教育背景对农村妇女家庭权力行为和家庭地位满意度影响-

1、教育背景对农村妇女家庭权力行为和家庭地位满意度影响龚继红等妇女家庭地位是妇女地位的重要体现之一,妇女家庭地位问题是社会各界关注的热点问题,也是评判一个社会进步与否的重要依据。国内外学者多从国家社会层面研究妇女地位内涵的一般性,并且大多进行宏观层面的城乡比较、和国际比较研究。对农村妇女家庭地位的研究主要从家庭或夫妻权力分配角度,如生育权、生活自主权、家庭事务决策权和财产权等(权力束探讨农村妇女家庭地位的客观一面,却忽视了农村妇女主观家庭地位感受的另一面,更是很少从农村妇女家庭地位产生的前提因素出发,探讨主客观两面的关系逻辑和关系符号。现实中农村妇女家庭权力与夫妻受教育水平、社区性别群体教育水平(

2、本研究以村为社区群体,该群体对夫妻行为和观念产生直接影响,丈夫的性别群体为男性群体,妇女性别群体为女性群体等教育背景密切关联,尤其是夫妻个体教育程度、夫妻与所在群体教育程度差异是影响妇女家庭权力的重要因素,进而影响妇女在家庭中的地位。本研究根据文献研究,从农村家庭教育水平及其与群体差异入手、把教育变量作为农村妇女(妻子权力束与家庭地位关系影响的前因变量,探讨教育变量对农村妇女权力行为和地位满意度的直接和间接影响。试图回答夫妻教育背景对妇女现实权力行为有那些具体影响,夫妻教育背景对农村妇女地位满意度指标到底有什么关系,夫妻教育背景与权力匹配(妇女教育背景与妇女权力行为的交互效应为匹配,丈夫教育背

3、静与妇女权力交互效应为拟合对妇女地位有哪些影响等问题。拟通过农村家庭个体教育、群体教育的调节手段,获得农村妇女家庭地位提高的途径。一、探索性因子分析与信度检验 表1内容是运用SPSS13.0量表内部效度和信度的检验。学者DeVellis(1991认为, Cronbach's Alpha 系数检验标准为:0.600.65(最好不要;0.650.70(最小可接受值;0.700.80(相当好;0.800.90(非常好。从表可知,农村妇女家庭地位满意度、妇女家庭权力行为、教育背景特征和妇女家庭经济贡献等构面的Cronbach's Alpha系数分别为0.798、0.713、0.857、

4、0.807。模型总体构面Cronbach's Alpha系数达到0.805,系数值均超过0.7,表明模型内部和各构面内部一致性程度教高,代表量表有良好的信度。探索性因素表明个指标项旋转因子载荷除妇女生育权和自由权低于0.6,其它大多都超过0.7,而且KMO检验值为0.735,其P值<0.005,达到显著水平,说明该指标模型拟合优度理想,量表具有良好效度水平,量表测量结果可以接受。二、主要变量的均值、标准差与Pearson相关系数分析表2中均值表明农村妇女家庭地位满意度并不高(均值在3.67和3.98间,介于一般和满意之间,还没达到满意水平(均值4以上。说明农村妇女对自己在家庭地位

5、满意度普遍低。从现实中农村妇女家庭权力行为看,均值也在2.84和3.76间,其中妇女在家庭中的发展权、分工权和生育权都低于3,说明她们没有获得这些权力,仍然处于丈夫主导下,其他管理权和自由权也只能与丈夫平权。妇女教育水平平均比丈夫少0.47年。丈夫与男性群体文化差别比妻子大0.03年。妇女对家庭的经济贡献(均值2.69也低于平均值3,即家庭主要经济贡献来自丈夫。从均值分析看,农村妇女家庭权力低于夫妻共享水平,家庭地位的满意度水平也低于满意水平。 三、分层回归分析与结果根据本研究理论假设,本研究运用分层回归分析法来检验理论假设问题。对农村夫妻教育背景、农村妇女权力行为和农村妇女家庭地位满意度等三

6、个构面的指标项进行三次回归分析。其中我们在农村夫妻教育背景与妇女权力行为、妇女家庭地位满意度的两次回归分析中,引入丈夫教育背景指标项的调节变量;在妇女权力行为与家庭地位满意度回归分析中引入了夫妻教育水平的交互效应的调节变量。这样三次回归分析包含了30个模型分析与结果。1、以丈夫教育背景为调节变量的农村妇女教育对家庭权力行为影响二层回归分析与结果表3模型(1表明,妇女生育权与妇女教育水平和经济贡献直接关系不显著,模型(2引入丈夫文化调节变量后,妇女与该村妇女群体文化差异与生育权呈显著的正相关系(Beta 为0.164,P<0.05,R2为0.011,使方程解释力提高了1.1%,说明丈夫文化

7、程度对方程有显著的独特贡献作用。模型(3中妇女家庭管理权行为与妇女文化水平和经济贡献有直接正相关系(Beta系数分别为0.137(P<0.05、0.228(P<0.01,模型(4中R2为0.007,调节变量作用不明显。模型(5中妇女自由权也与妇女经济贡献正相关系(Beta 为0.214(P<0.01,模型(6中R2为0.035,调节变量作用明显。模型(7中妇女发展权与妇女教育水平有显著关系(Beta为0.125(P<0.05,但模型(8中加入调节变量后显著度消失,表面丈夫教育背景影响妇女发展权与妇女教育水平关系。模型(9中妇女分工权与与该村妇女群体和妇女文化差异度有显著

8、关系(Beta为0.128(P<0.05,但模型(10中加入调节变量后显著度消失,表面丈夫教育背景影响妇女发展权与妇女和群体教育差异水平关系。从模型(1至(10的回归结果看,妇女文化背景对妇女家庭管理权、生育权、发展权和分工权都有显著的正相关关系,妇女经济贡献对妇女管理权、自由权有明显正相关关系。丈夫教育背景也影响了妇女文化背景与妇女权力关系程度。 2、丈夫教育背景为调节变量的农村妇女教育对家庭地位满意度影响的二层回归分析与结果表4模型(11表明,家庭夫妻教育水平和妇女经济贡献与妇女威信满意度直接关系不显著,模型(12引入丈夫文化调节变量后,R2为0.014,使方程解释力提高了1.1%,

9、说明丈夫文化程度对方程有独特贡献作用,Beta系数有改变,但仍然不显著。模型(13中妇女对丈夫承担家务的满意度与妇女和群体文化差异有明显正关系(Beta为0.213(P< 0.01,模型(14中导入调节变量后,R2为0.015,妇女对丈夫承担家务的满意度与妇女和群体文化差异关系程度提高(Beta为0.294(P<0.001,调节变量作用非常明显。模型(15中妇女在家庭受尊重满意度与妇女经济贡献呈负相关系(Beta为-0.161(P<0.01,与妇女和群体文化差异变量正相关(Beta为0.123(P<0.05,引入丈夫教育背景调节变量的模型(16中,妇女尊重度与妇女和群体

10、文化差异关系系数提高,而经济贡献系数下降,但没改变显著程度,R2为0.015,调节变量作用明显。模型(17和(18中妇女在家庭决策力的满意度与夫妻文化背景没有直接显著关系,R2为0.014,使方程解释力提高了1.4%。对模型中的关系系数改变微弱。从模型(11至(18的回归结果看,妇女文化背景对妇女家务承担满意度、受尊重满意度有显著的正影响关系,但对妇女家庭威信满意度和家庭决策力的满意度影响不大。丈夫文化背景对妇女家庭地位满意度统计上不存在直接影响,但调节变量使每个回归方程的解释力提高了1.4%以上,体现一定的调节作用。 3、以夫妻教育背景为调节变量的妇女权力行为对家庭地位满意度影响的三层回归分

11、析与结果表6显示,第一层次回归结果中,模型(19、模型(22、模型(25和模型(28表明了妇女家庭权力行为中的分工权明显直接影响妇女家庭地位所有衡量指标(Beta分别为0.397(P<0.001、0.322(P<0.001、0.391(P<0.001、0.241(P<0.005,生育权对妇女受尊重满意度有显著影响(Beta为0.120(P<0.05,妇女经济贡献对妇女家务分担满意度和受尊重满意度有显著的负相关关系(Beta分别为-0.149(P<0.05和-0.212(P <0.005,其他权力行为对妇女家庭满意度指标并不影响。第二层的回归分析中,模型

12、(20、模型(23、模型(26和模型(29中我们把夫妻教育背景变量导入回归方程,发现Beta系数显著程度没有改变,但Beta系数值出现明显变化,其中生育权与受尊重满意度相关系数增加了0.006,相关性有所增强;分工权与妇女威信满意度、家务分担满意度、受尊重的满意度和决策权满意度的Beta系数值有微弱减少,表明夫妻教育背景变量使两者关系程度有所下降;妇女经济贡献对妇女家务分担和受尊重的满意度影响系数减少,即负相关程度下降。从方程的R2 看,导入夫妻教育背景变量后,各方程解释力分别增加了 1.5%、0.6%、1.8%、0.5%。表明调节变量对回归方程有明显的独特贡献力。从模型(19至(30的回归结

13、果看,妇女家庭分工权力行为对妇女在家庭中的地位满意度有极显著的影响,生育权仅仅对妇女在家庭受尊重的满意度有显著的影响,妇女经济贡献对家庭家务分担和受尊重的满意度有显著影响。导入夫妻文化背景变量后,各相关系数和符号并没出现显著变化,但方程的解释力出现明显增加。导入夫妻教育程度与各妇女权力行为的交互效应变量后,妇女生育权对妇女受尊重的满意度影响增强很多;妇女分工权对妇女威信满意度、家务分担满意度和受尊重的满意度影响增强,但妇女分工权对妇女家庭决策的满意度影响减弱。从方程的R2 看,三次回归使各方程解释力分别共增加了3.6%、1.5%、3.8%、3.2%,表明调节变量对回归方程有明显的独特贡献力。四

14、、结论与讨论结合分析结果与理论假设,本研究认为,农村夫妻教育背景特征对农村妇女权力和妇女家庭地位满意度有直接影响作用;农村妇女权力行为对农村妇女家庭地位的满意度也存在直接影响;夫妻教育背景特征间接影响了妇女权力行为与妇女家庭地位满意度的关系。结合研究结论发现几个值得思考的问题,一是农村妇女生育权和分工权都与妇女所生活的女性群体文化差异有显著关系,是否说明这两种权力来源主要是社区群体,也就是说,在群体中的影响力或差异对妇女家庭权力行为有直接关系。二是妇女的家庭经济贡献对妇女权力行为有正关系,但为什么对妇女家庭满意度呈现负关系,当导入夫妻教育背景变量后,这种负关系立即消失,是否说明妇女家庭经济贡献

15、越大,妇女对满意度标准期望提高了,或者是教育水平的不匹配影响对妇女家庭地位的理解,而造成妇女家庭地位满意度与妇女家庭经济贡献负相关关系。三是研究发现妇女权力和地位在个体教育背景、家庭教育背景(夫妻教育交互、群体教育背景等等不同条件下,会产生不同的影响因素的变化。是否表明妇女在不同环境条件下对妇女家庭权力和家庭地位认识不同,所以对妇女家庭地位和权力的研究要从变化的环境来动态理解其内涵。这些问题有本研究未能充分解释,但可作为今后研究的启发。参考文献:1、包芳,吴炳义,2005,透视性别意识对妇女地位的影响,人口与计划生育第6期2、陈坤木,1995,妇女地位的概念和评价指标研究,南京人口管理干部学院

16、学报第1期3、第二期中国妇女地位调查课题组,2001,第二期中国妇女地位抽样调查主要数据报告, 妇女研究论丛第5期4、单彦彦,2002,关于妇女家庭地位现状的分析与思考以山东省为例,泰安师专学报第 9期5、何迪,2000,妇女地位变化的社会环境分析,社会科学论坛第9期6、雷伟立等,1995,农村社区妇女地位的实证研究, 人口学刊第3期7、刘启明,1994,中国妇女家庭地位研究的理论框架及指标建构, 中国人口科学第6期8、沙吉才,1995,当代中国妇女社会地位M.北京:北京大学出版社,9、孙戎,1997,妇女地位变迁研究的理论思路,妇女研究论丛第 4期10、沈安安,1994,家庭文化模式对妇女地

17、位的影响,中国人口科学第 4期11、王金玲,1996,浙江农村妇女家庭地位及变化的性别比较,浙江学刊第6期12、韦惠兰,杨琰,1999,妇女地位评价指标体系研究,兰州大学学报(社会科学版第2期13、徐安琪,2004,夫妻权力模式与女性家庭地位满意度研究, 浙江学刊第2期14、熊郁,1994,当代中国妇女地位研究,南方人口第1期15、徐安琪,2005,夫妻权力和妇女家庭地位的评价指标:反思与检讨,社会学研究第4期16、徐安琪,1992,中外妇女家庭地位的比较,社会第1期17、叶文振,刘建华,杜鹃等,2003,中国女性的社会地位及其影响因素,人口学刊第5期18、张永,1994,当代中国妇女家庭地位的现实与评估,妇女研究论丛第 2期19、郑丹丹,杨善华,2003,夫妻关系“定势”与权力策略,社会学研究第 4期20、Blav,Francimed and Marinne A Ferber: The Economics of Women Men and Work,1986Dyson,Tim and Mick Moore(