一、前言

随着经济体制改革和市场经济转型的深入，农村非农化进程加快，大量的农业剩余劳动力实现了向非农产业的转移，其中一条重要途径是外出务工(佟新，2005；马春华，2003)。据国家统计局农调总队抽样调查结果显示，2006年农村外出务工劳动力已达1.3亿人。女性占流动就业劳动力的比重由起初不足1 / 3增加到2 / 5左右，这一比例还在继续上升(谭深，1997)。农村女性外出务工可能改变女性对家务分工的性别期望，形成更为灵活的家务分工模式(马春华，2003)。

一般认为，外出务工打破了农村妇女单一的生活和生存状态，丰富了女性的个体经历；她们的生活方式和价值观会受到城市化和现代化的强烈冲击(刘伯红，1996；孟范宪，1993；秦广强、张娟娟，2006)。对曾经外出务工、目前已回乡的妇女的调查研究发现，外出务工经历使农村女性相对摆脱传统农村文化的束缚，触到现代化的社会发展进程，对妇女本人的自主意识、婚育观念和行为、生活方式等都产生了积极影响(夏雪、秘舒，2007；尤丹珍、郑真真，2002；郑真真，2001)。随着传统社会性别规范的束缚减弱，妇女对家庭收入的贡献的提高，更有利于增强其在家庭生活中的谈判能力(李冬莉，2001；朱爱岚，2004)。因此，外出务工经历可能增强女性资源对其家务分工期望的影响作用。虽然以往的研究中有一些考察了夫妻资源对家务分工的影响，但是由于夫妻资源和个体社会化经历之间存在复杂的互动关系，因此，在农村女性外出务工背景下，研究外出返乡妇女时，很有必要考虑外出务工经历的调节作用，对夫妻资源对家务分工期望的影响进行深入探讨。

随着农村社会变迁，有外出务工经历的女性被认为是比较现代的观念、价值取向和社会规范的传播者(郑真真，2001)，这一女性群体的快速增长在实践中可能改变或者影响父权制的规则和资源的生产和再生产(马春华，2003)，对于家庭和个人的社会性别意识和行为，以及流出地习俗的改变都有十分重要的意义。在本研究中，我们将分析比较有外出务工经历和无外出务工经历的农村女性人群之间对家务分工期望的差异，以及夫妻资源对家务分工期望的影响作用是否受外出务工经历的影响而存在的差异。

二、概念界定、理论分析与研究假设 (一) 概念界定

角色期望是指社会或他人(或自己)对某一社会角色应具有的心理和行为的期望；它往往是在个体承担某一社会角色之前就存在的，但需要被个体的角色认知所理解方能发挥作用(车文博，2001)。家务分工期望，是由对家务角色权利、责任和义务的规定所构成的人们的心理期待。传统的中国农村社会对夫妻家务性别角色的期望和分工是“男主外，女主内”，日常家务劳动完全由女性承担。随着社会变迁，女性并不是简单地遵守现有的社会性别规范，女性会根据自己的情境提出对丈夫分担家务的期望和要求。

本文关注的是曾经外出务工而目前已返乡的农村妇女，了解外出务工经历给他们夫妻资源和家务分工期望之间的关系所带来的影响。由于调查时受访妇女并不处于流动状态，我们采用尤丹珍和郑真真(2002)提出的概念，将截止调查时点为止、曾经离开户口所在地到县城或县城以外出务工或经商一个月以上的妇女，称为“外出妇女”；将截止调查时点为止、从未离开户口所在地到县城或县城以外出务工或经商、或离开不到一个月的妇女，称为“未外出妇女”。

(二) 理论分析与研究假设

家务分工理论包括资源论、性别意识假设、时间可及性假设和生命周期理论等(Coltrane，2000；Shelton & John，1996)。性别意识假设认为，在社会化过程中形成的性别角色观念，是影响两性的家务行为的主要因素，具有更平等的社会性别意识的女性比传统意识较强的女性做家务的时间更少(Brayfield，1992；Presser，1994)。时间可及性假设认为，夫妻一方能付出的家务时间越多，承担的家务责任就越多。大多数研究所采用的时间约束指标是工作状态和子女数量(Shelton & John，1996)。家庭生命周期理论的假设比较零散，它认为结婚年数、家庭类型和居住地等因素都会影响家务分工(Coltrane，2000)。本文主要关注夫妻资源对家务分工的影响，因此下文着重围绕资源论和修正资源论分析。

1.资源论

资源论认为家务分工是夫妻资源交换或权力协商的结果(Blood & Wolfe，1960)。拥有更多资源的一方会利用这些资源进行谈判以逃避家务(Brines，1993)。虽然对资源论的操作化多种多样，但较一致的结果来自对收入的经验研究(Shelton & John，1996)。许多研究发现，收入影响女性的家务时间和性别表现(Presser，1994；Ross，1987)。以受教育程度作为权力或资源的衡量指标的大部分研究发现，女性教育水平越高，其家务劳动时间更少，丈夫参与家务程度更高(Brines，1993；Huber & Spitze，1983)。对男性的教育水平的影响则未有一致的结论，有研究发现，男性的教育水平与女性的家务时间负相关(Bergen，1991；Brayfield，1992；Brines，1993)。国内的研究发现，女性的收入越高，从事家务劳动时间越少，丈夫做家务概率越高(徐安琪、刘汶蓉，2003；杨菊华，2006)。女性的教育程度高于丈夫的，家务劳动时间更少(杨菊华，2006)。还有研究指出，随着农村社会变迁，女性受教育水平和能力不断提高，她们通过各种途径增加家庭内的收入贡献，增加其在家庭生活中的谈判能力(朱爱岚，2004)。就此，本研究提出如下假设：

假设1a：丈夫的收入越高，农村女性的家务分工期望越低。

假设1b：农村女性本人的收入越高，其家务分工期望越高。

假设2a：与丈夫的教育程度相比，农村女性的夫妻相对教育程度越高，其家务分工期望越高。

假设2b：农村女性本人的教育越高，其家务分工期望越高。

2.与社会性别规范相关的修正资源论

在过去的几十年中，越来越多的研究者探究资源因素的更细节化的多个方面，应用包括文化、经济、心理等更复杂的理论来理解家务分工问题(Coltrane，2000)，其中一个重要方面就是对社会文化，特别是对性别规范的关注。二十世纪六七十年代，Rodman(1967；1972)比较不同社会文化对资源论的研究结果，提出修正资源论，指出夫妻资源对于家庭内婚姻权力的影响可能受不同社会发展阶段的社会性别规范的影响。在传统性别规范比较强的社会文化下，性别规范会抑制资源的作用；而在传统性别规范趋向松动的社会，夫妻资源更有可能转化为权力，影响家务分工。Richmond(1976)对古巴移民的研究表明，移民夫妻资源的权利效应受其接触美国平权文化的程度的影响，在夫妻接触平权的性别文化规范程度较高时，拥有较多资源的妻子则会获得较大的家庭权力，丈夫的家务参与率也较高。近期的研究进一步提出，不同层次的社会结构下，随着社会性别规范制约的差异，对于女性经济权力的抑制程度不同，进而造成资源协商作用的差异(Blumberg，1991)。中国大陆有不少研究认为，传统的父权制和性别分工规范阻碍妇女将其资源有效地转化为权力(徐安琪、刘汶蓉，2003；郑丹丹、杨善华，2003；左际平，2002)，但对不同阶层不同人群之间性别规范对资源权力效应的影响差异的研究则较少。中国台湾的吕玉瑕和伊庆春(2005)提出，不同年龄层、阶层或不同社区之间，随着传统性别规范的制约程度的不同，夫妻资源的作用效应不同，且随着社会的快速变迁和多元化的发展，不同社会化过程下的规范和行为的差异逐渐扩大。

随着中国社会经济改革和发展，越来越多的农村女性进城务工。由于城市地区比乡村地区的性别规范和生活环境更加异质化和多样性，传统性别规范的作用也更弱(傅仰止，1995)。受城市化和现代化的冲击和影响，外出妇女在外出的过程中接受比较现代的观念、价值取向和社会规范(郑真真，2001)，逐步形成了对于自己新的社会定位和自我意识(马春华，2003)。而未外出妇女，即使从事非农经营或进入乡镇企业，也往往会兼营农业，且她们的言行举止仍处于农村社会关系网之中，遵从着传统规范和社区舆论(孟范宪，1993)。第二期中国妇女社会地位抽样调查的主要数据显示，有外出务工经历的农村妇女个人事务的自主权均高于女性总体，特别是在“外出学习或打工”的问题上，有83.5%的人可以自己做主，这一比例高出农村女性14.8个百分点；曾经外出务工的40岁以下农村妇女中，目前从事非农经营活动的达28%，比40岁以下农村妇女总体的非农经营活动参与率(14.2%)高出近一倍(第二期中国妇女社会地位调查课题组，2001)。因此，外出妇女和未外出妇女之间的社会性别规范和行为已经显示出差别，外出妇女受传统社会性别规范的约束程度较弱。本研究预期，随着农村社会变迁和外出妇女的增加，这种差别可能会继续扩大。就此，本研究提出如下假设：

假设3：外出妇女比未外出妇女的家务分工期望更高。

本文试图探究在农村女性外出务工背景下，夫妻资源对女性家务分工期望的影响机制。根据资源论和修正资源论，夫妻资源会影响女性的家务分工期望，而夫妻资源的作用效应可能随着社会性别规范制约的松动而增强。由于外出务工经历，使外出妇女接触平等的性别文化的程度更高，受传统社会性别规范的约束作用相对较弱，归纳前文的讨论，本文假设，外出务工经历增强夫妻资源对女性的家务分工期望的作用效应。

假设4a：与未外出妇女相比，丈夫收入对外出妇女的家务分工期望有更强的负向影响。

假设4b：与未外出妇女相比，本人收入对外出妇女的家务分工期望有更强的正向影响。

假设5a：与未外出妇女相比，夫妻相对教育程度对外出妇女的家务分工期望有更强的正向影响。

假设5b：与未外出妇女相比，本人教育程度对外出妇女的家务分工期望有更强的正向影响。

三、数据和方法 (一) 数据来源

本研究数据来自西安交通大学人口与发展研究所于2005年6月，在安徽省巢湖市居巢区进行的“中国县区级社会性别分析项目”的问卷调查。该区是一个农业大县，乡村劳动力资源比较充裕，劳务输出时间较早。本项目的调查对象为18岁至49岁的农村育龄男女(非配偶)。受访者居住地区分布于安徽省巢湖市居巢区4个乡镇20个行政村，利用两阶段的随机取样方法，先以各乡镇的村为抽样单位，再用随机数表抽出户内的受访者。受访者总样本为601人。

本研究旨在分析农村社会变迁背景下，在农村外出女性和未外出女性之间，夫妻资源因素对家务分工期望的影响机制的差异。本文的统计分析选取20岁至49岁的在婚且有孩子的女性237人。因为夫妻居住在一起才存在女性要求丈夫分担家务，所以未婚、离异、丧偶和两地分居的受访者均不在分析之内。另外，照料孩子的行为作为一种重要的家务劳动类型列入本文分析，无孩子的受访者没有列入分析对象。

(二) 变量设计

1.因变量

本研究中的因变量为女性要求丈夫分担家务，其中家务指4种核心日常家务工作——做饭洗碗、洗衣服、收拾屋子做卫生、照料孩子。在问卷中，直接通过询问女性受访者在家里要求其丈夫分担上述4种家务的频率来测量。每道题的题项分5级测量(5＝总是，4＝经常，3＝偶尔，2＝很少，1＝从不)，Alpha信度为0.8458。将4题等分累加，得分越高，则表示女性越倾向于突破传统的性别角色要求丈夫分担家务。

2.调节变量

本研究以受社会性别规范约束程度作为夫妻资源因素对家务分工期望作用的调节因素，以是否曾经外出务工作为农村妇女之间受传统社会性别规范约束程度不同的区分指标(0＝无外出务工经历，1＝有外出务工经历)。有外出务工经历者受传统社会性别规范约束程度更弱。

3.自变量

(1) 资源因素

我们用个人收入和配偶收入来衡量受访者及其配偶拥有的绝对资源，且将收入分为10个等级，赋值1 10分，得分越高，表示收入越高(1＝999元以下，2＝1 000 2 999元，3＝3 000 5 999元，4＝6 000 9 999元，5＝10 000 19 999元，6＝20 000 39 999元，7＝40 000 59 999元，8＝60 000 79 999元，9＝80 000 99 999元，10＝100 000元以上)。

女性本人的教育程度，依不同的教育层次，分别赋1 7分(1＝不识字或很少识字，2＝小学，3＝初中，4＝高中(含中专和技校)，5＝大专，6＝本科，7＝研究生及以上)。

夫妻相对教育程度，通过夫妻的教育程度对比来衡量，分为本人的教育程度低于丈夫，本人教育程度等于或高于丈夫两类。在分析模型中，以一个虚拟变量来表示(0＝丈夫相对教育程度高，1＝夫妻教育程度相等或本人相对高)。

(2) 性别意识因素

社会性别意识的测量，采用杨雪燕(2006)设计的由25道题目组成的5级量表。其中测量传统的性别意识的题目13项，如“男人为妻子洗内衣内裤很丢人”等；测量非传统的平等的社会意识题目12项，如“妻子可以比丈夫挣钱多”等。社会性别意识量表的Alpha信度为0.7556。按照各题的平等取向的程度，将各题得分加总计分，分值越高表示性别意识越倾向于平等，分值越低则越倾向传统。

(3) 时间可及性因素

时间可及性因素包括家庭非农经营(0＝家中无非农经营，1＝家中有非农经营)、是否有工作单位(0＝没有工作单位，1＝有工作单位)和孩子数(家中1个，2个，3个以上)。在分析模型中，以两个虚拟变量表示。

(4) 家庭生命周期因素

家庭生命周期因素包括受访者的结婚年数、家庭类型(0＝扩展家庭，1＝核心家庭)和居住地(0＝乡镇，1＝一般乡村)。结婚年数被分为3类：10年以内(包括10年)，10至20年(包括20年)，20年以上。在分析模型中，以两个虚拟变量表示。

(三) 研究方法

本研究首先对外出女性和未外出女性的基本变量信息进行描述性分析，观察两类女性的样本特征，然后对农村外出女性和未外出女性的家务分工期望进行描述性分析，从而比较两类女性在家务分工期望上的相似和不同之处。最后采用多因线性回归分析夫妻资源因素对女性家务分工期望的影响因素。在分析模型中，以女性要求丈夫分担家务为因变量，以社会性别规范为调节变量，以资源因素、性别意识因素、时间可及因素和家庭生命周期因素为自变量。在回归分析中，本研究将外出经历与资源因素的交互作用纳入回归模型，检验外出务工背景下女性之间夫妻资源因素效应差异的显著性。

四、研究结果和分析 (一) 样本特征

有外出务工经历和无外出务工经历的农村女性的基本样本特征如表 1所示。外出妇女的社会性别意识和对家务分工的期望的平均得分(分别为10.49和86.71)均高于未外出妇女(分别为9.12和85.52)。

从夫妻资源来看，对于丈夫的收入和本人的收入，外出妇女和未外出妇女并没有显著差别，丈夫的收入水平普遍显著高于女性的收入。这说明外出务工经历并没有给农村女性目前的收入带来显著改变，即没有显著缩小两性之间的收入差异，或是扩大外出和未外出妇女间的收入差异。对于教育来说，外出妇女的平均教育水平显著高于未外出妇女。外出妇女夫妻之间的教育差距显著小于未外出妇女夫妻之间的教育差距，外出妇女中教育程度低于丈夫的仅占35%，而未外出妇女中占50%。

此外，与未外出妇女相比，外出妇女的婚龄结构相对年轻。但外出妇女比未外出妇女生育的孩子显著要少，这与尤丹珍和郑真真(2002)对生育意愿的研究结论一致。近半数的样本家中有非农经营，绝大部分妇女目前没有工作单位，她们多数居住在一般农村，这些特征在样本分布上，外出妇女和未外出妇女并无差别。对于家庭类型，外出妇女中扩展家庭所占的比例显著高于未外出妇女。这反映妇女外出务工为农村家庭普遍接受，女性的经济角色在发生变化，也反映出对于农村社会，扩展家庭中外出妇女与母亲、婆婆或其他女性亲戚间的家务重新分配选择更多(切尔，2005)。

(二) 女性对家务分工的期望

表 2列出了本调查研究中，外出妇女和未外出妇女在4项核心家务中对家务分工的社会性别期望，即要求丈夫分担家务的状况。比较各项家务中女性要求丈夫分担家务的频率可见，在农村，虽然家务仍然主要由妇女承担，但随着农村社会变迁，越来越多的妇女向丈夫提出分担家务的要求。

从单项家务的分担情况来看，外出妇女并没有表现比未外出妇女更强烈的要求丈夫分担家务的期望。相反，“总是”和“经常”要求丈夫分担家务的比例，外出妇女低于未外出妇女。这两项合起来，未外出妇女要求丈夫分担做饭洗碗、洗衣服、收拾屋子、照料孩子等家务的比例分别为44.29%、70%、60%和48.57%；外出妇女的比例分别为35.05%、65.97%、52.58%和38.14%。而“从不”要求丈夫分担各项家务的比例，外出妇女高于未外出妇女。

表 3列出了赋分加总后的外出妇女和未外出妇女要求丈夫分担家务的对家务分工期望的得分。女性对家务分工期望的得分取值范围为[4，20]，得分越高，表示越经常要求丈夫承担各种家务。从总体家务来看，得分在12分以上，占未外出妇女的25.71%，占外出妇女的32.99%，也即外出妇女比未外出妇女更经常要求丈夫承担各种家务。通过比较可见，虽然从单项家务来看，外出妇女对丈夫分担家务的期望比未外出妇女更弱，但从总体家务来看，与未外出妇女相比，外出妇女要求丈夫参与的家务项数更多，总体要求率更高。

根据已有的研究成果，从单项家务的丈夫分担情况和整体家务丈夫分担情况的对比，我们可以推论，对于日常家务，外出女性可能更倾向于希望夫妇共同参与、共同承担，家务的夫妻性别角色界限倾向模糊，家务承担更灵活；而未外出女性则更倾向于分出一部分家务，由丈夫分担，夫妻之间的家务性别界限依然明晰。这说明在对家务分工期望上，外出女性和未外出女性正在形成相异的性别角色文化特征。

(三) 夫妻资源因素对女性家务分工期望的影响

表 4列出夫妻资源因素对女性家务分工期望的影响的回归分析结果。在回归分析模型中，模型1显示，在控制性别意识因素、时间可及性因素和家庭生命周期因素后，夫妻资源的影响作用。代表夫妻资源因素的变量有丈夫的收入、本人的收入、夫妻相对教育程度和本人的教育程度。表 4中，模型2至模型5，分别引入外出务工经历与各夫妻资源因素的交互作用；模型6纳入外出务工经历和所有的夫妻资源变量的交互作用。所有模型中外出务工与女性家务分工期望之间均为正向关系，其中，模型3和模型6外出务工经历的主效应显著，外出妇女比未外出妇女对家务分工期望更高，假设3得到验证。

从表 4中模型2至模型6来看，在收入所代表的资源权力方面，我们发现与资源论及其经验研究结果一致，女性本人收入越高，其对家务分工的社会性别期望越高，越会经常要求丈夫分担家务。在各种分析模型中，本人收入的影响效果和作用方向不变，说明本人收入对家务分工期望具有较强的独立的作用效应，假设1b得到验证；但丈夫收入一直没有显著影响，假设1a未得到验证。模型2和模型6外出务工经历和丈夫收入的交互作用显示，外出妇女和未外出妇女之间丈夫收入的影响并无显著差异，假设4a没有得到验证。模型3在引入本人收入与外出务工经历的交互作用后，我们发现，与修正资源论和预期假设相反，在中国农村社会变迁背景下，对于被认为更具有保守特质的未外出妇女，本人收入的正向作用更为强烈；而对社会性别规范约束可能更有弹性的外出妇女，本人收入对家务分工期望的影响较弱。一种可能的解释是，在变迁中的中国农村社会，由于农户非常关注和重视经济收入(朱爱岚，2004)，妇女收入无疑是其能力和家庭地位的认定。而外出经历并没有给农村妇女的目前收入带来明显的积极影响，夫妻收入差距依然很大。而且由于市场经济本能地排斥因承担生育、抚育主要责任以至劳动力成本较高的女性，因此外出务工经历的农村女性在城市受到外地人身份、农民身份、女性身份等多重歧视的困扰(唐灿，1996)，这种特殊的经历可能加深她们对社会性别规范的挫折感。因此，外出务工女性本人收入对其家务社会性别期望影响相对较小。模型6中，在控制外出务工经历与其他资源变量的交互作用之后，本人收入与外出务工经历的交互作用的显著性消失，假设4b没有得到验证。

就教育所代表的资源权力而言，与资源论及其经验研究结果一致，模型6在控制外出务工经历与夫妻资源的交互作用后，结果显示妻子受教育程度越高，对家务分工的社会性别期望越高，越会经常要求丈夫分担家务，假设2b得到验证。在各种模型中夫妻相对教育程度未显示出对家务分工期望的显著影响，假设2a未得到验证。但与修正资源论和预期假设相一致的是外出务工经历和夫妻相对教育程度的交互作用的结果，而外出务工经历和本人教育程度的交互作用不显著，假设5b未得到验证。模型4和模型6显示对于外出女性和未外出女性来说，夫妻相对教育程度的作用存在显著差别；且模型6在控制外出务工经历和其他夫妻资源的交互作用后，夫妻相对教育程度的作用的差别增大。这表明女性的受教育程度对家务分工期望的影响受性别规范影响较强。也就是说，受城市化和现代化的影响，传统社会性别规范的约束作用减弱，教育的资源权力作用增强，夫妻相对教育资源对外出妇女的家务分工期望，比未外出妇女的影响更大，假设5a得到验证。

此外，模型1至模型6还显示，时间可及性因素(如家庭非农经营、孩子数)和家庭生命周期因素(如家庭类型、居住地)对妇女的家务分工期望都有比较稳定的显著影响。家庭非农经营对女性的家务分工期望呈负向关系，家中有非农经营可能会加深女性在家务分工中的传统性别角色。孩子数与其也呈负向关系，孩子越多，女性越难以摆脱传统的家务分工角色。一般农村妇女比乡镇妇女更固守传统的家务性别角色。核心家庭中的女性更可能经常要求丈夫分担家务，而个人的社会性别意识因素都没有显示显著的影响。

五、结论

本研究利用2005年社会性别项目的调查资料，探讨了外出妇女和未外出妇女之间对家务分工期望的异质性，分析了在农村女性外出务工背景下，夫妻资源对以女性要求丈夫分担家务为代表的女性家务分工期望的影响机制。研究发现，随着农村社会变迁，未外出妇女和外出妇女的家务分工期望都在变化，但外出妇女的家务分工期望中的性别角色分工界线更为淡化，对丈夫分担各种家务的期望更高，这有助于形成更为平等的家务合作模式。对收入资源的影响作用的研究发现，女性本人的收入资源对其家务分工期望具有显著影响，而收入资源对家务分工期望作用受外出务工经历的影响较弱。无论是对于外出妇女还是未外出妇女，女性本人的收入越高，越期望丈夫分担各种家务。这反映了农村家庭重经济实利的特征，也反映出外出经历并未对外出妇女返乡后的收入资源带来真正的改善。对教育资源影响作用的研究发现，女性本人的教育资源对其家务分工期望具有显著影响，外出务工经历增强夫妻相对教育资源对女性的家务分工期望的作用效应。这说明，受外出务工经历的影响，相对教育程度较高使农村妇女更容易摆脱传统性别规范的束缚，产生更高的对丈夫分担家务的期望。

研究结果还表明，在越来越受关注性别平等的情况下，外出务工经历和女性资源之间的互动关系更有利于促进婚姻家庭内的社会性别平等，这意味着在关爱女孩行动和新农村建设等国家活动中，政府可以通过公民参与的渠道，分类挖掘不同人群的社会潜力，充分发挥外出妇女的比较现代的观念、价值取向和社会规范的传播者的作用，加快农村现代化建设。一方面，外出妇女的受教育程度较高，越容易接受平等的多元的性别文化和规范，政府可以以外出妇女为重点宣传对象，逐步扩散婚育新风。另一方面，外出妇女具有较强的自主意识、就业能力和愿望，但通过对收入的分析，我们发现其经济参与作用并没有充分发挥出来。地方政府如果能对外出妇女提供适当的继续技术培训和就业扶持，可能会弥补外出妇女返乡前后的收入断链，促进婚姻和家庭内女性资源权力的持续改善。

本研究的不足之处在于，受样本量的限制，没有对外出妇女作分层考察。外出打工的农村女性，既有流动时间、流动距离之分，也有流动规模、流动层次的区别，其间渗透着社会因素的复杂影响(方向新、裴莉，2007)；即使不外出打工的农村女性，在农村非农化和市场化过程中，也有社会阶层群体的层次差异。在中国社会转型期间，农村妇女的内部差异，以及各阶层各群体之间的性别文化和规范之间的差异也会不断扩大，因此有必要在进一步的研究中，对农村妇女的群体层次作更为细致的调查分析。