有儿子的母亲更传统吗？，本文主要内容关键词为：儿子论文,母亲论文,传统论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 性别，既是人类与生俱来的生物属性，也是不断建构与变迁的社会属性，我们通常把前者称为生物性别(sex)，把后者称为社会性别(gender)(Udry，2000)。世界历史和社会性别历史是相互交织的(Hanks，2007)，社会性别的历史是社会性别化形象与性别化分工的历史(Bem，1993)。随着人类社会制度的完善，性别逐渐嵌入于社会制度与文化价值体系之中，成为指导人们思想和行为的资源与规范。互动论与常人方法论研究试图揭示人们在这种日常生活世界中日用而不自知的性别呈现(gender display)与建构性别(doing gender)的努力。戈夫曼将性别呈现视为在一定社会情境中互动双方看似简单地、惯例性地表达与传递个人性别特征的过程(Goffman，1976)。常人方法论学者认为社会性别是一种日常的、策略性的且在互动中努力达到和不断重现的成就(achievement)，进而提出“建构性别”概念以呈现主体间不断努力建构与维持社会性别的过程，试图将社会性别带回日常生活世界互动的研究中心(West & Zimmerman，1987)。上述揭示日常而不自知的性别呈现或建构性别的努力，说明长久以来日常生活中的性别并不是一种被明确意识到的观点或理论，而是深嵌于结构与行动中的不自觉的理念，亦即一种意识形态。 真正明确地将这种不自觉的性别理念推向社会科学研究核心议题的是女性主义研究者对性别基于道德秩序而非生物属性的批判性分析，他们将社会性别发展成为一种与阶级、民族相类似的基本分析概念，并广泛运用于理论与实证研究之中(Worthman，1995)。对社会性别议题深入的社会学分析将社会性别视为一种与经济、政治相并列的社会结构——性别结构(gender structure)，以此来分析性别在个人、人际互动与制度层面的嵌入和分化过程及其对人们观念与行为的影响(Risman，2004)。由此推论，家庭内部的性别结构也能够影响家庭成员的观念与行为。子女性别作为家庭内部性别结构的一部分，也被证实能够对家庭进程的不同方面(如父母对子女的投资、生育理念与行为、婚姻状态、精神健康等)产生影响(Raley & Bianchi，2006)。综上所述，我们认为子女性别能够影响父母关于家庭角色与分工的感知与认同，换言之，可以提出这样一个理论命题：子女性别可以影响父母的性别意识形态。 尽管存在理论上的逻辑关联，这一命题在性别意识形态领域的实证研究中却鲜有论及。研究者倾向于从社会经济因素(Kodagoda，2014)、制度因素(Cha & Thebaud，2009)以及文化因素(Roder & Muhlau，2014)层面分析性别意识形态的影响因素。人口学因素中涉及父母与子女关系的研究主要讨论的是父母在子女社会化过程中对子女性别意识形态的形塑和传递作用(Davis & Greenstein，2009)。那么，实证研究是否关注到了与之相反的逻辑命题，即儿子和女儿的存在也会影响父母的性别意识形态？遗憾的是，相关论文中与子女对父母性别意识形态影响有关的变量(例如是否有儿子或是否有女儿)更多地被视为控制变量，鲜有专门的讨论。迄今为止，具体涉及子女性别对父母性别意识形态(即关于家庭分工的态度，而非政治态度、公平感等)影响的论文非常少，部分研究提出了“子女对父母”的分析路径并根据自己的调查数据做了检验(Downey et al.，1994；Warner，1991)，但是由于理论机制不清晰且样本代表性不足，其结论在国家或者文化区域层面推论时受到严重制约，未能引发更为深入的讨论。 我们的研究试图检验这种可能存在的理论命题，将子女性别视为父母性别意识形态的核心影响因素。需要说明的是，我们所讨论的“传统”与“现代”是性别意识形态领域中的两种类型学划分，我们采取价值中立的分析视角，不对其做主观的价值判断，而是将性别意识形态的“传统主义”和“平等主义”倾向视为一种人类进化和社会发展过程中自然选择与社会建构同时进行的历史性后果。社会学研究理应关注性别意识形态的社会文化属性，作为一个具有两千年儒家文化传统的国家，中国的父权制度根深蒂固，其传统家庭结构也具备父权制、家长制、父系制和从夫居制特征，儿子是家族传承和兴盛的基础，因此男孩偏好(son preference)深深地植根于中国人的文化价值观中(Arnold & Liu，1986)。尽管现代化与城市化正逐渐改变着中国社会的价值取向，但是正如奥格本的文化滞后理论(Ogburn，1922)所指出的那样，当代中国社会的男孩偏好依然存在(杨菊华，2012)。男孩偏好可能导致有儿子的父母，尤其是母亲在社会态度上更为保守(Mammen，2011；Oswald & Powdthavee，2010)。已有研究表明孩子对母亲的影响大于父亲，它使得母亲更倾向于家庭生活(Bianchi & Milkie，2010)。我们的研究发现，在男孩偏好与父权制度背景下，有孩子，尤其是儿子会增强母亲性别意识形态的传统主义倾向。 二、文献综述与研究假设 (一)性别意识形态及其影响因素 性别意识形态是“基于其性别化分工理念的个人对有偿工作和家务劳动分工模式的支持程度”，其核心是对“经济支柱/家庭主妇”(breadwinner/homemaker)分工传统模式的态度与认同(Davis & Greenstein，2009；Greenstein，1996)。随着相关研究的推进，对性别意识形态的理解尽管依旧以家庭性别分工为核心，却也不再局限于家庭内部，戴维斯和格伦斯坦的研究展现了多个大型问卷调查项目在性别意识形态测量方法上的综合性(Davis & Greenstein，2009)，进而赋予了性别意识形态更多的含义，如竞争力(男性和女性的工作能力、受教育回报能力、政治领导力等)、情感亲密度(如夫妻关系冲突)以及自主性(如女性工作与独立性等)。上述含义在国际化问卷调查中有关性别意识形态的题目上实现了操作化，得以应用于实证研究之中(Brewster & Padavic，2000；Shu & Zhu，2012)。 随着世界范围内女性的劳动力市场参与度不断提升，传统主义性别分工模式受到了挑战(Brewster & Padavic，2000)，进而引发了社会科学界对其影响因素的探索，主要分为经济、制度、文以及人口这四个维度。经济维度的研究发现，女性劳动力市场参与程度提升(Kodagoda，2014)、教育水平提高(Shu & Zhu，2012)以及收入增加(Gupta，2007)都会影响个人或者家庭的性别分工观念与行为。制度维度的研究发现，一个社会中女性获取社会经济和职业地位的障碍越少，个人越倾向于守卫私领域中传统的性别角色分工(Yu & Lee，2013)；相对于弹性劳动力市场，刚性劳动力市场中男性的经济支柱地位对其性别意识形态的影响效果更强烈(Cha & Thebaud，2009)。文化维度的研究更关注文化传统和宗教信仰的影响，传统主义文化影响着移民的性别意识形态变迁(Roder & Muhlau，2014)，宗教皈依、保持一定的宗教活动频率以及对上帝形象为男性的认可都会导向传统主义的性别意识形态(Whitehead，2012)。人口维度的研究重点关注性别本身以及性别社会化的影响，研究发现男性的性别意识形态更为保守，且在变迁速度上比女性慢得多，尽管男性在支持女性参与工作和公共生活的理念上有了很大改观，但是他们在家庭生活和儿童抚养方面依旧保守(Taylor et al.，1999)。性别社会化研究路径侧重于分析父母在形塑子女性别意识形态中的作用，社会化视角下孩子多被视为家庭特征的构成要素，因此成为了控制变量的一部分，有研究发现孩子的影响具有统计显著性(Goldscheider et al.，2014)，但多数研究认为孩子对父母的性别意识形态没有影响(Cha & Thebaud，2009；Shu & Zhu，2012；Whitehead，2012)。 (二)孩子对父母性别意识形态的影响 已有的理论普遍认为，女性比男性更容易受到孩子的影响，进而将生活重心偏向于家庭。社会生物学理论认为个体是基因的载体和集合，而基因的自私本性使它寻求不断的复制与再生产(Dawkins，1989)，这种再生产通常有两种路径：一种是直接通过生产后代来复制基因；另一种是间接地通过帮助亲属，也即共享基因的个体来实现基因的扩散与传递(Hamilton，1964)。因此，人类从基因层面就对亲属更加无私。“父权不确定性假设”(paternity uncertainty hypothesis)认为，母亲可以100％确定后代与自己共享相同的基因，而父亲对这一问题的确定性显然普遍低于母亲(Buss，1999)。这一假设为生物界多数的父母利他性差异现象给出了解释，父亲身份不确定的社会中母系亲属比父系亲属对待母亲的后代更为无私(Alexander，1974)，并且在父母比较的实证研究中(Alvergne et al.，2009)得到了支持。基于上述研究，我们可以预期母亲会更多地投入到孩童抚养和家务劳动之中。 经济学视角下的性别分工理论也可以推导出类似的命题。家庭经济学将夫妻关系视为理性的合作关系，夫妻双方为了实现经济效用的最大化，倾向于采取策略性的行动方式，家庭行动被二分为内部的家务劳动和外部的市场劳动(Becker，1991)。在男性经济收入普遍高于女性的社会中，男性更多地参与市场劳动而减少家务劳动，女性更多地参与家务劳动而减少市场劳动，就成为理性的家庭行动策略。 由于以孩子为核心讨论其影响父母性别意识形态的实证研究很少，作者不得不参考孩子对父母家庭性别分工的影响，以此来推测孩子影响父母性别意识形态的可能模式。大量的实证研究对上述生物学与经济学论点提供了支持。对于女性而言，有孩子会增加她们的家务劳动参与并减少其劳动力市场参与，研究发现，有孩子以及孩子数目的增加都会减少女性的工作时间(Kaufman & Uhlenberg，2000)。格伦斯坦的研究发现，(作为控制变量的)孩子数量越多，丈夫承担的家务劳动比例越少，而妻子的家务劳动比例则会相应增加(Greenstein，1996)。艾弗特森的研究显示，相比于没有孩子的家庭，有两个及以上孩子的家庭父亲和母亲的家务劳动时间都会显著增加，但是母亲(3.992小时/周)的增幅远大于父亲(1.459小时/周)，因此在家庭家务劳动时间中男性所占比例会降低(Evertsson，2014)。不仅如此，对孩子即将到来的预期也会降低女性(而非男性)的职业规划预期(Bass，2015)。 理论与实证研究表明，孩子对母亲的影响大于父亲，且会让女性的行动模式呈现更明显的传统主义倾向，我们预期在性别意识形态上会产生相似的影响。由于我们选取已婚且有孩子的父母为样本，本文将检验孩子数量对父母性别意识形态的影响，假设如下： 假设1：父母(尤其是母亲)的性别意识形态会由于孩子数量的增加而表现出更强的传统主义倾向。 (三)儿子、女儿与家庭进程 如果孩子对父母性别意识形态的影响成立，那么，儿子、女儿对父亲和母亲的性别意识形态的影响有显著差异吗？既有的研究认为儿子和女儿会对家庭进程产生不同的影响，体现为子女性别不同的父母在态度与行为方面的差异(Raley & Bianchi，2006)。对于父亲和母亲而言，子女性别的影响呈现不同的方向。子女性别对父亲的影响似乎预示着多种可能，父亲既可能在女儿成长经历中感受到性别歧视而表现出更多的平等主义倾向(Warner & Steel，1999)，又可能由于父子偏爱(father-son preference)使得有儿子的父亲更多地参与到孩童抚养和家务劳动中，进而更符合家务操持者角色(Mammen，2011)。相对于子女性别对父亲影响的矛盾性，这种影响对于母亲来说却表现出高度一致性。儿子的出现会使得母亲在态度与行动上呈现更多的传统主义倾向，如表现出更多的保守性(Oswald & Powdthavee，2010)，因为儿子的出现更快地组成家庭，会为儿子未来发展存更多的钱以及为儿子健康成长维持婚姻(即使夫妻关系紧张)(Dahl & Moretti，2008)。这种差异表明，子女性别对父母态度与行为的影响可能受到母亲身份(motherhood)的调节。 唐尼等人曾批判既往的社会科学研究忽视子女特征对父母性别意识形态的影响，他们发现儿子数量越多，母亲越倾向于支持“母亲工作不利于孩子成长”这一理念(Downey et al.，1994)。华纳在底特律和多伦多的调查研究发现，美加两国只有女儿的母亲和加拿大父亲更偏向于平等主义性别意识形态，而孩子性别对美国父亲没有显著影响(Warner，1991)。唐尼与华纳的研究表明，有儿子和有女儿对父母(尤其是母亲)的性别态度可能存在不同的影响，前者让母亲更倾向于传统主义，后者则让母亲更倾向于平等主义。唐尼和华纳的论文都存在一定的缺陷：前者样本仅限于学龄儿童的母亲且其样本量较小，缺乏其他类型母亲与父亲的样本；后者只粗略地比较了“有没有儿子和女儿”，没有对上述结果做充分的理论分析。他们的发现更偏向于探索性研究而未能有效地解释子女性别影响的理论机制，并未引发后来者对子女性别的重视。因此我们认为有必要重新结合具体的社会环境与文化价值重新讨论子女性别影响父母性别意识形态的机制与效果。基于中国的经验，我们认为儿子对母亲的影响值得重新理解与重视。 (四)儿子对中国母亲性别意识形态的影响 我们认为，在男孩偏好传统、宗法制度结构以及女性依附地位的三重合力之下，子女性别，尤其是是否有儿子会在家庭实践中影响中国母亲的性别意识形态。 与对西方社会中是否存在性别偏爱现象尚存争议不同，东亚、南亚等地区的男孩偏好传统以及现实是社会科学界的共识之一(Raley & Bianchi，2006)。男孩偏好源于儒家文化价值与民众生活实践中儿子的社会功能，主要表现为儿子的经济功能、养老功能和宗教功能。首先，悠久的农业社会传统以及农业生产对体力的高要求使得男性成为家庭经济来源的保障。儿子还会通过结婚为家庭带来儿媳，儿媳参与到家庭农业或副业生产中也会为家庭创造利益，女儿则不仅会因为出嫁而失去为家庭贡献经济资源的功能，还会因为出嫁陪送嫁妆，因此儿子具备更重要的经济功能(杨菊华，2012)。其次，儒家文化强调孝道的重要性，儿子是家庭永久的成员并担负着赡养父母的义务，女儿则被认为是家庭的暂时性成员，出嫁后的女儿被认为是夫家的组成部分，因此对家庭来说儿子的养老功能受到文化与价值的规定(王文卿、潘绥铭，2005)。最后，在祖先崇拜的文化传统下，只有儿子能够担任起传承血脉和传递姓氏的任务，只有男性后代才能向祖先供奉香火，没有儿子会让自己在死后变成“恶鬼”，因此对于家庭来说，有儿子比有女儿具备更为重要的宗教象征意义。 男孩偏好传统在家庭实践中体现为子女性别对家庭投资的影响，这种投资与社会阶层相关(Trivers & Willard，1973)，在中国则体现为父权制结构中男性的社会阶层地位。父权制背景下传统中国社会中只有男性才具有扩展家庭规模和提升家庭地位的机会，这一情况一直延续到19世纪末。费孝通认为只有男性才是中国家族网络的核心，“中国的家扩大的路线是单系的，就是只包括父系这一方面；除了少数特例外，女婿和结了婚的女儿都是外家人”(费孝通，2008：30)，投资男性后代几乎是拓展家族网络的唯一选择，因此在同辈人中儿子会比女儿更加受到家庭的重视。尽管当代中国社会的父权制度不断地受到挑战，中国家庭仍倾向于投资于男性后代，实证研究发现，有儿子的家庭其农业生产投资和经济活动投资都会增加，这是为儿子发展进行的经济投资(Ding & Zhang，2014)。 男孩偏好传统和父权制度结构让中国家庭更重视儿子，这种性别差异会通过影响女性社会地位进而在家庭分工理念与行动模式中实现对母亲身份及角色认知的建构。在传统儒家文化与父权制环境中，男性是家庭的继承人和“顶梁柱”，女性的社会地位依附于她的父亲、丈夫以及儿子，即所谓“未嫁从父、既嫁从夫、夫死从子”。中国社会女性的依附地位从传统农业社会延续到近代社会，自新中国建立至20世纪80年代都未有较大改变(Walder，1989)，这种不平等直到改革开放后有所改观，但是未从根本上改变传统的性别分工模式与理念(顾辉，2013)。既往的研究发现，女性的社会地位是性别偏好的重要影响因素，在女性社会地位较低的国家，男孩偏好程度往往更高(Arnold & Liu，1986)。费孝通对儿媳妇的人类学考察发现：“她如果能生一个孩子，特别是一个男孩，她的地位也可以得到提高”(费孝通，2007：47)；反之则会被认为是无能，进而受到公婆以及其他夫家亲属的歧视。在男孩偏好传统和父权制度结构环境中，儿子让中国母亲的社会地位更高、家庭话语权更大，因此相比于没有儿子的母亲，前者在男孩偏好的社会中获益更多，因此对这种文化价值的认同度更高，相应地其思想与行为都会更偏向于这种文化规定的传统主义模式。因此，我们认为有儿子会增强中国母亲性别意识形态的传统主义倾向。 上文的论述预示出一个可能的假设，即中国社会中子女性别对父母性别意识形态的影响可能受到母亲身份的调节，我们提出如下假设： 假设2：在中国社会中，有儿子会增强母亲性别意识形态的传统主义倾向。 如果假设2成立，那么我们将进一步探索是否存在这样一种潜在的逻辑关联，即在中国社会中，儿子对父母(尤其是母亲)的性别意识形态传统主义倾向的增强作用大于女儿。然而由于相关实证研究只考察了有儿子和有女儿的差异，缺乏儿子和女儿直接对比的相关实证研究数据，作者难以通过理论结合实证结果的推导方式提出这样的假设。本文尝试通过性别结构划分的方式，以只有女儿的被访者作为基准组，进而探索儿子和女儿对父母的性别意识形态的影响是否存在差异。 三、研究设计 (一)数据与样本 我们采用CGSS 2013数据分析子女性别对性别意识形态的影响。CGSS数据属于全国性数据，因此基于CGSS的分析结果可以在国家层次加以推论。CGSS 2013数据采用多阶段分层概率抽样设计，共抽取480个村委会/居委会，每个村委会/居委会抽取25个家庭，并利用KISH表抽取被访者，以结构化访谈形式获得调查资料，调查问卷应答率为72.17％，共收集有效问卷11438份。由于本研究旨在探索子女性别对父母性别意识形态的影响，为避免被访者主观生育与否的意愿差异可能导致的选择性偏误，我们将样本限定为已婚且有孩子的父母，共有8339个样本进入分析模型。 (二)因变量 CGSS问卷“社会态度”部分的五个问题与性别意识形态相关：(1)“男人以事业为重，女人以家庭为重”；(2)“男性能力天生比女性强”；(3)“干得好不如嫁得好”；(4)“在经济不景气时，应该先解雇女性员工”；(5)“夫妻应该均等分摊家务”。被访者被要求对上述说法分别进行5级李克特量表的认同程度评分。其中，“男人以事业为重，女人以家庭为重”和“夫妻应该均等分摊家务”反映的是性别意识形态的家庭性别分工含义；“男性能力天生比女性强”和“在经济不景气时，应该先解雇女性员工”反映了性别意识形态的竞争力含义；“干得好不如嫁得好”则反映了中国文化对于女性依附地位的建构，也反映了性别意识形态的自主性含义。 本研究根据5级李克特量表将认同程度的五类答案分别赋值为1-5。1=完全不同意，2=比较不同意，3=无所谓同意不同意，4=比较同意，5=完全同意(其中，“夫妻应该均等分摊家务”采用反向计分)。即数值越大，性别意识形态的传统主义程度越高。本研究将上述五个问题的得分进行平均，构建出性别意识形态的综合分数。该性别意识形态的综合分数的阿尔法信度系数为0.603，达到了测量学上的可接受水平。为检验合成方法是否可能会影响到本文结果，在稳健性检验部分笔者还将采用因子分析方法进行再检验。 (三)自变量 在孩子数量的操作化中通常有“有没有”和“在不在家”两种方案。其中，“孩子、儿子或者女儿在不在家”通常与家庭性别分工现象相联系，而“有没有孩子、儿子或者女儿”作为家庭人生重大事件则与性别意识形态的关系更加密切。并且本研究选择的样本为已婚且有孩子的父母，因此“有几个孩子”(孩子数)比“有几个在家的孩子”更适于分析子女对父母性别意识形态的影响。在CGSS问卷“家庭”部分中，我们选择反映“孩子数量”的问题来测量子女性别。其问题为“请问您有几个子女(包括继子继女在内，没有请填0)？”测量了“儿子数量”与“女儿数量”以后，我们将“有没有儿子”定义为二分变量，如果儿子数量大于0代表有儿子，如果儿子数量等于0则代表没有儿子，我们将其分别赋值为1和0(有儿子=1，占总样本的75.82％；没有儿子=0，占总样本的24.18％)。“有没有女儿”采取同样的测量方案(有女儿=1，占总样本的63.41％；没有女儿=0，占总样本的36.59％)。通过计算儿子数量和女儿数量的总和，我们建构出“孩子数量”这一连续变量(均值为1.934，标准差为1.156)。我们将子女性别结构分为只有儿子(36.59％)、只有女儿(24.18％)、既有儿子又有女儿(39.24％)三个类型，并构建相应的虚拟变量，并以只有女儿为参照变量。 (四)控制变量 根据已有研究，本研究将一系列可能影响性别意识形态的变量，例如人口学变量作为控制变量纳入了考虑。其中，性别(女性=1，占总样本的50.21％；男性=0，占总样本的49.79％)、民族(汉族=1，占总样本的91.86％；少数民族=0，占总样本的8.14％)被定义为二分变量，年龄和年龄的平方项被定义为连续变量。为了反映户口制度的影响，我们将户口类型界定为城市户口与农村户口(城市户口=1，占总样本的43.54％；农村户口=0，占总样本的56.46％)。共产党员身份被编码为二分变量(共产党员=1，占总样本的11.12％；其他=0，占总样本的88.88％)。与宗教相关的控制变量有宗教信仰和参与宗教事务频率，前者被定义为有宗教信仰(赋值为1，占总样本的11.12％)和无宗教信仰(赋值为0，占总样本的88.88％)，后者是从1到9的连续变量，1代表从来没有参加过，9代表一周几次(均值为1.503，标准差为1.477)。教育水平操作化为虚拟变量，分别为小学(38.47％)、初中(32.20％)、高中(18.30％)和大学及以上(12.03％)，以小学为参照类。互联网使用频率定义为从1到5的连续变量(对应频率从“从不”到“非常频繁”，均值为1.942，标准差为1.416)。工作状况被定义为当前有工作(赋值为1，占总样本的63.90％)和当前无工作(赋值为0，占总样本的36.10％)。由于收入分布的偏态特征，我们取个人年收入的自然对数进入模型(均值为8.568，标准差为3.138)。此外，一我们还控制了被调查者父亲和母亲的教育水平。① (五)分析与模型 首先，我们以CGSS 2013的数据对因变量进行了描述性统计分析，包括性别意识形态的统计分布，进而通过建立OLS回归模型的方法来检验孩子或子女性别对性别意识形态的影响。第一步的回归方程包括年龄、性别等控制变量，并以此作为基准模型。第二步则在基准模型的基础上，分别加入了孩子数量、是否有儿子(是否有女儿)和子女性别结构。第三步分别加入孩子数量、是否有儿子与是否有女儿、子女性别结构与女性(以男性为参照)的交互项。 四、实证结果 (一)描述分析 数据结果显示，中国已婚父母关于性别意识形态的态度主要落在“比较不同意”到“比较同意”之间。经五道题平均合成的性别意识形态综合分数平均值为2.81，标准差为0.67。绝大多数中国已婚父母在性别意识形态倾向上集中在3附近，在1和5附近的比例较少。性别意识形态综合分数的25、50、75分位数，分别为2.4、2.8和3.4。50分位数(即中位数)为2.8，介于“比较不同意”和“无所谓”之间，即有一半的中国已婚父母对性别意识形态传统主义认同度低于2.8。性别意识形态综合分数的均值和中位数均略小于3，可见中国已婚父母对传统主义性别意识形态的观点认同度略微偏向比较不同意一侧。 (二)控制变量的影响 父母的性别、户口、共产党员身份、教育、互联网使用频率、工作状况以及个人年收入等控制变量对其性别意识形态的影响作用如表1的模型1所示。其中，女性的性别意识形态比男性更偏向平等主义(B=-0.119，p＜0.001)。年龄及其平方项对因变量存在正向显著影响，预示着人们的性别意识形态分布在年龄上呈现出非线性与非单调的特征。城市户口(B=-0.119，p＜0.001)与共产党员身份(B=-0.104，p＜0.001)会使被访者的性别意识形态更偏向平等主义。宗教信仰对因变量无显著影响，但是参与宗教事务的频率会增强被访者性别意识形态的传统主义倾向(B=0.014，p＜0.05)，随着核心变量的加入，这种影响在后续模型中失去了统计显著性。相对于小学学历，初中、高中和大学及以上学历均与因变量呈显著的负相关关系。互联网使用频率与因变量呈负相关关系(B=-0.019，p＜0.01)。收入水平的提高会增强个人性别意识形态的平等主义倾向(B=-0.012，p＜0.001)。民族、工作状况以及父母的教育水平对性别意识形态的影响未通过显著性检验。 (三)孩子的影响 表1反映出“孩子数量”对性别意识形态的影响。其中，模型1是只包括控制变量的主效应模型。由于在不同模型中采用了相同的控制变量，因此我们在后续的分析中不再重复呈现这种相同的模型。模型2显示，“孩子数量”与因变量呈显著正相关(B=0.026，p＜0.001)，证明了孩子数量会增强父母性别意识形态的传统主义倾向。但在模型3中加入“是否为女性”与“孩子数量”的交互变量之后，结果发现尽管“孩子数量”仍然显著，但是其系数由0.026变为0.001。尤为重要的是，孩子数量与母亲身份的交互项对父母性别意识形态呈现出非常显著的正向预测作用(B=0.048，p＜0.001)，这说明孩子数量对父母性别意识形态的影响受到母亲身份的调节。比起孩子数量对于父亲的传统主义性别意识形态的增强作用(B=0.001)，孩子数量对于母亲的传统主义性别意识形态的增强作用更大(B=0.001+0.048=0.049)。因此，该结果支持了假设1，也即相对于父亲，孩子数量的增加对母亲性别意识形态的传统主义倾向具有更显著的增强作用。
