在中国生育率较低的背景下：性别不平等、女性主义身份的构建以及对婚姻的态度

《Acta Psychologica》：In the context of China's low fertility: Gender inequality, feminist identity development, and attitudes toward marriage

　　袁浩|帕梅拉·F·福利|贾凡莉
中国西北师范大学心理学院

**摘要**
本研究采用Downing和Roush（1985）提出的女性主义身份发展（FID）模型，探讨了中国普遍存在的性别不平等与中国女性女性主义信念及其婚姻态度之间的关联，以及女性主义身份的特定维度（如被动接受和自我揭示）是否以及如何调节这种关系。通过对251名未婚中国女性的在线调查，评估了她们的（a）性别不平等认知、（b）对婚姻的态度、（c）结婚意向，以及（d）FID的六个维度（被动接受、自我揭示、融入/外化、积极承诺、女性特质整合、自主整合）。中介分析得出了两个主要结果：首先，对性别不平等的感知程度越高，对婚姻的态度越消极，结婚意向越低；其次，这种关联完全可以通过FID的两个维度来解释——被动接受和自我揭示——它们以相反的方式调节了这种关系。这些结果凸显了中国女性对性别压迫意识的增强与传统婚姻吸引力的下降之间的关联。

**1. 引言**
自20世纪70年代以来，中国的生育率急剧下降，远远低于每名妇女2.1个孩子的替代水平（Goodkind, 2006; He et al., 2019; 世界银行 [TWB], 2022）。为应对这一趋势，政府相继实施了人口政策，包括2016年的二胎政策和2021年的三胎政策，以解决人口老龄化和劳动力短缺问题（中华人民共和国全国人民代表大会 [NPCPRC], 2021; 《中华人民共和国人口与计划生育法 [2015年修正案]》，2016）。然而，这些改革并未显著扭转生育趋势（Jing et al., 2022; Kuo & Wang, 2019; Zheng et al., 2009）。在中国，婚姻仍然是生育的主要方式，可以说是决定生育结果的关键因素。受儒家思想的影响，未婚生育的女性传统上被视为道德上有缺陷的，并容易受到歧视（Blair & Madigan, 2021; Hemminki et al., 2005）。除了社会污名化外，非婚生育还会受到制度性的惩罚；未婚母亲在获取公共资源（如户籍和入学）方面经常面临障碍，并可能被要求支付高额的社会抚养费（Jiang et al., 2019; Jiang & Liu, 2016; Yu & Xie, 2022）。尤其是年轻女性越来越不愿意早婚或根本不结婚，她们提到家庭压力、高生活成本以及往往由妻子承担的过多照料责任（Cai, 2010; Chang, 2010; Jiang et al., 2019）。此外，普遍存在的性别歧视（包括工作场所歧视、家庭暴力以及根深蒂固的男性偏好）也可能使她们对婚姻未来感到灰心（Chan & Yeoh, 2002; Das Gupta & Li, 1999; Hu, 2003）。尽管存在这些现实，但关于中国女性对性别不平等的认知如何影响其婚姻态度的系统研究仍然有限。此外，女性主义观点在主流媒体中仍被压制和污名化（Li, 2022; Wang & Tavmen, 2024; Zhou & Qin, 2017），在中国学术界也鲜有研究（Chen & Cheung, 2011; Song, 1972; Yang, 2022; Zheng, 2020）。与此同时，西方的相关研究表明，女性主义身份（指个体对父权规范的认识和反应）可以影响女性对亲密关系和家庭角色的看法（Alba et al., 2023; hooks, 2000; Yoder et al., 2007）。相比之下，没有接触过性别平等或女性主义思想的中国女性在自我倡导过程中可能会感到困惑和迷茫（Zheng, 2020）。

鉴于这些文化限制，研究女性的婚姻意向对于理解更广泛的人口危机至关重要。虽然现有的实证证据不足以证明某些生育参数与其他变量之间的直接因果关系（Ashraf et al., 2013; Zhang, 2017），但人口数据证实，婚姻率的波动与生育率下降密切相关（Fukuda, 2020; Jones, 2007）。事实上，推迟结婚以及随之推迟生育已经导致中国的总生育率（TFR）大幅下降（Jiang et al., 2019）。这一模式在东亚其他地区也存在，那里的婚姻和生育规范仍然高度相关（Matsuda, 2020），避免结婚成为生育率下降的主要原因之一（Chang, 2010）。因此，尽管这种关联具有间接性，本研究仍试图通过采用女性主义框架来探索女性主义身份、对性别不平等的认知与婚姻意向之间的联系，从而填补中国女性主义研究的空白。

虽然本研究是在一个长期低生育率的背景下进行的，但需要指出的是，该研究主要关注这些心理社会变量，并不直接评估生育行为或生育意向。理解女性如何心理上体验和应对性别不平等对于记录伴随人口挑战而来的社会文化变迁至关重要（Cai & Lavely, 2003; A. Liu & Tong, 2014）。

**1.1. 结构性性别不平等及其心理后果**
中国在全球性别平等指数中的排名一直较低，反映了经济、政治和家庭领域持续存在的差距（世界经济论坛, 2022）。这些不平等不仅体现在制度层面，还深深植根于该国的社会文化结构中，这种结构受到强调孝道、男性传承和妻居从夫制的儒家遗产的影响（Blair & Madigan, 2021; Tong, 2003）。尽管国家立法提高了女性接受教育和进入正规劳动市场的机会，但传统规范仍在强化男性权威，尤其是在农村地区（Lin, 2022; Zhang, 2016）。在当代社会中，工作场所的性别差距依然明显，女性面临较低的工资、较少的晋升机会以及与预期照顾责任相关的就业歧视（Bulger, 2000; Fang et al., 2024; Gao & Li, 2021; Sun, 2008）。在家庭内部，女性继续承担大部分无偿劳动和照顾责任，往往得不到制度或伴侣的支持（Chang, 2010; Huang, 2015）。对许多女性来说，婚姻并不被视为平等的伴侣关系，而是一种加剧这些不平等的制度（Li et al., 2020; Zhang, 2023）。尽管教育水平有所提高，但女性的政治代表性仍然很低。在受教育程度高和富裕的人群以及农村地区，女性在领导力和政策制定角色方面的制度性障碍依然存在（Song, 2016; Tong, 2003; Yao & You, 2018; Zeng, 2014）。在健康领域，对男性的文化偏好导致了性别比例失衡（Guilmoto, 2011; Retherford et al., 2005; Wang, 2005），进一步加剧了对女性的人权侵犯，如强制堕胎、选择性堕胎（Cai & Lavely, 2003; Ebenstein, 2010）和买卖新娘（Hu, 2003; Jia, 2016）。这些限制反映了制约女性在公共和私人领域能力的广泛结构性障碍，被认为是理解当代中国女性婚姻和生育选择的核心（Li & Feng, 2021; Liu & Tong, 2014）。

总体而言，这些条件不仅影响了女性的客观机会，也影响了她们对婚姻的心理态度。对于那些认为社会系统性地歧视自己的女性来说，传统的婚姻制度可能显得不那么理想或可信。例如，一些人可能会被动接受传统角色，而另一些处于自我揭示阶段的女性则可能完全拒绝婚姻，作为一种批判或自我保护的方式（Downing & Roush, 1985; Fischer et al., 2000）。理解性别不平等如何与女性主义身份发展相互作用，对于理解中国女性不断变化的婚姻态度至关重要。

**1.2. 中国的 feminism 和女性主义身份发展**
女性主义理论认为，父权制塑造了社会、经济和文化制度，使女性处于不利地位（hooks, 2000）。中国的女性主义历史复杂，可追溯到19世纪末反对缠足的运动和1919年的五四运动（Li, 2000; Shen, 2018）。然而，在随后的共产主义运动中，“女性主义”的讨论常常被淡化或纳入更广泛的阶级斗争中（Zhuang, 2019）。如今，中国明确的女性主义活动面临审查和社会污名化，一些批评者将“女性主义”等同于仇男或西方渗透（Chen & Cheung, 2011; Han, 2018）。尽管如此，“数字女性主义”和在线 activist 组织却在增长，增强了争取妇女权利、性别平等和对父权规范深入批判的呼声（Wu & Dong, 2019; Xie & Chao, 2022）。

从心理学角度来看，女性主义者意识的差异可以通过Downing和Roush（1985）提出的女性主义身份发展（FID）模型来概念化。该模型部分借鉴了Cross（1971）的黑人身份理论，认为女性通过不同的、非线性的身份维度内化、面对并回应父权压迫：
a) 被动接受（PA）：女性接受或对制度性压迫视而不见；
b) 自我揭示（REV）：在危机或矛盾的触发下，女性深刻意识到父权主义并感到愤怒或背叛；
c) 融入/外化（EE）：女性寻求与其他女性的支持性联系，同时完善她们正在形成的女性主义身份；
d) 整合：女性发展出真实的自我意识，超越僵化的性别刻板印象，平衡先前的愤怒与建设性参与；
e) 积极承诺（AC）：女性巩固她们的女性主义身份，并致力于推动性别平等的社会或政治行动（Downing and Roush, 1985）。

西方的研究表明，某些FID维度/评分与更平等的性别态度、较低的性别歧视容忍度和更强的自我倡导能力有关（Fischer et al., 2000; Moradi & Subich, 2002; Yoder et al., 2007）。FID模型中的整合和积极承诺维度已被证明可以缓解性别歧视带来的心理影响（Sabik & Tylka, 2006）。来自中国的证据仍然有限；有两个维度——被动接受和积极承诺——被确定为性别角色信念与性别歧视认知之间关系的中介因素（Shi & Zheng, 2020）。然而，此前没有研究探讨FID过程如何调节对结构性性别不平等的认知与婚姻决策之间的联系。

**1.3. 性别不平等、女性主义身份和婚姻之间的联系**
女性主义学者长期以来认为，婚姻并非中立的制度，而是历史上由父权规范塑造的，这些规范常常限制女性的自主性并强化不平等的劳动分工（Finlay & Clarke, 2003; Hunter, 2020）。在许多文化背景下，持有强烈女性主义信念的女性更有可能挑战这些传统的婚姻期望，要么完全拒绝结婚，要么寻求平等的伴侣关系（Auchmuty, 2012; Braun, 2003）。在当代中国，婚姻仍然围绕父系继承、妻居从夫制和女性照顾的责任而构建，使女性处于家庭劳动的中心，但却常常处于决策权力的边缘（Chang, 2010; Jiang et al., 2019）。因此，倡导更平等或女性主义价值观的女性可能对婚姻持矛盾或拒绝的态度（Blair & Madigan, 2021）。然而，对性别不平等的认知不仅仅是被动的观察；理论模型表明，它实际上是心理发展的关键驱动因素。根据FID模型（Downing & Roush, 1985），通过身份阶段的转变通常是由“危机或矛盾”引发的——在这种情况下，个体深刻意识到父权压迫。

在本研究中，我们将对性别不平等的认知视为这种引发矛盾的因素。我们认为，那些感知到更高程度结构性不平等的女性可能会以不同的方式接受被动接受或自我揭示等FID维度。女性通过一致的女性主义意识对外部不平等作出反应的不同过程，随后会影响她们对传统制度（如婚姻）的评估。因此，女性主义身份可以作为一种内部机制，将结构认知与个人态度联系起来。例如，处于被动接受阶段的女性可能会认为传统的性别角色和婚姻规范是自然或不可避免的（Downing & Roush, 1985），因此对生育持有相对积极的态度（Li & Jiang, 2019）。而处于自我揭示阶段的女性可能会觉醒，对父权制度产生不信任（Downing & Roush, 1985），包括婚姻。其他维度（融入/外化、整合和积极承诺）可能会促进对婚姻的更细致的态度——一些女性可能会通过各种女性主义行动追求平等的婚姻（Liu & Tong, 2014; Xie & Chao, 2022）。理解这些可能性不仅对于解决中国的性别不平等问题至关重要，而且也有助于认识到结婚率和生育率下降所带来的人口统计复杂性。

2. 本研究调查了感知到的性别不平等与中国女性对婚姻的态度以及她们的结婚意愿之间的关系，以及女权主义身份发展是否能够作为一个心理框架来解释这些关联。在婚姻仍然与生育和成年地位紧密相关的社会文化背景下，要理解女性对婚姻的疏远或怀疑态度，就需要关注外部结构和内部身份取向。女权主义理论认为，个体并不是简单地吸收社会信息，而是通过不同的信仰体系、情感体验和身份承诺来主动解读这些信息（Downing & Roush, 1985; Hooks, 2000）。FID模型为捕捉这一解释过程提供了一个丰富的框架。我们提出，女权主义身份的各个维度可能作为对感知到的性别不平等程度的心理反应，并与女性如何理解和回应如婚姻这样的性别制度化现象有关。在这种情况下，进行中介分析在理论上和统计上都是必要的。女权主义身份可以被视为一种机制，通过它，对结构不平等的感知与个人意义和行为联系起来（Downing & Roush, 1985; Hyde, 2002）。通过测试FID维度作为中介变量，我们旨在考察性别感知与婚姻态度之间的间接关联，探索感知到的性别不平等是否与女权主义身份的特定维度相关，以及不同程度的女权主义认同如何影响女性对婚姻的评价。

假设1：更高的感知性别不平等程度将与更消极的婚姻态度相关。
假设2：这种关联将由不同的女权主义身份维度——被动接受、揭示、内嵌/外化、女性特质整合、自主整合和积极承诺来中介。

3. 方法
3.1. 参与者
参与者是通过在线调查招募的。最初收到了424份回复。数据经过清洗并进一步筛选完整性。在最初的样本中，有173份回复因未能通过筛选问题或未完成主要研究测量而被排除。最终分析样本为251名从未结婚的中国女性。纳入标准包括：a) 自称为中国人，居住在中国，女性，年龄≥18岁；b) 异性恋取向（以减少同性婚姻污名化对婚姻意愿的干扰）；c) 从未结婚（专注于未来的婚姻态度）。参与者的平均年龄为26.2岁（标准差=4.84）；82.1%居住在城市地区，94.4%至少拥有学士学位。在这些女性中，17.1%曾在国外生活。表1提供了详细的人口统计信息。

4. 测量工具
4.1. 人口统计表格
一个简短的问卷询问了年龄、教育水平（例如，低于学士学位、学士学位）、居住地点等。这些项目主要用于描述性和探索性分析。

4.2. 感知性别不平等
我们采用了由Xuan Li（2014）验证的中国版本的性别不平等量表（GIS；Rohner, 2012）。这个包含5项的量表衡量了受访者对其社会在结构上如何赋予男性相对于女性更多权力的信念（例如，“你们国家的妇女在多大程度上被排除在政治权力之外？”）。每个项目都在4点的李克特量表上评分（1=完全不同意到4=非常同意）。较高的平均分反映了更强的系统性男性主导观念。本样本中的Cronbach's alpha值为0.87。

4.3. 女权主义身份发展
我们使用了女性主义身份复合量表—中国版本（FIC-C；Fischer等人，2000；Liu & Zheng, 2019）。中国版本包含29个项目，测量六个FID维度：被动接受（PA）、揭示（REV）、内嵌/外化（EE）、女性特质整合（fSYN）、自主整合（aSYN）和积极承诺（AC）。每个项目都在5点的李克特量表上评分（1=强烈不同意到5=强烈同意）。每个子量表的得分用于反映个体的多维女权主义认同（Hyde, 2002）。根据Fischer等人（2000）的说法，每个子量表上的较高得分反映了与FID相关维度更一致的女权主义身份。这些子量表的内部一致性在本样本中范围为0.78到0.87。

4.4. 对婚姻的态度
我们根据标准翻译和回译程序（Gudmundsson, 2009）将普遍对婚姻的态度量表（GAMS；Park & Rosén, 2013）翻译成中文版。这十个项目（例如，“婚姻很重要”，“婚姻使人不快乐[反向编码]”）在7点的李克特量表上评分（0=强烈不同意到6=强烈同意）。较高的总分数表示对婚姻的总体态度更为积极。本样本中的Cronbach's alpha值为0.89。中文版本的GAMS也显示了良好的构建效度，CFI=0.97，RMSEA=0.08，SRMR=0.04。

4.5. 结婚意愿
同样，我们根据翻译和回译程序（Gudmundsson, 2009）将结婚意愿量表（IMS；Park & Rosén, 2013）翻译成中文版。这三个项目（例如，“我打算将来结婚”）在7点的李克特量表上评分（0=强烈不同意到6=强烈同意）。总分范围从0到18，分数越高表示未来结婚的意愿越强。Cronbach's alpha值为0.92。IMS也显示了良好的构建效度，CFI=1.00，RMSEA=0.00，SRMR=0.00。

5. 程序
在获得Seton Hall大学机构审查委员会（IRB）的批准后，我们在广泛使用的中文社交媒体平台微信上发布了招募信息。感兴趣的个体扫描Qualtrics的QR码，了解研究目的，并通过点击“同意”进行电子同意。参与者通过是/否问题进行筛选，以验证他们的资格（即，女性、从未结婚、居住在中国、异性恋）。符合标准的参与者继续填写人口统计表格和上述量表（中文版）。完成整个过程大约需要5-8分钟，不提供任何金钱奖励。数据在Qualtrics中自动匿名化，以确保保密性。共保留了251份有效回复。

5.1. 数据分析
使用SPSS 29.0进行了层次回归分析，并使用PROCESS宏程序（Model 4，Hayes, 2022）进行了平行中介分析。首先，我们检查了所有变量之间的双变量相关性。在当前分析中，控制变量的选择基于以下理由：（1）我们首先在中介分析中进行了人口统计变量和关键研究变量之间的双变量相关性分析。（2）那些与因变量（GAMS和IMS）有相关性的变量被作为协变量纳入层次回归分析。基线回归模型（模型1）使用GAMS和IMS作为每个中介分析的因变量，协变量是唯一的预测因子。接下来，GIS被添加为基线模型的关键预测因子（模型2）。在最终模型（模型3）中，包括PA、REV、EE、aSYN、fSYN和AC在内的所有六个中介变量都被添加到模型2中。我们在后续的中介分析中使用最终模型中的显著协变量作为控制变量。在所有用于回归模型的变量中，只有两名参与者的年龄信息缺失。由于PROCESS宏程序采用列表删除方式，这些案例在所有回归和中介分析中被排除，导致每个模型的最终样本量为N=249。

然后我们检验了假设1和假设3——感知性别不平等与（a）对婚姻的态度（GAMS）和（b）结婚意愿（IMS）之间的直接关联。接下来，我们将六个FID维度作为平行中介变量，看每个维度是否解释了这些关联（假设2和假设4）。根据标准自助法，我们使用了5000次重采样迭代来生成所有间接路径的标准误差和95%的自助置信区间（CIs）。如果95%的自助CI不包括零，则认为间接效应显著。最后，我们检验了模型假设（例如，线性、正态性、多重共线性）。初步检查发现人口统计变量Age和在中国居住的年数之间存在高相关性，表明存在严重多重共线性（VIFs >10）。为了解决这个问题，我们从所有后续的回归和中介模型中移除了在中国居住的年数。由于所有变量都是在一个简短的调查中自我报告的，我们进行了Harman的单因素测试，以检查共同方法变异可能引起的潜在偏差。结果表明，单一的共同方法因子解释了模型中使用的变量总方差的39%，这低于50%的阈值。因此，当前分析没有显示出共同方法偏差的 major 问题。

6. 结果
6.1. 描述性统计和相关性
在双变量分析中（表2），感知到的性别不平等（GIS）与对婚姻的态度（GAMS）（r = ?0.39，p < .001）和结婚意愿（r = ?0.33，p < .001）呈负相关。正如预期的那样，较高的感知不平等程度对应着更消极的婚姻态度和更低的结婚意愿。FID子量表也显示了显著的相关性。被动接受与GAMS和IMS呈正相关，而揭示与GAMS和IMS呈负相关，但与GIS呈正相关。其他子量表（EE、aSYN、fSYN、AC）与婚姻态度的相关性较弱或混合。

6.2. 回归模型
进行了以GAMS为因变量的层次多元回归分析。如表3所示，在模型2中，GIS显著预测了GAMS（b = ?1.31，95% CI = [?1.70, ?0.93]，p < .001）。这一结果支持了假设1，表明感知到的性别不平等与对婚姻的态度呈负相关。然而，在加入FIC-C维度后，只有PA（b = 1.12，95% CI = [0.84, 1.41]，p < .001）和REV（b = ?0.67，95% CI = [?0.90, ?0.44]，p < .001）显著预测了GAMS。具体来说，PA是GAMS的显著正预测因子，而REV是显著的负预测因子。

6.3. 中介模型
还进行了层次多元回归分析，以检验GIS对IMS的影响。如表4所示，在模型2中，GIS显著预测了IMS（b = ?0.55，95% CI = [?0.74, ?0.36]，p < .001）。这一结果支持了假设3，表明感知到的性别不平等与结婚意愿呈负相关。然而，在模型3中加入FIC-C维度后，只有PA（b = 0.53，95% CI = [0.38, 0.67]，p < .001）和REV（b = ?0.23，95% CI = [?0.35, ?0.11]，p < .001）显著预测了IMS。具体来说，PA是IMS的显著正预测因子，而REV是显著的负预测因子。总之，在独立变量和中介变量之外，教育成为了最终模型中的唯一混合变量。因此，我们决定在中介分析中将教育作为协变量进行控制。

6.3. 中介模型
进一步测试了平行中介模型（Model 4；Hayes, 2022），以检验FIC-C维度是否中介了GIS和GAMS之间的关联。GIS作为自变量，六个FIC-C维度（PA、REV、EE、fSYN、aSYN和AC）被指定为中介变量，GAMS作为因变量，并控制了教育水平。如图1所示，只有PA和REV展示了将GIS与GAMS联系起来的显著间接效应。GIS对GAMS的直接效应不显著（b = ?0.34，SE = 0.20，p = .11）。特别是，通过PA的间接效应显著（b = ?0.54，95%自助CI [?0.78, ?0.34]）。较高的GIS水平与较低的PA水平相关（b = ?0.49，SE = 0.08，p < .001），而较低的PA水平又与GAMS的较低分数相关（b = 1.10，SE = 0.15，p < .001）。此外，通过REV产生的间接效应也具有显著性（b = –0.46，95% 自举置信区间 [–0.69, –0.27]）。较高的GIS水平与较高的REV水平相关（b = 0.77，SE = 0.11，p < 0.001），而较高的REV水平又与GAMS得分更负相关（b = –0.66，SE = 0.12，p < 0.001）。从GIS到GAMS的总间接效应显著（b = –0.99，95% 自举置信区间 [–1.28, –0.72]），从GIS到GAMS的总效应也显著（b = –1.33，95% 自举置信区间 [–1.75, –0.92]）。因此，每个中介路径的相对效应大小分别为：GIS -> PA -> GAMS路径的效应大小为0.41，GIS -> REV -> GAMS路径的效应大小为0.35。总间接效应的大小为0.74。这些发现支持了假设2。

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图1. GAMS、GIS和FIC-C维度的并行多重中介模型。

注：自举估计基于5000次重采样；GAMS = 对婚姻的总体态度；GIS = 感知到的性别不平等；FIC-C = 女权主义身份复合-中国；PA = 被动接受；REV = 揭露；EE = 内在化/表现；AC = 主动承诺；aSYN = 自主综合；fSYN = 女性特质综合。

还测试了一个并行中介模型，以考察FIC-C维度是否中介了GIS与IMS之间的关联。以GIS为自变量，六个FIC-C维度（PA、REV、EE、fSYN、aSYN和AC）为中介变量，IMS为因变量，并控制了教育水平。如图2所示，只有PA和REV显示出将GIS与IMS联系起来的显著间接效应。GIS对IMS的直接效应不显著（b = –0.16，SE = 0.10，p = 0.12）。具体而言，通过PA的间接效应显著（b = –0.26，95% 自举置信区间 [–0.37, –0.16]）。较高的GIS水平与较低的PA水平相关（b = –0.49，SE = 0.08，p < 0.001），而较低的PA水平又与较低的结婚意愿相关（b = 0.53，SE = 0.07，p < 0.001）。此外，通过REV的间接效应也具有显著性（b = –0.16，95% 自举置信区间 [–0.27, –0.07]）。较高的GIS水平与较高的REV水平相关（b = 0.77，SE = 0.11，p < 0.001），而较高的REV水平又与较低的结婚意愿相关（b = –0.23，SE = 0.06，p < 0.001）。从GIS到IMS的总间接效应显著（b = –0.40，95% 自举置信区间 [–0.52, –0.27]），从GIS到IMS的总效应也显著（b = –0.56，95% 自举置信区间 [–0.76, –0.37]。同样，GIS -> PA -> IMS路径的中介效应大小为0.46，GIS -> REV -> IMS路径的中介效应大小为0.29。总间接效应的大小为0.71。这些发现支持了假设4。

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图2. IMS、GIS和FIC-C维度的并行多重中介模型。

注：自举估计基于5000次重采样；IMS = 结婚意愿；GIS = 感知到的性别不平等；FIC-C = 女权主义身份复合-中国；PA = 被动接受；REV = 揭露；EE = 内在化/表现；AC = 主动承诺；aSYN = 自主综合；fSYN = 女性特质综合。

7. 讨论

7.1. 研究结果总结

与我们的假设和以往的研究（Chan & Yeoh, 2002; Lin, 2022）一致，本研究发现，认为存在较高结构性别不平等的中国女性倾向于对婚姻持有更消极的看法（支持H1），并且结婚意愿较低（支持H3）。这些直接关联突显了基于性别的社会限制的认知与女性对这一传统重要生活机构的看法之间的潜在关系。

此外，研究显示，感知到的性别不平等对婚姻态度和结婚意愿的影响是通过Downing和Roush（1985）概念化的两个特定女权主义身份发展维度中介的，这为H2和H4提供了部分支持。具体而言，较高的性别不平等感知与较低的被动接受水平相关。这表明，对性别压迫的更高意识与女性对父权规范的不自觉或批判性接受程度较低有关。相反，较低被动接受水平与对婚姻更消极或谨慎的态度以及较低的结婚意愿相关。保持较高被动接受水平的女性，即继续遵守或缺乏对传统性别角色的批判性参与的女性，表现出更积极的婚姻态度和更强的结婚意愿。

较高的性别不平等感知与较高的“揭示”维度认同度相关。这一发现与这样一种观点一致，即更意识到父权体系中权力不平衡的女性可能会经历“女权主义觉醒”（Downing & Roush, 1985）。这种高度的觉醒状态与对婚姻更消极的态度和较低的结婚意愿显著相关。数据表明，对态度和意愿的影响不仅仅是因为不平等的感知本身，而是因为女性赋予这种感知的批判性意义，这些意义由FID维度捕捉到。

值得注意的是，在此样本中，其他FID维度（即内在化/表现、女性特质综合、自主综合和主动承诺）并未作为感知到的性别不平等与婚姻倾向之间关系的显著中介出现。这表明，虽然这些更为成熟的女权主义身份阶段对个人发展和积极性至关重要，但与被动接受和揭示的认同程度可能是对婚姻态度影响更强大的维度。

7.2. 理论意义

被动接受和揭示的中介作用为Downing和Roush（1985）的FID模型的适用性提供了实证支持，该模型主要在西方背景下得到验证（Yoder et al., 2007），并将其扩展到中国的独特社会文化环境中。这种跨文化验证非常重要，因为它展示了该模型在解释全球范围内女性女权意识变化与根深蒂固的父权制度之间的关系时的稳健性。这些发现特别阐明了早期FID维度的理论与影响。被动接受表现为对社会规范的无疑问的内化，自然与对传统婚姻的更积极看法相关。然而，我们的结果显示，较高的性别不平等感知与较低的被动接受水平相关。这种较低水平的被动接受，加上较高的揭示水平——即认识到系统性别歧视后的信仰危机（Downing & Roush, 1985）——在统计上解释了对婚姻的更批判性评价。这与将婚姻视为历史上维持女性从属地位的制度的批判性女权主义观点一致（hooks, 2000; Hunter, 2020）。正如Yoder等人（2007）所指出的，被动接受和揭示之间的理论差异标志着非女权主义和女权主义思维的分歧，这与我们的中介发现一致，其中感知到的性别不平等与被动接受呈负相关，但与揭示呈正相关。

其他FID维度（如内在化/表现、综合和主动承诺）在本研究中作为中介的显著性不足值得考虑。虽然这些维度代表了更成熟、更整合的女权主义身份，但揭示的最初、往往充满情感的觉醒特征可能与婚姻等基本生活选择有更直接和决定性的关联，特别是对于尚未结婚的年轻人。满足上述FID维度得分较高的女性可能拥有更多样化和复杂的策略来应对、改革或拒绝婚姻，这可能无法被专注于初始结婚意愿的线性中介模型捕捉到。正如Henderson-King和Stewart（1997）所建议的，后来的FID维度更为流动和共存，导致的结果更为多样化。

7.3. 性别不平等、婚姻规范的演变和中国的人口背景

鉴于中国持续的人口挑战，包括历史上较低的生育率以及婚姻与生育的持久社会联系（Blair & Madigan, 2021; Yu & Xie, 2022），本研究揭示的对婚姻的抵触情绪尤为重要。虽然经济压力和对教育及职业目标的追求无疑导致了婚姻推迟和结婚率下降（Cai, 2010; Jiang et al., 2019），但我们的研究强调了感知到的性别不平等是一个重要的共同因素，可能需要进一步的人口学研究。这种感知到的不平等并非抽象概念；它根植于工作场所歧视的具体经历和观察（Bulger, 2000; Fang et al., 2024）、家务劳动和育儿的不均衡负担（Chang, 2010; Huang, 2015）、以及对男性偏好的文化偏好（Guilmoto, 2011），以及由性别歧视事件加剧的社会焦虑（JPPCGIT, 2022; Luo, 2022）。我们的数据表明，对这些现实具有更高女权意识的女性也倾向于报告较低的进入可能延续这些不平等的婚姻制度的意愿。

7.4. 实际意义和政策考虑

中国结婚率的下降通常被归因于现代生活成本或文化变化（Wrenn et al., 2019; Yu & Xie, 2015）。我们的数据表明，性别不平等是一个相关的心理因素。女性对工作场所偏见、家庭负担和广泛父权制度的认识与对婚姻吸引力的降低相符。仅仅提供生育补贴或延长产假可能不足以改变这些认知（Kuo & Wang, 2019）。如果政策制定者旨在解决结婚率下降的问题，改革可能需要考虑解决女性不愿结婚的深层原因——如性别歧视规范、家庭暴力和育儿资源不足。鼓励男性参与家务、实施灵活的工作政策以及严格执行反歧视措施可能有助于使婚姻制度符合平等主义价值观，从而可能使女性将婚姻视为一种伙伴关系而非压迫性结构（Guo, 2021; M. Li & Xu, 2022）。创建更广泛的福利体系、支持单身母亲以及将非婚姻生育正常化也可能改变避免婚姻与低生育率之间的联系（Chang, 2010; Matsuda, 2020）。然而，这样的结构性改革在中国进展缓慢且政治上敏感（Tong, 2003; Zhuang, 2019）。

从心理干预的角度来看，教育工作者或咨询师可以考虑将女权主义框架融入青少年女孩或大学生的项目中，帮助他们表达担忧并制定解决方案。更多接触女权主义文献可能会赋予在揭示维度上得分较高的人更有能力选择更公平的婚姻或抵制单身生活的污名。然而，政策执行和地方治理的彻底变革也是必要的，以保护农村女性免受最严重的父权主义虐待（JPPCGIT, 2022; Luo, 2022）。

8. 限制和未来研究

我们的研究存在几个局限性。首先，我们承认研究的一个主要局限性在于，我们测量的是与婚姻相关的变量，而不是直接的生育意愿或行为。因此，性别不平等与中国低生育率之间的任何联系仍然是理论和间接的。尽管如此，由于婚姻在中国仍然是生育的主要社会先决条件（Yu & Xie, 2022），这些发现可能提供了一个关键的起点。我们保持这一焦点，因为它代表了这项研究的初衷——探索性别不平等的心理负担如何导致当前观察到的更广泛的人口变化。我们提供这些见解作为未来研究的探索性起点，未来的研究应包括对生育意愿的直接测量。其次，横断面数据无法得出因果结论；感知到的不平等可能先于负面婚姻观点，或者相反的情况也可能成立——不愿意结婚的女性可能会加剧对不平等的感知。需要纵向研究来更好地理解这些关系。此外，还需要纵向或序列设计来更好地研究FID模型中身份发展和阶段转换随时间的变化。第三，我们发现的普遍性受到样本特征的限制。参与者是通过方便抽样招募的，主要来自城市、受教育程度较高且较年轻的女性。因此，这些发现可能最好反映这一特定人群的经历，在将结论扩展到所有中国女性或更广泛的国家政策背景时需要谨慎。我们还关注了从未结婚的异性恋女性。未来的工作可以探讨已婚女性的观念演变及其对第二或第三个孩子意愿的影响。另外，尽管通过经过验证的子量表测量了女权主义身份，但仍存在一些微妙的文化差异。一些中国女性可能拒绝“女权主义”标签，但仍然对父权制持怀疑态度（Han, 2018）。对于通过翻译后的量表测量的其他变量，虽然验证性因子分析支持了在中国背景下翻译后的GAMS和IMS测量工具的因子结构，但本研究并未包括全面的心理测量学验证，例如检验标准相关有效性，因为全面的心理测量学验证并非本研究的主要目的。未来的研究应优先对这些中文工具进行严格的验证。我们将性别不平等、女性主义身份与婚姻态度之间的关联视为探索性的，为未来的纵向研究提供了基础。基于这些见解，未来的研究可以 aim for 更多元的样本选择，以提高结果的普遍性。未来的研究还可以探讨男性对性别不平等的类似态度，研究家长制观念如何与女性的女性主义意识相交。采用混合方法设计的研究可以加入访谈，以捕捉人们意识到问题并可能转向积极参与或融入其中的情感过程。最后，未来的研究可能会探讨具有更细致女性主义身份（例如，积极投入的女性）如何在追求母性的愿望与对父权制婚姻的批判之间找到平衡。

9. 结论

总之，我们的研究显示了中国女性感知到的性别不平等与他们对婚姻持怀疑态度之间存在间接关联。因此，解决与女性不愿结婚相关的性别结构性问题可能对关注婚姻及生育趋势的政策具有相关性。两个关键的中介变量——被动接受与自我觉醒——强调了女性主义意识在女性评估传统婚姻中的作用。具体而言，较低的被动接受程度和较高的自我觉醒程度有助于弥合感知到的性别不平等与婚姻怀疑态度之间的差距。希望提高中国生育率的政策制定者必须认识到，性别不平等的结构仍然是阻碍婚姻和生育的重大因素。在许多中国女性认为婚姻与其权利、自主性和福祉相兼容之前，可能需要更加公平的劳动力市场、强有力的社会支持以及更广泛的文化变革。

**作者贡献声明**

袁浩：撰写——审阅与编辑，撰写——初稿。

Pamela F. Foley：撰写——审阅与编辑，指导。

贾芳丽：撰写——审阅与编辑，指导。

**参与同意**

所有参与者在参与研究之前都获得了研究信息，包括对研究工具的描述、风险和收益，以及他们随时终止参与的权利。为了保护他们的匿名性，参与者的同意默认为他们选择完成研究材料的行为。

**发表同意**

不适用。

**伦理考量**

本研究于2023年12月20日获得了Seton Hall大学机构审查委员会的批准，研究编号为2024-522。

**作者说明**

本文基于作者的博士论文内容，并进行了扩展和修订以适合发表。该研究已获得Seton Hall大学的IRB批准。作者未报告任何利益冲突。

**资金声明**

作者未收到任何与该研究的财务支持、作者身份或文章发表相关的资金。