中国性别角色观念变迁（1990—2018）：年龄、时期和世代效应及性别差异模式

吴愈晓 王金水 王旭洋

一、导言

性别角色观念是关于男女两性的地位、角色和分工的态度和社会规范，是反映一个社会女性的社会经济地位和性别平等程度的重要参考。在公共领域，性别角色观念反映了劳动力市场、政治和社会组织中关于两性的关系、能力差异、角色和分工的规范和价值取向。而在私人领域，性别角色观念往往体现了家庭内部关于夫妻之间的角色和地位的观念和态度。已有的研究表明性别角色观念影响家庭的内部家务分工、夫妻的权力分配以及婚姻满意度[1]；影响男性和女性的生育意愿和生育的性别偏好，进而影响一个社会的人口结构（包括人口的性别比）[2]；影响女性的劳动参与水平和收入的性别差异等[3]。因此，考察一个社会的性别角色观念的现状、历史变迁趋势及其机制有较重要的理论意义和现实意义。

根据现代化理论的逻辑，随着工业化和城镇化进程的推进，性别角色观念将朝着主张两性平等的“现代化”方向发展。但是，中国的性别角色观念变迁并没有朝着这一方向发展，相反性别角色观念向传统“回潮”的趋势得到越来越多的学者的认可。[4][5][6]这种现象无疑与改革开放以来我国快速的经济与社会的现代化进程所预示的结果是相悖的。但是，两项最近的经验研究发现，中国居民的性别角色观念自2010年以来，呈现较为持续稳定的向现代化观念模式的转变趋势。[7][8]由此可见，改革开放以来，中国性别角色观念的变迁不是一个单调的线性趋势。当然，究竟是持续向传统“回潮”还是出现了向现代化观念转变的拐点，目前尚没有一致结论，还需要进行更长历史时期的考察。

此外，已有的关于中国性别角色观念变迁的研究大多侧重于关注性别角色观念变迁的历时性变化，即我们常说的“时期效应”。这种研究取向忽略了社会变迁在时间维度的复杂性。根据世代分析（cohort analysis）的理论观点，社会变迁在时间维度上包含了年龄、时期和世代三种相互混杂（confounding）的效应，也因为三者之间的特殊共线性关系，会产生彼此制约的效果。[9]2例如，因为两者测量的一致性，我们观测到的年龄效应很有可能混杂了世代效应[10]；时期效应也一样，因为历时性的变迁会受到人口更替的影响，即新的出生世代不断接替老的出生世代。[11]因而，要想准确描述并深刻理解中国性别角色观念的变迁趋势，在同一个分析框架内同时检验并识别这三个效应尤为重要。综观已有的文献，虽然有少数研究意识到了年龄效应和世代效应的重要性[12]，但并没有很好地处理年龄效应和时期效应的混杂影响，从而难以准确呈现性别角色观念的变迁趋势。

探讨性别角色观念及其变迁也不应忽视性别差异模式，具体包括某个时间点两性在性别角色观念方面的差异状况以及不同时间维度（年龄、时期和世代）的变迁趋势的性别差异模式。国外的研究发现，女性的性别角色观念往往比男性的更加现代，因为女性更能从性别平等中受益。[13]基于中国社会的两项研究也支持了这一结论。[7][14]但是，已有研究的不足之处是仅仅分别考察了性别差异的时期变迁和世代变迁，并没有在同一个框架下分析社会变迁的三个时间维度（年龄、时期和世代）。两性的性别角色观念的差异在年龄、时期和世代三个维度上是如何变化的，还尚未可知。

本文将从一个较长的历史时期（1990—2018）来刻画中国城乡居民的性别角色观念的变迁趋势，并利用年龄—时期—世代效应模型（APC 模型）来识别性别角色观念变迁的年龄、时期和世代效应，同时考察这三种效应的性别差异模式。本文旨在回答以下三个问题：第一，近三十年来（1990—2018年）中国居民的性别角色观念的总体变迁趋势是什么？是持续向传统“回潮”还是出现了向现代化转变的拐点？第二，伴随着宏观社会过程（世代更替）和个体生命历程的演进（年龄增长的过程），性别角色观念又呈现出怎样的变化？第三，两性之间在上述变迁过程中是否存有差异，以及呈现出何种差异？

二、理论视角与文献回顾

（一）解释性别角色观念变迁的理论视角

社会变迁是社会学研究的核心议题之一，而世代分析（cohort analysis）是理解和解释社会变迁的重要理论视角或分析框架。世代分析的学者认为，分析社会变迁需要同时兼顾三个维度的时间效应，即年龄效应、时期效应和世代效应。而“年龄—时期—世代模型”（APC 模型）是识别这三种效应的分析方法或工具。很显然，理解和解释性别角色观念的变迁，世代分析理论和APC 模型是合适的理论视角和分析手段。实际上，已有的关于性别角色观念变迁的理论解释也已经揭示了这三个时间维度的重要性。

社会结构理论（social structural theory）认为，随着个体生命历程的改变，其在社会结构中的位置也会发生相应的变化，而这种变化是解释性别角色观念变化的关键要素。[15][16]根据这个理论，性别角色观念会随着年龄的变化而发生改变，因为在不同的年龄段，个体的社会角色（即结构位置）是不一样的。并且，该理论指出主要有两类结构性要素的变化与性别角色观念的改变密切相关。其一是在劳动力市场中的位置。尤其对于女性而言，进入劳动力市场之后能够获得相应的收入从而减少对家庭或配偶的经济依赖，而经济上的独立通常会使得女性持有两性平等的现代性别角色观念。[17]其二是在家庭中的角色和位置。已有的研究发现，结婚和生育会使夫妻双方的性别角色观念都变得更加传统。[18]因为新家庭的形成以及家务劳动的增多，会使得女性受到更多的家庭羁绊，从而强化她们的“男主外，女主内”的传统观念。

不仅如此，社会结构理论还指出，劳动力市场和家庭领域的结构性变迁不仅会影响个体的生命历程，还会从整个社会层面对特定时期的全部人口产生影响。根据已有的研究结论，西方社会女性劳动参与率的上升促使了自由平等的性别观念的树立。[19]240关于婚姻、家庭和人口的结构性变迁的成果也表明，离婚率上升、夫妻分居现象增多以及出生率的降低等因素的变化都会导致性别角色观念发生改变。[18]

意识形态学习理论（ideological learning）则认为，某种特定的观念（如性别角色观念）不是孤立的，会受到社会其他范畴的观念或意识形态的影响。[20]32例如，已有的研究指出，西方社会的性别角色观念变化实际上是受到了日益上升的个人主义（individualism）和公民自由主义（civil libertarianism）思潮的影响，从而变得越来越现代。[21]

总而言之，在理解和解释性别角色观念变迁的时期效应方面，社会结构理论和意识形态学习理论分别从劳动力市场和家庭领域的结构变化以及文化（或意识形态）的角度提供了理论支撑。

理解性别角色观念变迁的另一种主要理论——世代更替理论（cohort replacement theory）认为，相同出生世代的人在成长期经历的社会环境是相似的，他们的态度可能被这些早年社会化的环境所形塑，并在后续生命周期里相对稳定。[22]与社会结构理论的观点不同，世代更替理论强调个体的基本价值观取决于他成年之前所经历的社会环境，即青少年时期的经历或社会化过程为价值观定型奠定了基础。[23]72就性别角色观念而言，国外研究发现，现代化进程随着时间的推移逐渐深化，故较晚的出生世代意味着其小时候社会化的环境更加现代化，因而在性别观念上也更加趋于现代。[24]简言之，世代更替理论更加强调观念变迁的世代效应，即从人口更替的角度来看，因为有较现代的性别角色观念的年轻世代逐步替代有较传统的性别角色观念的年老世代，因此，随着时间的推演，社会总体的性别角色观念会朝着越来越现代的方向变化。

（二）性别角色观念变迁的年龄、时期和世代效应

随着世界范围内女性主义思潮的发展，以及女性在劳动力市场中的境遇改变，有关性别角色观念变迁的研究日益得到学术界的广泛关注，并积累了大量的经验研究文献。但总体来看，多数文献更加关注的是性别角色观念变迁的“时期效应”，而对年龄和世代效应的考察则相对缺乏。

1.性别角色观念变迁的时期效应

由于西方社会的现代化转型较早，伴随着民主化的推进以及社会平等意识的提高，性别角色观念逐渐由传统走向现代，这是现代化理论的主要观点。然而，从较长的历史时期来看，性别角色观念的时期效应并不是简单的线性趋势。以美国社会为例，从20 世纪70年代一直到20 世纪90年代初期，性别角色观念稳定而又持续地向着现代化方向转变，这也被认为是美国性别平等化进程的“黄金20年”。[25]自20 世纪90年代中期开始，美国性别角色观念的变迁出现停滞甚至向传统逆转，直到21 世纪初才又恢复之前的向现代化方向变化的轨迹，也被称之为性别平等化进程中“失落的10年”或“性别革命停滞之谜”。[26]

在中国，已有文献达成了基本一致的结论，即改革开放以来中国居民的性别角色观念的变迁趋势也没有像现代化理论所预期的那样，随着经济和社会的现代化进程变得更加现代。相反，甚至出现了向传统观念“回潮”的趋势。但是，由于这一结论基本上是依据中国妇女社会地位调查在1990年、2000年和2010年收集的三期数据得出，所以更为准确的表述是1990年到2010年间中国的性别角色观念出现向传统“回潮”的趋势。

2.性别角色观念的年龄和世代效应

与时期效应相比，性别角色观念的年龄效应并没有得到特别多的关注，主要是因为年龄对于性别角色观念变化的影响机制相对简单。很少有研究专门探讨性别角色观念的年龄效应，大多是将年龄作为控制变量。关于年龄与性别角色观念的关系，已有研究发现，随着年龄的增长，性别角色观念会变得更加传统，因为随着生命历程的推进，结婚和生育会给女性带来更多的家务与育儿负担，使她们更深地卷入家庭之中。[15]

在世代效应方面，国外的研究普遍认为出生世代是影响性别角色观念变迁的重要因素。国外对于世代效应的关注主要集中于三个方面。一是对世代变量重要性的考察，对此有学者专门分析了20 世纪80年代中期至20 世纪90年代美国的性别角色观念变迁情况，发现出生世代的差异可以解释55%的变化。[27]但最近的研究发现出生世代的解释力在下降，大约只能解释38%左右的变化。[28]二是关注性别角色观念随世代变化的趋势，基本的结论是年轻的出生世代的性别角色观念往往更加趋于现代或两性平等。[29]三是关注特殊历史时期的出生世代的性别角色观念，有研究发现，在美国，“婴儿潮”之前出生的世代的性别角色观念会更加传统。[30]

受到上述研究范式的影响，有学者对中国社会居民出生的历史阶段进行世代划分，发现在改革开放后出生的世代性别角色观念更加现代，但是在公私领域存在一定的差异。[8]而通过出生的历史阶段进行划分，往往只能区分时间跨度很大的世代类型，难以刻画出细致的、连续的世代变迁趋势，也无法回应我们日常关注的“80 后”“90 后”等现象。

总而言之，已有的关于中国性别角色观念变迁的研究多数集中关注历时性的变化，即时期效应。虽然多数的实证研究都会控制年龄变量，但是对于年龄效应缺乏足够的探讨。而且，已有的研究大多忽视了世代效应，从而难以全方位地考察性别角色观念的变迁趋势。社会的变迁不仅仅是时间向前推移，也是新的出生世代代替老的出生世代的过程，因此，忽视世代效应得出的时期效应也是不准确的。

（三）性别角色观念变迁的性别差异模式

性别角色观念作为两性对于各自地位、角色和社会分工的看法，受到其所处的社会结构的影响自然会有所不同。已有的研究发现，女性的性别角色观念变迁更加复杂，而男性的性别角色观念相对稳定。例如，在西方社会，女性劳动参与率的上升推动了女性自由平等的性别观念的形成和发展。[19]而在中国，与男性相比，女性的性别角色观念向传统“回潮”的幅度更大，这在一定程度上可能是由于改革开放以来女性劳动参与率的下降导致的。[6]

具体而言，从年龄效应的角度来看，女性的性别角色观念会随着年龄的增长而变得更加传统，而男性在不同年龄段中则保持相对稳定。[14]从时期效应的角度来看，虽然男性和女性的性别角色观念都会向传统“回潮”，但是近年来男性向传统“回潮”的趋势甚于女性。[7][14]从世代的角度来看，性别角色观念的两性差异在年轻世代更大。[7]根据罗梦莎的研究发现，两性性别角色观念的差异在改革开放时期出生的世代是最大的。[8]

综上所述，有关性别角色观念变迁的性别差异问题，已有文献进行了诸多有益探讨，但是仍然缺乏系统的认识。尤其是年龄和时期效应方面，受到方法和数据的限制，一方面可能难以识别出准确的年龄和时期效应，另一方面其观测到的变迁趋势多是2010年之前的情况。在世代效应方面，已有的研究之间存在一定的分歧，因而对于中国社会性别角色观念的性别差异模式问题还需进一步的分析。

三、数据、变量与方法

（一）数据来源

本研究主要考察1990—2018年将近30年的中国性别角色观念的变迁趋势。在已公开的调查数据库当中，尚没有任何一个单一的社会调查项目能够提供这么长历史阶段的数据资料以供分析。为实现研究目的，只好组合不同社会调查项目的不同年份的数据资料。具体而言，本文利用中国妇女社会地位调查的三期数据（1990年、2000年和2010年）和中国综合社会调查（CGSS）的七期数据（2006年、2010年、2012年、2013年、2015年、2017年和2018年）。将上述十期数据合并，组成一个时间跨度为29年的较长历史时段的混合截面结构的数据库。对于每一个具体年份的调查数据，本研究只选取18—60 岁的样本。经过数据清理，最终使用的有效样本数量为119132 个。

（二）变量测量

中国妇女社会地位调查数据和CGSS 数据中均使用了多个题项测量性别角色观念，其中有三个题目在两个数据中均有测量，分别为：a.男人以社会为主，女人以家庭为主；b.男性能力天生比女性

强；c.干得好不如嫁得好。但是在个别年份的调查中，有的题目没有被纳入问卷中，具体情况见表1。

表1 数据中有关性别角色观念的测量

本文只选取了题目a，即“男人以社会为主，女人以家庭为主”这一问题来测量性别角色观念，因为（从表1 可以看出）只有该问题在10 期数据中均有调查，并且较为一致。问题选项在妇女调查数据中分别为“非常同意、比较同意、不太同意、很不同意”4 个选项；在CGSS 数据中分别为“完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意、比较同意、完全同意”5 个选项。本研究的策略是把“非常（完全）同意”和“比较同意”赋值为1，其余赋值为0，即数值1 表示认同传统的性别角色观念，数值0 表示不认同传统的性别角色观念。

本研究通过被访者的岁数来测量年龄变量。具体操作化为年龄组，除18—20 岁组外，按照5 岁一组编码为一个类别变量。时期变量就是每个数据的具体调查年份，每一年作为一个时期。另外，根据被调查者的出生年份（1930年至2000年）来测量世代变量，并进行分组。除1930—1935年外，每5年编码为一个世代。

除了年龄、时期和世代变量之外，模型中还纳入了三组解释变量，其一为生命历程变量，由婚姻状态和孩子数量两个变量组成；其二为与教育相关的变量，包括本人的受教育年限和父母受教育年限①父母受教育年限是采取父亲或母亲的受教育年限较高的一方进行测量。；其三为与城镇化和工业化相关的变量，包括是否在城镇居住和就业状态两个具体的测量。此外，为了控制区域差异，还纳入了区域变量。上述所有变量的具体分布情况见表2。

表2 变量的描述性统计

（三）方法：年龄—时期—世代模型

本文的一个重要目标是识别中国性别角色观念变迁的三个重要维度，即年龄效应、时期效应、世代效应。年龄—时期—世代模型 （Age-Period-Cohort Model，以下简称APC 模型），是识别三者净效应的有力分析工具。但是由于年龄、时期和世代之间的特殊关系（年龄=时期- 世代），三者的完美共线性问题给APC 模型的识别工作带来了很大的挑战。针对这一问题，许多学者提出了不同的解决方法。[31]本研究采用杨洋和兰德提出的分层交叉随机效应APC 模型 （Hierarchical crossed random-effect APC Model，以下简称HAPC 模型）。[32]该模型的基本原理是基于多层次模型（亦称作混合模型）的设定，将年龄、时期和世代三者中的一个或两个放到第二层，从而使得三者不在同一测量层次，这样就避开三者的完全共线性问题，从而可以较准确地识别三者的“净效应”。在具体分析中，本研究将年龄作为个体层次的变量，即多层模型的第一层（固定效应部分），将时期和世代作为更高层次变量，即多层模型的第二层（随机效应部分）来拟合分层较差随机效应。其数学表达如下：

第一层模型：

其中β0jk为模型截距，Agei代表i个年龄效应，εijk为误差项。

第二层模型：

其中γ0为模型截距，Period0j代表第j 个时期效应，且Period0j服从正态分布，Cohort0k代表第k个世代效应，且Cohort0k服从正态分布。将上述式（2）带入式（1）就可以得到HAPC 模型的最终方程（3）：

四、实证分析结果

（一）描述统计：1990—2018年中国性别角色观念的总体变迁趋势

图1 描述了1990—2018年中国性别角色观念的总体变迁趋势，即时期的“粗”效应。可以看出，在近30年里性别角色观念并没有单调地向传统 “回潮”，而是在2012年出现拐点，之后开始向现代化的方向持续转变，无论是男性样本还是女性样本均是如此。另外，如我们预期的一样，在所有年份，男性的性别角色观念都比女性的更加传统，男性同意“男主内，女主外”的比例一直都高于女性。

图1 1990—2018年中国性别角色观念的总体变迁趋势

图2 则区分了不同年龄段的样本在1990—2018年间的变化，其中图2a 为男性的变化趋势。整体而言，不同年龄段男性的性别角色观念变化大体一致，并且不同年龄段之间的差异相对较小。图2b为女性的变化趋势，虽然不同年龄段的女性的性别角色观念变化大体上是一致的，但是不同年龄段之间的差异相对较大，尤其是在2010年之后。此外，根据世代效应的原理，世代效应来源于特定历史时期发生的时间对不同年龄段的人有差异性的影响。因而从图2 也可以判断出一个重要的信息，即是否存在世代效应。如果图2 中所有的线是平行的，那么表明不存在世代效应；反之，就代表存在世代效应。显然，从图2 可以看出，不同年龄段的人在1990年至2018年期间的变化轨迹并不是平行的。因此可以判断，无论是男性还是女性，性别角色观念的变迁都存在明显的世代效应。

图2 1990—2018年中国性别角色观念的分年龄组变迁趋势

（二）HAPC 模型的估计结果： 性别角色观念变迁的年龄、时期和世代效应

为了更准确地刻画出中国性别角色观念的变迁趋势，本文使用HAPC 模型估计性别角色观念变迁的年龄、时期和世代效应。表3 中，模型1 和模型3分别为男性样本和女性样本的空模型（只加入年龄、时期和世代变量），模型2 和模型4 分别为男性样本和女性样本的全模型（加入了其他所有解释变量的模型）。整体而言，无论是在空模型还是全模型之中，均存在显著的年龄效应、时期效应和世代效应。

表3 性别角色观念变迁的HAPC 模型结果

续表

除了年龄、时期和世代效应之外，在全模型（表3 的模型2 和模型4）中也可以发现，所控制的三组主要变量均在不同程度上显著地影响性别角色观念。具体而言，在生命历程相关变量方面，婚姻状态对于男性和女性的影响略有差异，已婚男性的性别角色观念比未婚男性更加传统，但是离婚或丧偶的男性则与未婚男性没有显著差异； 而对于女性而言，只要经历了结婚，不管目前婚姻是否存续，都会显著强化其“男主外，女主内”的传统性别角色观念。孩子数量变量与性别角色观念也显著相关，无论是男性还是女性，孩子数量越多，性别角色观念越传统。在教育相关变量方面，无论是本人的受教育年限还是父母的受教育年限，均会显著影响性别角色观念。这和已有的研究发现是一致的，也符合我们的预期。在城镇化变量方面，城镇居住群体的性别角色观念更现代（男性和女性皆如是）。就业状态的影响则呈现出一定的性别差异，从事非农工作对女性产生显著的影响，而对男性没有显著影响；但从事农业生产则相反，从事农业生产的男性的性别角色观念更加传统，但是对女性则没有显著的影响。此外，在加入上述控制变量后，年龄、时期和世代效应也发生了相应的改变，下文会详细解释这些变化。

1.性别角色观念变迁的年龄效应

为了更加直观地理解性别角色观念变迁的年龄效应，图3 为性别角色观念变迁的年龄效应图，其中图3a 为空模型（表3 的模型1 和模型3）对应的年龄效应，图3b 为全模型（表3 的模型3 和模型4）对应的年龄效应。从图中可以看出全模型的年龄效应与空模型的年龄效应相比发生了一定的变化。首先，在男性样本之中，控制了生命历程、教育、就业和城镇化等变量后，男性的年龄效应出现了反转，从年龄越大越传统，转变为年龄越大越现代；从表3 中的模型1 和模型2 的比较中也可以看出，模型2 的年龄效应的系数均变为负数，并且21—30岁的样本年龄效应不再显著。其次，在女性样本中，年龄效应变得更加平缓，并且从表3 中模型3 和模型2 的年龄变量比较来看，模型4年龄效应的系数均变小，并且在51—60 岁的样本中年龄不再显著，即女性性别角色观念的变化很大程度上被上述变量所解释。

图3 性别角色观念变迁的年龄效应

具体来看，首先，和已有的研究相一致，男性的性别角色观念要比女性更加传统，尤其是年龄小的群体。其次，如图3b 显示，男性的传统性别角色观念认同随着年龄的增长出现了下降的趋势，即趋于更加现代； 而女性的性别角色观念则随着年龄的增长并没有明显的波动（如前所述，女性的性别角色观念的年龄效应被我们加入的解释变量几乎完全解释了）。有意思的是，两性之间的性别角色观念差异也随年龄的增大而逐步缩小，呈现出“剪刀差”式的变化趋势，大约在40 岁以后，两性之间的差异缩小至相对平稳的状态。由此可见，性别角色观念存在明显的“中年趋同效应”，即在青年时代，男性的性别角色观念相对传统，女性相对现代，但是随着年龄的增长，男女两性的性别角色观念逐渐趋同。

为什么男性和女性会出现年龄效应的 “剪刀差”或“中年趋同效应”？ 本文认为，社会结构理论可以在一定程度上解释这一现象。根据社会结构理论的观点，两性在劳动力市场和家庭中的结构性位置与其性别角色观念直接相关。对于男性而言，随着年龄的增长，其在劳动力市场和家庭的角色位置会发生变化。具体而言，男性在劳动力市场中的优势和负担可能会随着年龄的增长而下降，而对家庭的事务参与则会逐渐增加。例如，有研究表明，结婚生育之后，中国男性参与家庭育儿是比较普遍的现象。[33]正是由于家庭事务的参与增多，男性“男主外，女主内”的传统性别角色观念认知会逐渐改变，开始意识到自身在家庭中的作用，因而呈现出趋于现代的趋势。相反，对于女性而言，年轻时期（尤其是进入婚姻之前） 更可能受到现代社会思潮的影响，对于“男主外，女主内”的传统性别角色观念缺乏认同，因而更主张现代的性别观念。但是，随着年龄的增长，女性会越来越多的“深陷”家庭之中，这也会重塑其性别角色观念，呈现出更加认同传统性别角色观念的趋势。简言之，两性随着年龄增长而发生的结构位置变化，可能是导致性别角色观念的年龄效应呈现出“剪刀差”式的变迁趋势的主要原因。

另外，家庭的生活实践是两性的性别角色观念出现“中年趋同效应”的主要原因之一。在年轻阶段，尤其是进入婚姻和家庭之前，由于缺乏家庭生活经验，年轻男性和女性对性别角色的认知处于一种想象的状态。进入婚姻和家庭之后，男性和女性对各自在家庭中的角色和行为有了更加切身的体会，并且两性共同生活的时间越长，相互之间在观念上更可能相互认同，从而导致两性性别角色观念的中年趋同效应或融合的现象。

2.性别角色观念的时期效应

性别角色观念变迁的时期效应是被已有研究关注最多的。图4（根据表3 的模型的随机效应部分计算得到）展示出了性别角色观念的时期效应。左侧（图4a）为空模型（仅控制了地区变量的APC 模型），右侧（图4b）为全模型（加入了所有解释变量的模型）。整体来看，不管是否控制了其他变量，性别角色观念的变迁存在显著的时期效应，具体的变迁趋势为先升后降，大致在2010年前后出现了明显的拐点。具体而言，不管男性还是女性的性别角色观念在2010年之前都呈现出明显的上升趋势 （即向传统性别角色观念的“回潮”）。在2010年以后，两性的性别角色观念变化出现了明显的现代化趋势。即是说，如果从较长的时间段来观察我国居民性别角色观念的变迁趋势，1990年以来的向传统“回潮”的轨迹在2010年前后已经终止，并开始朝着更加现代化的方向发展。这里的结果验证了刘爱玉和佟新的观点，即改革开放以来的性别观念向传统“回潮”的趋势只是一个过渡状态。[34]值得一提的是，从图1 可以看出，直至2018年，性别观念的“现代化”程度仍然低于1990年。

图4 性别角色观念变迁的时期效应

此外，结合表3 的回归模型估计结果和图4呈现的模式，可以发现，加入了生命历程、教育以及和城镇化相关的解释变量之后，时期效应变得更大，显著性也更强了。这表明上述因素对真实的时期效应起到了遮蔽的作用。另外，从图4 还可以看出，时期效应并没有显示出明显的性别差异。无论是空模型（图4a）还是全模型（图4b），男性和女性两条线基本保持平行，男性一直略微高于女性（即自1990年以来，男性的性别角色观念较之于女性更加传统）。

应该如何理解2010年以来中国性别角色观念的时期效应出现了拐点，开始朝着更加现代化的方向演进？ 本文认为可以从如下两个角度进行诠释。一是社会结构性因素的影响。近10年来，教育和婚姻家庭领域的结构性因素发生了巨大的变化，如教育的快速发展，教育获得性别差异的缩小，离婚率的不断上升，初婚年龄的推迟及生育率的下降，等等。尤其是婚姻（初婚年龄推迟和离婚率上升）和生育因素（生育率和生育意愿的下降），既是性别角色观念变迁的结果，也是进一步重塑性别角色观念的原因。而上述变化的核心就是家庭的形成在推迟，个体化趋势日益明显，从而导致个体对于两性分工的认识不再拘泥于传统模式下的理解。

二是技术因素和传播和信息交流方式变化的影响，尤其是移动互联网技术的快速发展和社交媒体的兴起和普及。根据中国互联网络信息中心（CNNIC）发布的第48 次《中国互联网络发展状况统计报告》，截至2021年6月，我国网民规模达10.11 亿，互联网普及率达71.6%，手机网民规模达10.07 亿，网民使用手机上网的比例为99.6%。[35]另外，腾讯微信作为中国最大的移动社交平台，2011年1月21日开始试运行，10年之后（截至2021年三季度末），其月活跃用户数提升至12.63 亿。[36]最近10年来互联网和智能手机的快速普及，网络以及各类社会媒介对人们价值观念的形成会产生较大的影响，因为互联网为人们的价值观塑造提供了一个崭新的空间。根据传播学领域的研究，互联网和社交媒体有助于突破传统的信息传播和交流障碍，形成一个有利于使用者个体表达和交流的虚拟平台。[37]还有研究表明，在中国的社交媒体用户当中，年轻女性是数量最大的群体之一，她们通过社交媒体自我表达和赋权，逐渐形成了一个有中国特色的“数字女性主义（digital feminism）”空间。[38]在使用互联网或微信等社会媒体的过程中我们可能会留意到，一些与性别、女性、性别歧视、性别角色分工有关的话题或公众号文章很容易在网络流传，成为热点话题，并引起广泛的关注和热烈的争论。可以说，互联网或社交媒体的普及以及有关女性主义话题在互联网空间的快速传播，对促进人们的性别角色观念朝着更加现代化的方向变化有很重要的推动作用。移动互联网技术和社交平台的迅速发展大概始于2010年，这跟我们从图4 看到的拐点大致是吻合的。

3.性别角色观念的世代效应

世代效应在已有研究中并没有得到充分的重视，然而世代效应却是社会变迁的重要维度。图5为性别角色观念变迁的世代效应，其中图5a 是根据空模型（表3 的模型1 和模型3） 的计算结果得到，而图5b 是基于全模型（表3 的模型2 和模型4）得到的图形。可以看出，在加入生命历程、教育、职业和城镇化等变量之后，女性的性别角色观念波动变小，即女性性别角色观念的世代变化很大程度上被上述变量所解释。

图5 性别角色观念变迁的世代效应

总体来看，从表3 的回归模型中随机部分的“世代效应”系数和检验结果以及图5 可以看出，性别角色观念的变迁存在显著的世代效应。第一，无论是哪一个出生世代，男性的性别角色观念都比女性更加传统。第二，无论是男性还是女性，性别角色观念世代效应都呈现“倒U 型”曲线关系，其中“60后”和“70 后”的性别角色观念更加传统，出生较早和出生较晚的世代更加现代。第三，对于男性而言，性别角色观念的世代效应的波动相对平缓，而女性的波动略大一些。最后，值得引起注意的是，两性的差异从“80 后”开始逐渐拉大。虽然两性都朝着更加现代的方向发展，但是相比之下男性的变化幅度较小，女性的现代化趋势幅度更大。这表明在新出生的世代当中，男性和女性的性别角色观念呈现出一定程度的“撕裂”现象。

世代效应的产生是因个体出生在不同世代，在成长和社会化过程中经历了不同的社会事件，从而塑造出不同的性别角色观念。那么该如何理解女性的性别角色观念存在“倒U 型”曲线关系，并且“60后”和“70 后”的女性更加传统？ 以及为什么两性性别角色观念变迁在“80 后”出现分化？

对于女性性别角色观念的“倒U 型”关系以及“60 后”和“70 后”现象，本文认为，这和关于女性的国家话语变迁以及在劳动力市场等公有领域的女性境遇密切相关。在新中国成立初期和计划经济时代，“妇女能顶半边天” 成为主流意识形态话语，女性在就业市场上受到和男性几乎同等的待遇。而对在1930—1970年间出生的女性，她们的社会化阶段和进入劳动力市场的时间也恰恰在这段时期（计划经济时代），因而会对传统的“男主外，女主内”的性别角色观念缺乏认同，并形成一种由国家性别平等意识形态主导的现代性别角色观念。然而，改革开放以来，随着市场化机制的引入，加上20 世纪70年代末80年代初大量上山下乡的知识青年返城使得待业人员迅速增加，女性就业受到挤压。进入20世纪90年代，随着经济体制和劳动力市场改革的进一步深化，国企“下岗潮”再次波及女性就业人员，这期间两性（尤其是女性）的劳动参与率出现大幅下降，与此同时“妇女回家”的话语开始弥漫。而“60 后”“70 后”的女性也恰恰是受到上述事件影响最多的一批人，因而可以解释这一世代的群体在性别角色观念出现向传统的“回潮”。在女性经历了短暂的困境之后（“下岗潮”结束之后），国家层面加大了对女性权益的保护，尤其是1995年第四次世界妇女大会在北京召开之后，我国出台了一系列的法律法规，极大程度上改善了女性的地位，男女平等的基本国策得到纵深推进。与此同时，随着我国改革开放的深化，城镇化、工业化和全球化进程的加速，这些因素可以解释较晚的出生世代的性别角色观念又开始朝着现代的方向发展。

那么，如何理解“80 后”的两性分化？ 本文认为可以从如下两个角度进行诠释。其一，教育因素在其中发挥了不可忽视的作用。从表3 中的模型2 和模型4 中可以看出，受教育年限会显著地影响性别角色观念，受教育年限越高性别角色观念越现代，并且对于女性的影响大于男性。而在1980年以后出生的世代，一方面经历了独生子女政策，另外一方面经历了快速的教育扩张。在上述因素的影响下，女性受教育程度快速上升，教育获得的性别差异缩小，甚至出现了女性反超男性的趋势。[39][40]所以，我们可以看到女性性别角色观念快速向现代化转型的趋势，而男性相对缓慢，但是也是朝着现代化方向发展。

其二，这种世代效应的性别分化仍可归因于互联网技术的进步和社交媒体的普及所导致的女性主义思潮的发展。1980年以后的世代出生和成长于我国互联网快速发展和普及的时代，他们的社会化过程和价值观的形成极大地受到了网络的影响。如前所述，社交媒体为女性主义提供了表达和交流的空间，而这种互联网平台对年轻女性的性别角色观念可能造成很大的影响。从维护自身权益的角度出发，网络或社交媒体中关于性别的话语和争论会加速女性的性别角色观念朝着更加现代的方向发展。而对于参与社交网络的年轻男性而言，他们一方面并不是女权主义话题的受益方，甚至是对立方，所以他们的价值观念不一定会受到这些话题影响，甚至还可能产生一定程度的反感，从而使得他们的性别角色观念朝着与年轻女性群体相反的方向发展。或者说，移动互联网和社交媒体的发展和普及，对年轻女性和年轻男性的性别角色观念的影响是差异化的，而这是性别角色观念变迁的世代效应从“80 后”开始出现一定程度“撕裂”的原因所在。

（三）稳健性检验

本文的稳健性检验主要由两个部分组成。一是利用另外一种常用的APC 模型——经典的虚拟变量APC 模型（classical APC model），对上述数据进行复制性分析，以检验结果会不会因为不同的模型选择而出现明显的差别。二是应用HAPC 模型仅仅分析一个调查项目的多期数据（CGSS2006、2010、2012、2013、2015、2017 和2018），以观察结论是否稳健。

1.基于经典虚拟变量APC 模型的估计结果

本文使用经典的虚拟变量模型进行稳健性检验。该方法的原理是将年龄、时期和世代变量以分类变量的形式纳入模型，从而在一定程度上避免了变量之间的共线性问题。所使用的数据以及变量的选取和测量方式与前文完全一致，具体结果如图6所示。可以看出，使用虚拟变量APC 模型得出的性别角色观念变迁的年龄效应、时期效应和世代效应以及性别差异模式与前文结果高度一致。①因篇幅所限，本部分仅展示了全模型的图示，空模型以及具体回归系数没有汇报，若有需要可联系作者获取。

图6 性别角色观念变迁的年龄—时期—世代效应（基于经典虚拟变量APC 模型）

2.基于CGSS 数据的估计结果

考虑到本文使用的数据非单一来源，为了避免不同的数据库（中国妇女社会地位调查和CGSS）因抽样方案差异、测量差异等因素带来的误差影响，本文单独利用CGSS 的七期数据考察2006—2018年期间性别角色观念的变化趋势及性别差异模式。本部分的变量选取和测量方式与前文一致，所采用的估计方法为HAPC 模型，具体结果如图7 所示。可以看出，单独使用CGSS 数据得出的性别角色观念变迁的年龄效应、时期效应和世代效应以及性别差异模式也与前文结果基本吻合。

图7 性别角色观念变迁的年龄—时期—世代效应（基于CGSS 的HAPC 模型）

五、结论与讨论

利用中国妇女社会地位调查和中国综合社会调查的多期数据，本文考察了1990年至2018年间中国性别角色观念的变迁趋势及其性别差异模式。相比于已有研究侧重于“粗”的时期效应的考察，本文利用HAPC 模型识别并展现了性别角色观念变迁的三个维度，即年龄效应、时期效应和世代效应，得出以下几点主要结论。第一，从更长的历史时期来看，中国城乡的性别角色观念并未一直向传统“回潮”，而是在2010年左右出现拐点，开始向现代化转型。第二，性别角色观念变迁存在显著的年龄效应并呈现出明显的性别差异。在控制了生命历程、教育和城镇化等因素之后，男性的性别角色观念随着年龄的增长呈现出更加现代化的趋势，而女性则相反，年龄越大，性别角色观念越传统。进入中年阶段，两性的性别角色观念开始出现趋同或融合的趋势。第三，性别角色观念变迁存在显著的世代效应及性别差异。性别角色观念随世代的变迁呈现出“倒U 型”关系，尤其在女性样本中，“60 后”和“70后”的女性性别角色观念最为传统，而新出生的世代则存在一定程度的“撕裂”。

上述发现中较为重要的一点为性别角色观念的时期效应，即中国的性别角色观念在2010年左右出现拐点又开始向现代化转型。这一发现是对于国内性别角色观念变迁研究的有力补充。因为以往的研究认为受到市场化转型的影响，性别角色观念正在回归传统，主要是因为市场化给女性带来了较多的不利。但是最近十年来，国家对于促进性别平等、改善女性社会地位等方面做出了诸多努力。习近平总书记在联合国大会纪念北京世界妇女大会25 周年高级别会议上强调：“男女平等是中国的基本国策……中国基本消除义务教育性别差距，全社会就业人员女性占比超过4 成，互联网领域创业者中女性更是超过一半。”[41]这些现实情况的改善势必会影响人们性别角色观念的建构。此外，近十年社会发展的最大变化莫过于互联网的普及以及各类网络媒体的发展，使得女性有了更加自主的交流和信息获取的渠道，也会促使其性别角色观念的转变。

如果考察更加长远的历史阶段，本文认为中国的性别角色观念20 世纪以来经历了三次重要的转型。第一次转型可以追溯至五四新文化运动对传统中国社会强调“男尊女卑”“男主女从”的文化传统的强烈抨击。这种思潮在新中国成立之后直至改革开放之前达到顶峰。在这个阶段，国家在立法和意识形态导向方面强调两性的绝对平等；在工作领域和社会分工方面则强调两性的高度一致性，即我们常说的“妇女能顶半边天”。这个阶段被有些学者界定为“国家女权主义”。正因如此，这个历史阶段的性别角色观念是高度一致地“反传统”的。虽然我们没有这一历史时期的数据，但是通过上述有关世代效应的发现也可以在一定程度上佐证，如成长在这一阶段的“40 后”“50 后”拥有较为现代和两性平等的性别角色观念。第二次转型是发生在市场转型时期到2010年左右。这个阶段的性别角色观念状况和变化趋势主要体现为从现代到传统的“回潮”。已有不少研究从市场转型的角度来解释改革开放以后女性面临的不利处境以及性别角色观念的 “回潮”。而中国性别角色观念的第三次转型大概从2010年左右开始。2010年之后，性别角色观念的趋势出现拐点，并开始朝着更加现代的方向稳定持续地发展。关于引发第三次转型的主要原因，一方面是因为女性社会经济地位的改善（如教育和劳动参与率的提高），另一方面是互联网技术的快速发展与社交媒体的普及对年轻群体的性别角色观念产生了深刻的影响。基于此，我们可以预测，在未来更长的一段时间内，我国城乡居民的性别角色观念也会更加平等和现代。

最后需要指出的是，本研究存在一些不足和局限。首先，由于数据资料方面的限制，对于2000年以前的时期效应的考察较为粗糙，因为只有1990年和2000年两期数据，无法知晓这10年内的变化情况。第二，性别角色观念是一个内涵较丰富的概念，在测量上也有不同的维度。由于数据所限，本研究只考察了“男主内，女主外”这一单一维度的性别角色观念，至于这个维度之外的性别角色观念，其变迁趋势和机制尚有待研究。第三，本文虽然针对性别角色观念变迁的年龄效应、时期效应和世代效应给出了一定的机制解释，但有些解释因缺乏相应的变量无法直接验证，仍有待后续研究通过获得更详尽的数据进行严谨的实证检验。