经济资源和性别观念对家务劳动时间的影响分析

韩 中,吴文铠

(南京财经大学 经济学院,江苏 南京 210023)

小农经济以“男耕女织”作为家庭主要的分工形式，但它仅能满足人类的基本诉求。尽管这种分工模式在现代社会已经基本瓦解，但其遗留下来的性别不平等问题似乎并没有消失。受到各种因素的影响，越来越多的女性选择进入劳动力市场，以此来满足家庭生活需要，但同时并没有因为有偿工作而减少家务劳动时间，这导致了一个结果：女性正面临着来自劳动力市场和家庭的双重负担[1]。除了劳动时间方面的差异，人们对参与劳动的态度也存在着性别不平等，有研究者对维多利亚128位已婚人士的研究发现，男性所做的事情往往比女性的贡献更受重视，即男性从事无偿工作更容易引起注意和得到好评，但大部分从事有偿工作的女性没有因为她们为家庭做出的牺牲而得到丈夫特别的赞赏[2]。相关研究表明，在家务劳动选择方面，男性拥有更自由的选择权，他们可以根据自己的偏好来选择从事哪类家务劳动，做饭、洗衣服等繁重且单调的家务活动常被认为是女性专属的工作[3]。家务劳动分工的性别差异在某种程度上反映了根深蒂固的传统观念，即使女性的社会经济地位已今非昔比，市场劳动参与率与受教育程度显著提升，但要摆脱性别不平等的“牢笼”仍然有许多阻碍。

本文利用我国2016年家庭追踪调查数据(CFPS)，探究家务劳动时间性别差异的影响因素。在现有的研究基础上，本文重点在以下三个方面进行拓展：第一，将性别结合教育、年龄以及工作状态等社会人口特征变量进行分析，并测算家务劳动时间的性别差异大小；第二，控制城乡、地区发展差异，分析收入、学历等核心变量对家务劳动时间的影响；第三，考虑在社会经济地位及其他因素相同的情况下，性别差异是否依然存在。我国于1992年10月1日开始施行《中华人民共和国妇女权益保障法》，这说明性别不平等问题受到政府和社会各界人士的广泛关注。本文针对目前仍存在的家务劳动分工的性别差异展开研究，为政府制定相关政策提供一定的理论借鉴。

一、文献综述

研究家务劳动时间的影响因素主要涉及以下三个理论：相对资源假说、性别观念假说以及时间可用性理论，不少学者基于上述理论对家务劳动的性别分工进行了探索[4-5]。

(一)相对资源及议价能力

相对资源假说认为，家务劳动的内在价值较弱并且费时费力，因此家务劳动时间由夫妻双方经济资源的多寡决定。众多学者的研究发现：相比于男性，女性劳动者的工作收入较低，从而使得女性在家务劳动中的议价能力较弱[6]。也有学者认为妇女对市场工作的人力资本投入较少，而投入家庭的资本较多，从而女性的市场工作效率较低而家务劳动效率较高[7]。一项跨国研究发现女性收入低是自身选择的结果，繁重的家庭事务使得女性往往选择时间弹性较大的兼职工作，以便在工作之余更好地兼顾家庭，这让她们更愿意接受收入低的工作以方便进出劳动力市场[8]。但无论如何，他们的研究都反映出了经济资源对家务劳动时间的重要影响，女性议价能力的提升伴随着社会经济地位的提高，对多个国家家务劳动时间数据的研究也证明了这一点[9]。对美国家务劳动时间调查数据(ATUS)的研究发现，女性收入与家务劳动时间显著负相关[10]；也有学者测算了女性在家庭中的收入占比情况并将其纳入回归模型，结果显示女性收入占家庭收入的份额越高，其家务劳动时间越少[1]；对德国家庭时间使用调查数据(GTUS)的研究发现，工作收入对女性家务劳动时间的影响要大于男性[11]。此外，西方国家部分家庭还存在种族歧视现象，肤色差异会进一步加大收入差距对女性家务劳动时间的负面影响[12]。

(二)性别平等意识和性别角色态度

性别意识主要来源于男性和女性的生物学差异，妇女承担着生育和哺乳的责任，而男性则更多地参与生产食物、保卫以及其他市场活动[7]。随着社会经济的发展，这种生理差异逐渐衍生了一种较为鲜明的性别角色态度：男性从事市场工作，女性从事家务劳动，这使得家务劳动时间的性别差异无法完全由双方经济资源的差异来解释，在某种程度上也是夫妻双方性别平等观念的折射。基于此，有不少学者专门研究了性别平等意识与家务劳动时间的联系：一项跨国研究发现，夫妻双方性别平等意识越强，家务劳动分配越公平[1]；对第二次欧洲社会调查数据(ESS02)的研究发现，受教育程度提升有利于促进家务劳动时间分配上的性别平等，这暗示了受教育程度很可能与性别平等意识相关[13]。在其他一些对大型数据调查的研究结果中也出现了类似的结论，大部分学者一致认可女性受教育程度的提升会减少其家务劳动时间，而男性受教育程度的提升会增加其家务劳动时间[14-17]；但也存在例外，美国学者Sanchez等人对家务劳动时间的公平感进行研究，发现受教育程度与女性对家务劳动分工的公平感无关，而受过高等教育的男性的家务分工平等意识却比较强[18]；对我国妇女社会地位调查的研究发现，“女高男低”的受教育程度匹配模式最有利于家务分工的性别平等[19]。

(三)时间可用性理论

时间可用性观点认为，不同个体会根据他们在市场工作中花费的时间来分配家务劳动[20]。国内外学者对于时间可用性的实证研究结论较为一致，认为工作时间对家务劳动时间具有显著的负效应[15,19,21]。这一点也可以解释家务劳动时间中的性别差异，因为在工作方面男性会比女性投入更多的时间，从而使得女性承担更多的家务劳动[8]。但对欧洲社会调查数据(ESS)的研究却得出了相反的结论，女性进入劳动力市场，分担了家庭部分经济压力，减少了家务劳动时间，反而促进了家务分工的平衡[13]。但即便如此，女性还肩负着哺乳和育儿的责任，已有研究表明，育儿活动会增加女性的家务劳动时间[22]，不过随着孩子年龄的增长，女性家务劳动时间的增长幅度也随之下降[9]。此外，部分学者虽然认可时间可用性理论，但并不支持工作时间会促进家务分工的性别平等这一观念，他们从工作状态的角度出发，认为相对兼职工作，全职工作对男女家务劳动时间基本没有影响，进入劳动力市场的女性反而会面临来自工作和家务的双重压力[1]。

不难发现，国内外学者对以上三大理论的看法并不完全一致，矛盾既来源于不同的研究范围与角度，也同样受到各国社会状况的影响。本文利用中国家庭追踪调查数据(CFPS)，结合我国国情，从经济资源与性别观念两个角度分别阐述性别与家务劳动时间之间的作用机理。

二、数据和方法

(一)数据来源

中国家庭追踪调查数据(China Family Panel Studies，CFPS)来源于北京大学中国社会科学调查中心组织开展的全国性社会跟踪调查项目，CFPS通过对个体、家庭、社区3个层面的追踪，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁情况。数据涵盖了我国东部、中部、西部以及东北四个地区共25个省份，目标样本规模为16 000户。目前CFPS已经全面公布了2010、2012、2014、2016年共四轮具有全国代表性的调查数据。

本文利用2016年成人问卷数据库以及家庭关系数据库对同住夫妻进行匹配，基于研究主题“家务劳动中所存在的性别差异”，优先选择样本中已经组建了家庭的成年人。根据我国《婚姻法》规定的“结婚年龄，男不得早于22周岁，女不得早于20周岁”以及《国务院关于安置老弱病残干部的暂行办法》和《国务院关于工人退休、退职的暂行办法》规定的“男性退休年龄为60周岁，女干部为55周岁，女工人为50周岁”，将样本的年龄范围控制在20～60岁。为了保证样本的独立性，每对夫妻中只抽取一个符合上述条件的样本；在删除了少量异常观测数据后，最终得到样本9 182个，其中男性4 512人，女性4 670人。此外，因为调查问卷中的部分问题涉及被调查者的隐私，所以数据存在一定缺失，如部分高收入者不愿意透露他们的收入情况。由于直接删除缺失数据可能会导致实证分析模型出现偏差，因此本文利用多重插补法对缺失数据进行插补，样本的人口统计学特征见表1。

表1 样本的人口统计学特征 %

续表1

(二)变量设定

1.被解释变量

本文将“家务劳动时间”作为被解释变量，并进一步将其分为“工作日家务劳动时间”以及“休息日家务劳动时间”，值得注意的是：CFPS调查问卷中受访者的工作日和休息日是由其自身状况决定的，并非法定的工作日和休息日。

2.解释变量

根据国内外对家务劳动时间性别差异的研究，本文将解释变量分为两类：经济资源以及性别观念，其中经济资源包括地区、户口性质、工作收入及工作状态，性别观念包括年龄和学历。具体变量介绍如下：

(1)地区：我国各个地区存在着发展不平衡的问题，这就导致每个地区所提供的社会资源不相同。社会资源的不同将直接导致不同地区夫妻的相对资源存在差异，根据相对资源假说可知，这会对居民的家务劳动时间产生一定的影响。由于CFPS仅提供了每个被调查者所属省的国标码，因此本文参照国家统计局对地区的划分方法，将CFPS包含的25个省市划分为东部、西部、中部以及东北地区。

(2)户口性质：牛建林的研究发现了农村地区夫妻平等分担家务不如城镇夫妻的现象[19]；胡军辉从时间可用性角度，提出城镇居民工作时间的灵活性要比农村居民强，即城乡居民从事家务劳动的“时间约束”存在差异[23]。考虑到城乡发展在多方面存在差异，城乡之间家庭家务劳动的性别差异可能来自于政策与经济总体水平上的差异，也可能来自性别平等意识和文化上的差异。总体而言，城乡差异是影响家务劳动分工的重要因素。

(3)工作收入：个体的实际购买力主要由收入来衡量，而工作收入作为收入的主要构成部分，能够直观地反映出个体的经济资源水平。

(4)工作状态：刘爱玉等提出男性经济上的独立与成就会极大影响其在家务劳动中的表现[24]。不难发现，不管从相对资源与议价能力角度还是从时间可用性角度来看，夫妻双方的工作状态(在业与未在业)都对其家务劳时间具有较大影响。

(5)年龄：年龄在一定程度上反映了性别平等意识，年轻人更注重家务分工的平等[15]，随着年龄的增长，男性和女性的家务劳动时间也在发生变化，家务劳动中的性别差异随之变动[16]。本文所选取的样本年龄范围在20～60岁，再将其细分为20～30岁、31～40岁、41～50岁以及51～60岁四个年龄组。

(6)学历：教育可以显著改善社会宏观领域和家庭私人领域的性别不平等观念[25]。受教育程度越高的家庭，越注重男女平等，这种平等的性别观念会对家务劳动时间产生直接影响，而且对男性的影响更加显著，受教育程度越高的男性越可能主动承担家务。CFPS将学历划分为文盲/半文盲、小学、初中、高中/中专/技校/职高、大专、大学本科、硕士以及博士8个等级，本文参照《中华人民共和国教育法》中对我国当前教育阶段的分类，将这8个等级归纳为初等教育(包括文盲/半文盲和小学)、中等教育(包括初中、高中及各类职业教育)以及高等教育(包括大学本科、硕士以及博士)。

3.控制变量

本文的控制变量包括“和家人吃饭的次数”“是否为共产党员”以及“生活满意度”和“健康状况”。CFPS设定的生活满意度数值在1～5之间，其中1代表非常不满意，5代表非常满意；受访者的健康状况分为5个等级(用数字表示为1～5)，其中1代表非常健康，5代表非常不健康；“和家人吃饭的次数”这一指标统计的是受访者每周和家人一起吃晚饭的次数，范围在0～7之间。

(三)描述统计分析

为了探究家务劳动时间的性别差异，本文汇总统计了工作日男女平均每天进行家务劳动的时间，并测算了家务劳动时间性别差异，结果如表2所示。

表2 工作日家务劳动时间的性别差异

续表2

总体来看，工作日居民家务劳动时间的性别差异较为显著，男性家务劳动时间普遍少于女性。“工作状态”“地区”以及“户口性质”这三个变量一定程度上反映了个体的社会经济地位。从工作状态来看，工作日未在业女性平均每天的家务劳动时间比未在业男性多35.68分钟，在业女性比在业男性多58.61分钟(未在业人群主要是退休人员)。这表明女性进入劳动力市场的同时也面临较大的家务压力；从地区发展指标来看，四大经济地区中，中部地区家务劳动时间的性别差异最小，城乡之间性别差异水平相近。“年龄”以及“是否为共产党员”在一定程度上反映了个体的性别平等意识，从年龄角度看，随着年龄的上升，家务劳动时间的性别差异逐渐扩大；从政治面貌看，共产党员家庭的家务劳动时间的性别差异比非共产党员家庭少19.94分钟，这表明党员的性别平等意识可能更强，家务劳动的性别分工更趋于平等。

表3反映了休息日家务劳动时间的性别差异。结果显示，与工作日情况类似，在各类控制变量的不同水平下，休息日家务劳动时间均存在性别差异，并通过了t检验。就“年龄”“学历”“工作状态”以及“地区”这四个变量而言，休息日家务劳动时间的性别差异结论与工作日相同，其余两个变量有一定程度的变化。首先，城市居民休息日家务劳动时间的性别差异比乡村居民的性别差异多11.34分钟，而在工作日这一差异并不显著。其次，在休息日，党员群体的家务劳动性别差异较工作日有较大幅度的增长，男性党员群体的休息日家务劳动时间比女性党员群体少79.34分钟，详见表3。

表3 休息日家务劳动时间的性别差异

综上所述，可以得出以下三个结论：第一，家务劳动的分工确实存在较大的性别差异，女性家务劳动时间远多于男性；第二，学历的提升能够显著地减少工作日男性和女性的家务劳动时间差距，有助于家务劳动时间分配的公平性，年龄在一定程度上也反映了这一情况，年轻群体的家务劳动时间的性别差异小于年长群体；第三，居民工作日家务劳动时间的性别差异与个体所在地区相关，发展相对落后的西部地区男女家务劳动时间的性别差异要高于其他三个地区。

三、经济资源、性别观念对家务劳动时间影响的Tobit回归分析

(一)模型建构

考虑到部分样本家务劳动时间数值虽然在正值上呈连续分布，但部分观测以正概率取零，这种对被解释变量的限制破坏了模型的线性假设，直接使用OLS回归模型是不合理的。因此本文采用截尾回归模型(Tobit Model)对家务劳动时间的性别差异进行实证研究，标准的I型Tobit回归模型的基本结构如下：

模型Ⅰ：考虑性别等11项变量对工作日家务劳动时间的影响；

模型Ⅱ：包含模型Ⅰ中的所有变量，并考虑性别分别与学历以及工作状态之间的交互作用对工作日家务劳动时间的影响；

模型Ⅲ：考虑性别等11项变量对休息日家务劳动时间的影响；

模型Ⅳ：包含模型Ⅲ中所有变量，并考虑性别与学历以及工作状态之间的交互作用对休息日家务劳动时间的影响。

上述模型的构建主要有两个原因：第一，CFPS并未对工作日和休息日进行严格定义，仅是被调查者自己对工作日与休息日的划分，因此本文不能简单地对这两部分家务劳动时间进行加权求和处理；第二，家务劳动时间的性别差异可能受到其他因素的影响，仅考虑性别对家务劳动时间的作用，可能会高估家务劳动时间中的性别效应。

(二)模型结果

本文拟合了上述四类模型，并计算了各个变量的回归系数和边际效应，结果如表4、表5所示。

表4 工作日家务劳动时间的Tobit回归结果

续表4

表4反映了被解释变量“工作日家务劳动时间”的回归结果，模型I的系数估计以及边际效应计算结果显示，家务劳动时间存在显著的性别差异，工作日男性家务劳动日平均时间比女性少73.38分钟。分年龄段来看，相比20～30岁的年轻群体，31～40岁的女性平均每天多花费18.39分钟进行家务劳动，41～50岁的女性平均每天多花费28.66分钟进行家务劳动，51～60岁的女性平均每天多花费41.16分钟进行家务劳动，这表明随着年龄增长，女性家务劳动时间显著增加。学历的提升似乎会降低女性进行家务劳动的积极性，相比初等教育群体，中等教育和高等教育的女性群体工作日家务劳动时间每天分别减少12.61分钟和23.66分钟。家务劳动时间在某些地区表现出较明显的差异，西部地区女性工作日的家务劳动时间普遍比其他三个地区长，这可能是区域经济差异所导致的，发达地区居民的社会经济地位较高，女性在家务劳动方面的议价能力较强。“工作状态”变量对工作日家务劳动时间表现出显著的负效应，但其边际效应较弱，在业女性工作日日均家务劳动时间仅比未在业女性少0.36分钟。结合性别因素，还发现在其他条件不变的情况下，女性收入水平提高会缩小男女家务劳动时间的差异，这一结果支持了相对资源假说。“和家人吃饭次数”一定程度上反映了家庭关系是否和睦，一般而言，家庭关系越融洽，夫妻之间家务劳动分工越合理，模型结果验证了上述观点，“每周和家人吃饭的次数”对工作日家务劳动时间具有显著的正效应。最后，“生活满意度”也对女性家务劳动时间表现出显著的正效应。

从模型II的结果来看，模型I中存在的大部分变量的显著性并未发生变化，因此主要关注调节效应在模型II中起到的作用。性别与学历和工作状态之间的交互作用对工作日家务劳动时间有显著影响，可以推断出模型I高估了性别对工作日家务劳动时间的负效应，性别对家务劳动时间的作用受到学历以及工作状态的影响。从学历的角度看，高学历男性群体工作日的日均家务劳动时间比中等学历男性群体多1.23分钟，中高等学历男性群体的工作日家务劳动时间均小于初等学历男性群体；女性的工作日日均家务劳动时间随着学历的提升显著减少，但高学历女性群体的工作日日均家务劳动时间仍比高学历男性群体多28.82分钟，这表明即便拥有相同的受教育程度，家务劳动时间仍存在显著的性别差异。工作状态与性别的调节效应反映出在业男性工作日家务劳动时间比在业女性少83.21分钟，工作状态会加大男性同女性的工作日家务劳动时间差距，这一结果表明女性就业并未缩小同男性的家务劳动时间差距。

表5 休息日家务劳动时间的Tobit回归结果

表5反映了被解释变量“休息日家务劳动时间”的回归结果，其中模型III的回归系数和边际效应结果显示，大部分变量的显著性情况同模型I的结论一致，仅在边际效应方面存在差异。休息日家务劳动时间同样存在显著的性别差异，男性在休息日平均每天比女性少从事92.57分钟的家务劳动。模型IV的结果并未反映出学历对休息日家务劳动的性别分工具有显著的调节效应，但“高等教育”变量对休息日家务劳动时间单独的影响是显著的，高学历女性的家务劳动时间少于其他学历的女性。此外，性别与工作状态的交互作用系数虽然显著，但工作状态的回归系数在模型IV中并不显著，结合模型IV中工作状态系数较为显著的结论，可以推断出模型IV中性别与工作状态的交互作用可能掩盖了工作状态对家务劳动时间的影响效应[26]。

四、结论和建议

本文基于2016年中国家庭追踪调查数据(CFPS)，分析了家务劳动时间性别差异的影响因素，研究结果部分支持了相对资源、性别观念以及时间可用性假说，结论如下：

第一，经济资源对女性家务劳动的议价能力有较为显著的正向影响，工作收入提高可能会促使女性将家务劳动外包，从而促进家务劳动时间分配的平衡[27]。居住地的经济发展水平也在一定程度上表明经济资源对女性家务劳动时间具有显著的负面效应，城市女性家务劳动时间少于乡村女性。同样，在经济较为发达的东北地区、东部地区和中部地区的女性工作日家务负担明显轻于西部地区的女性。

第二，年龄与学历对性别平等意识有显著的正效应，但学历对性别平等意识的提升作用有限。年轻群体性别平等观念较强，因此家务劳动时间的性别差异较小，而年长者受到传统观念的影响，女性会承担更多的家务劳动。此外，接受高等教育也有利于提高性别平等意识，但在我国学历的提高仅缩减了女性的家务劳动时间，并没有促使男性为妻子分担更多的家务。然而，在研究学历对家务劳动时间的影响时还发现，即便女性与男性同为高等学历，女性家务劳动时间仍多于男性。

第三，我国家庭家务劳动时间的性别差异并不受工作状态影响，女性进入劳动力市场非但未减少其工作日家务劳动时间，反而使得家务劳动分工的性别差异进一步扩大。而男性工作日则将更多的个人时间投入市场工作，工作时间显著长于女性，这在某种程度上表明我国社会尚未建立较为完善的帮助职场女性有效平衡工作和家庭的制度和机制。

本文对于促进我国社会家务劳动分工性别平等具有一定的政策启示。经济资源是影响女性家务劳动议价能力的重要因素，我国社会仍然存在男女同工不同酬的现象，因此需要建立女性收入保护机制以提高女性的社会经济地位。同时，在普及教育的过程中注重性别平等的实践，加大对女性受教育权利的保护，帮助女性平等参与各项教育活动。此外，随着互联网技术的蓬勃发展，为了有效缓解市场工作和家务劳动的双重负担，可以试点采取弹性工作机制，减少工作时间和地点的约束，缩短通勤时间，从而使得男女双方能够将更多的时间资源合理地分配到工作和家务当中。