孩父母性別角色態度的平等化轉向既源于其對于性別不平等情況的接觸,又源于女兒對其自身利益結構的影響,因此,政府應消除女性在職場和社會領域面臨的結構性劣勢,促進性別角色態度的平等化進程。具體而言,政府應完善收入分配體系,保證工資分配遵循按勞分配原則,實現同工同酬,減少性別工資差距;同時,應改善現有的教育體系,提高女孩對于科學、技術、工程和數學等領域的學習興趣和職業抱負,緩解性別職業隔離現象;最后,應從法律和文化兩個層面消除對于女性的歧視言論、刻板印象和性騷擾行為,營造性別平等的社會氛圍,保障女性的合法權益,推動公眾的性別角色態度趨于平等化。

第三,兒童保育的性別分工是兒童性別對于父母性別角色態度存在異質性影響的原因之一,政府應采取相應的政策支持和引導,促進兒童保育的性別分工走向平等化,以全面提升性別平等觀念。具體而言,政府應興辦公共托育機構,并通過簡化流程、稅收優惠等措施支持私營托育機構發展,以完善0～3歲兒童的保育體系,緩解母親的育兒壓力;同時,應出臺針對男性的陪產假和育兒假政策,強化父親的育兒角色,平衡男女在育兒方面的無酬勞動份額,進而全面促進平等主義的性別角色態度。

(四)局限與展望

本研究仍然存在以下兩點局限有待未來研究予以完善：第一,受限于數據可獲性,本文使用了橫截面數據進行實證分析,因而無法排除這樣一種可能性,即在生命歷程的不同階段,兒童性別效應的方向和程度可能存在差異。未來的研究應選用高質量的縱向數據來判斷兒童性別效應發生的確切時間,從而更好地刻畫性別角色態度在個體生命歷程中的動態。第二,本文的理論和實證分析根植于中國情境,不同國家的制度和文化異質性會制約本文發現的外部有效性。未來的研究可沿著本文的分析策略,結合頭胎兒童性別的外生性和CEM方法,對兒童性別效應展開跨國比較研究,以進一步理解性別角色態度的國別差異及其形成規律。