城乡两性时间利用差异及影响因素探析——基于第四期中国妇女社会地位调查的湖南省数据

刘宁宁

(中南大学公共管理学院，湖南长沙 410083)

随着现代社会的快速发展，时间成为一种稀缺资源。这种资源体现为一种形式上的人人平等(每人每天均有24小时)，但在有限时间内的时间利用差异则体现了日常生活中个人的自主选择能力与所享有的社会地位、社会福祉的差异。时间利用受个体自由发展能力与意愿的影响。个体自由发展能力受个人的资源禀赋、客观资源制约。个体自由发展意愿不仅是个人的自由选择和主观意志，而且受社会文化的影响，包含文化预设的结果。因此，时间利用隐含着个体的资源获取能力与主观认同方式。时间成为一种分层变量，与财富变量结合成为阶层划分的依据[1]，是个人社会地位的重要表征。个人为维持生存与生活或提升生活质量，需要将时间分配给获取经济资源的生产劳动、实现个人再生产的家务劳动与表征生活方式的休闲活动。而家庭作为生活和生产的重要单位，家庭内部成员为实现劳动生产与个人再生产进行了性别劳动分工，男性与女性在家庭内部面临不同的工作选择从而影响到其时间利用差异。这种时间利用的差异成为衡量社会性别平等程度的重要指标之一[2]。

一、理论回顾与研究假设

(一)相对资源、比较优势与两性时间利用差异

两性时间支配差异涉及经济劳动时间、家务劳动时间与休闲时间的差异，体现了两性的劳动分工差异与权力关系，时间支配状况成为两性社会地位的重要表征。

相对资源理论强调两性劳动分工的依据是两性权力关系与相对资源拥有状况[3]。社会地位的获取依据人们对客观资源的占有状况，个人禀赋成为人们获取权力的重要依据。在家庭这一社会基本单位中，资源占有的差异导致家庭内部男女地位的差异，占有更高社会地位与更多经济资源的一方拥有更高的显在能力、潜在能力与协商能力[4-5]，依据能力、运用权力来优先选取劳动内容并规避家务劳动。

比较优势理论强调家庭分工是基于理性的决策、效率最大化的行动[3]、经济效率的两性分工[6]和个体理性的选择[7]。家庭按照比较优势进行以性别为基础的分工[7]，遵循市场经济下的经济人理性，而个人禀赋的差异导致个体市场竞争能力的差异。参与市场活动的个体基于经济理性追求利益最大化，从而使市场竞争力较高的一方更多地投入到经济劳动中，进行公共领域的经济生产劳动，而市场竞争力较低的一方将更多时间投入到家务劳动中，进行私人生活领域的再生产劳动。由此，本研究提出假设1。

假设1：资源的拥有状况影响两性的时间支配状况。

假设1.1：相对资源的拥有状况影响两性的时间支配状况，拥有较多相对资源的一方选择规避家务劳动，从而增加经济劳动时间与休闲时间。

假设1.2：绝对资源的拥有状况影响两性的时间支配状况，拥有较多绝对资源的一方选择规避家务劳动，从而增加经济劳动时间与休闲时间。

劳动分工作为一种性别形象与性别气质的建构方式，具有维持性别认同与展示性别身份的重要功能，不仅在时间分配上起到性别形象的建构与补偿作用，还对其他领域偏离性别形象具有补偿作用[8]。家务劳动具有符号象征意义[3]，女性在家务劳动中实践自己的性别意识，并期望通过这种具有社会性别意义的活动塑造自身的女性气质以符合大众传递的性别规范与性别角色期待。这具体表现为当家庭中男性的经济地位低于女性而偏离社会塑造的男性形象时，将使其选择更少的家务活动来补偿自己在经济领域男性气质的缺失。由此导致随着两性双方经济依赖度的降低，女性对于家务劳动的时间耗费呈U型曲线趋势，而男性对于家务劳动时间的耗费则呈倒U型曲线趋势。本质上，性别表演是男性与女性对社会文化中传递的性别规范与性别意识的接受，是自我内在对于男女地位差异的认同，受男性与女性个体性别意识的影响。由此，本研究提出假设2。

假设2：男性与女性的时间利用存在性别表演。

假设2.1：对于女性来说，相对收入的增长使得其家务劳动时长呈U型曲线趋势，其他性质的时间消耗受其影响同样呈相应的曲线趋势。

假设2.2：对于男性来说，相对收入的增长使得其家务劳动时长呈倒U型曲线趋势，其他性质的时间消耗受其影响同样呈相应的曲线趋势。

(二)性别角色、性别呈现与两性时间利用差异

贝克尔将家庭看作具有生活和生产双重性质的单位[2]，家庭内部依据经济议价进行时间分配，其中的劳动个体遵循经济人理性。这种从经济学视角对两性分工进行的探讨，强调客观事实与个人理性对个人行为选择的影响，而忽略了社会文化与社会情境对个人日常生活的影响。两性的劳动分工与时间利用差异是社会文化建构的结果。

社会性别理论与性别角色理论强调男女之间的差异是社会性的、文化性的与结构性的，文化建构社会性别观念与社会性别差异。处在社会中的个人在日常生活中接受由媒介传递出来的性别评价、性别规范与性别角色期待话语，形成一种无意识的性别认知模式，并将性别角色规范内化到个人的认知结构中，形成自身的性别认同与性别角色认知[2]。这种潜在的认知结构导致两性在日常生活中行为的习惯性与例行化，并通过劳动分工与行为选择在日常生活中实践这种性别角色认知。

性别地位差异与性别不平等的根源在于社会文化因素[9]，这种差异与不平等是社会化和文化预设的结果[10]。传统的父系制与夫居制催生了等级化的性别劳动分工，而性别分工模式与价值系统支持以男性为主体、以女性为他者的不对称的对立关系结构[10]。社会观念建构了家务劳动的性别意涵[11]，家务劳动成为补偿与建构性别形象的手段。由此，本研究提出假设3。

假设3：男女的性别观念影响时间分配状况。

假设3.1：持传统性别观念的女性花费更多时间从事家务劳动，从而挤压其他活动时间。

假设3.2：持传统性别观念的男性花费较少时间从事家务劳动，从而提升其他活动时间。

(三)生命历程、家庭结构与两性时间利用差异

从相对资源与比较优势视角开展的相关探讨主要基于个体客观资源，依据市场经济的经济人理性，提出家庭内部两性分工追求的是利益最大化，经济逻辑蕴含于其中。从性别角色与性别呈现视角开展的相关研究基于社会文化对性别意识与性别观念的建构，提出社会情境与社会文化对于两性的影响，弥补了经济议价理论对社会因素的忽略。然而，个人的日常生活不是一个静止不变或循环重复的片段，而是不断向前发展的动态过程。在分析两性的日常生活时间分配时，应注意到不同时期面临不同情境所造成的环境变迁与意识变化。依据生命历程理论，时代变迁的记忆影响人们的行为观念，使得生命个体的思维方式与行为习惯表现出不同时代的异质性与同一时代的一致性[12]，求学、工作、结婚、生育作为人生的重要事件对于个人行为的选择具有重要影响。对于已婚的男性和女性而言，生育成为影响家庭决策的重要事件。生育行为不是暂时性的事件，还包括抚养子女的义务和责任，是一种长期的责任与义务。由此，本研究提出假设4。

假设4：两性时间支配受生命历程中重大事件的影响，家庭子女结构影响男性与女性的时间支配状况。

假设4.1：家庭子女结构对家庭内女性时间支配影响较大，影响程度随子女年龄增加而减弱。

假设4.2：家庭子女结构对家庭内男性时间支配影响较小，影响程度随子女年龄增加而减弱。

(四)现代化进程、城乡居住类型与两性时间利用差异

我国社会变迁的主要表现之一是城乡关系的变迁。历史上城乡二元结构产生了城乡等级与社会空间等级[13]，进而导致城市与农村在发展进程、空间开放、社会文化等方面的差异，城市与农村体现出不同的现代化进程。城市因其在现代社会生活中的中心地位实现资源集聚，促进了城市的经济与文化发展，城市生活被营造成为繁荣的现代大都市生活，在人口与资源的快速流动中提升了城市的开放性，营造出现代化的社会文化情境。相对而言，农村成为资源流出空间，空间内部流动性较差，从而使传统观念更多地得到保留。相对于农村，城市现代化进程更快，城市生活经历改变了两性的性别观念意识，从而导致在城市与农村两个不同居住环境中家庭内部男女两性的时间分配差异。由此，本研究提出假设5。

假设5：家庭内部男性与女性日常时间支配影响因素存在城乡差异。

二、数据来源与变量选择

(一)数据来源

本研究使用的是2020年开展的第四期中国妇女社会地位调查中的湖南省数据，样本总数为2700人。由于本研究对于时间利用的考察主要关注家庭内部男性与女性的时间分配差异，即夫妻双方的时间利用差异，因此将研究对象确定为18—65岁的已婚群体。最后获得有效样本2261人，其中女性1388人(占61.4%)，男性873人(占38.6%)。

(二)变量选择

1.因变量

时间分配差异具有表征家庭内部两性地位、分工与生活质量的作用，本研究选取的因变量为男性与女性平常的一天中在经济劳动、家务劳动与休闲上所花费的时间。第四期中国妇女社会地位调查问卷中询问被调查者用于“有收入的工作/劳动/经营活动(含家庭手工/种养殖等)”“学习培训(含专业培训和借助媒体的学习等)”“工作/劳动/学习往返路途”“照料/辅导/接送孩子”“照料家里的老人/病人/残疾人”“做饭/清洁/日常采购等家务劳动”“休闲娱乐/健身锻炼”“社会交往”“睡觉(含午休)”的时间分别为多少，涉及工作、通勤、学习、家务劳动、休闲娱乐与睡眠等方面。同时在询问昨天活动时间分配状况前询问：“昨天是您的工作/学习日还是休息日？”并要求：“若昨天日程较为特殊，请选择平常的一天。”因此被调查者回答的是平常的一天中的时间分配状况，表现了具有日常规律性的时间分配方式。因变量为经济劳动时间、家务劳动时间与休闲时间，对因变量的处理则是通过被调查者回答的具体数值计算其在平常的一天中从事经济劳动(有收入的活动)、家务劳动(实现人的再生产与照料活动)、休闲娱乐的时间。

2.自变量

第一，依据经济议价理论，关注绝对资源与相对资源对两性时间利用的影响。其中绝对资源通过男性与女性的绝对收入与受教育程度进行衡量。绝对收入包括税后劳动收入、经营性纯收入、财产性收入以及其他收入。由于收入为数值较大的连续型变量，为缩小数值范围，消除异方差问题，将绝对收入取对数后作为研究的自变量①。受教育程度则借鉴已有研究，将受教育情况的分类变量转换为受教育年限的连续型变量②。相对资源则是家庭内部男性相对于女性或女性相对于男性的资源拥有情况，相对资源通过经济依赖程度与受教育程度差值进行衡量。其中经济依赖程度利用公式(本人收入-配偶收入)÷(本人收入+配偶收入)进行计算，其值域为[-1,1]。当经济依赖度为-1时，此时对配偶是完全依赖。当经济依赖度为0时，说明夫妻双方并不存在经济依赖。当经济依赖度为1时，说明此时为配偶提供完全的经济支持，配偶对其是完全的经济依赖③。并依据性别表演假设，加入经济依赖度平方，考察经济依赖度与各项时间利用是否存在曲线关系[3]。

第二，依据性别角色理论，关注性别观念对两性时间利用的影响。性别观念依据“性别观念与态度”项目的量表进行衡量，包括11个问题，使用非常同意、同意、说不清、不太同意、很不同意五类表述代表被调查者的态度倾向。其中“党和国家为妇女发展创造了越来越好的条件”“妇女在经济社会发展中发挥了半边天作用”“女人能力不比男人差”“有一份有收入的工作对女人很重要”“如果没有合适的结婚对象，不结婚也挺好”“男人应该兼顾家庭和工作”为正向命题，即认同程度越高，越趋于现代性别观念，对其进行赋分：很不同意为1分；不太同意为2分；说不清为3分；同意为4分；非常同意为5分。“男人应该以社会为主，女人应该以家庭为主”“在家里妻子应该顺从丈夫”“照料孩子只是母亲的责任”“女生不适合学理工科”“男性比女性更适合当领导”为负向命题，即认同程度越高，越趋于传统性别观念，对其进行赋分：非常同意为1分；同意为2分；说不清为3分；不太同意为4分；很不同意为5分。量表的信度系数为0.766，最低得分为11分，最高得分为55分。

第三，依据生命历程理论，关注家庭子女结构对两性时间利用的影响。家庭子女结构包括生育子女人数以及现有子女的年龄结构。处于不同年龄阶段的子女需投入的时间与精力不同，本研究采取刘爱玉等对子女年龄阶段的划分，将家庭是否有子女以及是否拥有6岁以下子女、6—17岁子女、18岁以上子女作为自变量[3]。

第四，依据现代化理论，关注各类因素对两性时间利用的影响所存在的城乡差异。选取居住在城市、农村(居住在城市、农村分别赋值为1、0)作为自变量。

3.控制变量

控制变量主要选取能体现被调查者个人情况的项目，包括年龄、年龄平方、户口状况(城市、农村户口分别赋值为1、0)、政治面貌(党员、非党员分别赋值为1、0)、自评健康状况(设1—5分，数值越高自评健康状况越好)。

三、两性时间利用差异

本研究对连续型变量、分类变量分性别进行描述性统计(见表1、表2)，并针对时间利用的性别差异、城乡差异进行详细分析。

(一)时间利用的性别差异

数据显示，两性经济劳动时间、家务劳动时间的差异显著，而两性休闲时间的差异不显著(见表1、表3)。其中：男性的经济劳动时间均值约为330分钟，女性约为204分钟，男性用于经济劳动的时间比女性约多126分钟；男性的家务劳动时间均值约为125分钟，女性约为296分钟，女性用于家务劳动的时间比男性约多171分钟；男性的休闲时间均值约为69分钟，女性约为62分钟，男性用于休闲的时间比女性约多7分钟，休闲时间的差异并不显著(P>0.05)。

表1 对连续型变量分性别的描述性统计

表2 对分类变量分性别的描述性统计④

表3 男性与女性两组独立样本T检验

(二)两性时间利用的城乡差异

1.城市样本中两性时间利用差异

城市样本中男性与女性在经济劳动时间、家务劳动时间以及休闲时间上均存在显著差异(见表4)。其中：男性的经济劳动时间均值约为315分钟，女性约为229分钟，男性用于经济劳动的时间比女性约多86分钟；男性的家务劳动时间均值约为138分钟，女性约为275分钟，女性用于家务劳动的时间比男性约多137分钟；男性总劳动时间约为453分钟，女性约为504分钟，女性总劳动时间比男性约多51分钟；男性休闲时间均值与女性休闲时间均值存在显著差异(P<0.05)，男性休闲时间均值约为78分钟，女性约为65分钟，男性休闲时间比女性约多13分钟。

表4 城市男性与女性两组独立样本T检验⑤

2.农村样本中两性时间利用差异

农村样本中男性与女性在经济劳动时间、家务劳动时间方面的差异显著，而休闲时间的差异并不显著(见表5)。其中：男性的经济劳动时间均值约为343分钟，女性约为184分钟，男性用于经济劳动的时间比女性约多159分钟；男性的家务劳动时间均值约为114分钟，女性约为312分钟，女性用于家务劳动的时间比男性约多198分钟；男性总劳动时间约为457分钟，女性约为496分钟，女性总劳动时间比男性约多39分钟。

表5 农村男性与女性两组独立样本T检验

3.城市与农村样本中两性时间利用差异的比较

城市男性与农村男性对比：城市男性经济劳动时间均值约为315分钟，农村男性约为343分钟，农村男性经济劳动时间比城市男性约多28分钟；城市男性家务劳动时间均值约为138分钟，农村男性约为114分钟，城市男性家务劳动时间比农村男性约多24分钟；城市男性总劳动时间约为453分钟，农村男性约为457分钟，城市男性总劳动时间比农村男性约少4分钟；城市男性休闲时间均值约为78分钟，农村男性约为61分钟，城市男性休闲时间比农村男性约多17分钟。

城市女性与农村女性对比：城市女性经济劳动时间均值约为229分钟，农村女性约为184分钟，农村女性经济劳动时间比城市女性约少45分钟；城市女性家务劳动时间均值约为275分钟，农村女性约为312分钟，农村女性家务劳动时间比城市女性约多37分钟；城市女性总劳动时间约为504分钟，农村女性约为496分钟，城市女性总劳动时间比农村女性约多8分钟；城市女性休闲时间均值约为65分钟，农村女性约为59分钟，城市女性休闲时间比农村女性约多6分钟(见表4、表5)。

四、两性时间利用差异的影响因素分析

为探寻各因素对两性时间利用差异的影响程度，以及影响两性时间利用的不同因素，分别建立女性模型与男性模型，通过对比两个模型找出两性时间利用影响因素的差异⑥。

(一)样本基本情况对两性时间利用的影响

本研究建立模型1，探讨控制变量即两性的基本情况对其时间利用的影响。在女性模型与男性模型中加入控制变量，探讨年龄、户口状况、政治面貌与健康状况等基本情况对两性时间利用的影响(见表6)。

表6 样本基本情况对两性时间利用的影响(模型1)

1.基本情况对两性经济劳动时间的影响

不论是在男性模型中还是在女性模型中，年龄与年龄平方均显著(在女性模型中显著度较高，在男性模型中显著度较低)，说明年龄对两性经济劳动时间具有显著影响，且这种影响呈现出曲线特征。在男性模型与女性模型中，年龄对于经济劳动时间的回归系数为正值，年龄平方的回归系数为负值，说明18—65岁的男性与女性随着年龄的增长先增加经济劳动时间，当达到一定程度后，随着年龄的增长将减少经济劳动时间。在女性模型中，户口状况对女性的经济劳动时间并不存在显著影响，而在男性模型中户口状况对男性的经济劳动时间存在显著影响(P<0.001，显著水平较高)，相对于农村户口的男性而言，城市户口的男性经济劳动时间约少57分钟。政治面貌对两性经济劳动时间的影响存在差异。在女性模型中，党员身份对于女性经济劳动时间的影响显著，相对于非党员而言，党员经济劳动时间增加约70分钟。而在男性模型中，政治面貌对男性的经济劳动时间并不存在显著影响。健康状况对两性经济劳动时间存在显著影响，其中自评健康水平每提升1个单位(自评健康水平通过1—5的分值进行衡量)，女性的经济劳动时间增加约17分钟，男性的经济劳动时间增加约24分钟，说明健康状况对两性经济劳动时间具有重要影响。

2.基本情况对两性家务劳动时间的影响

年龄对两性家务劳动时间存在不同影响。在女性模型中，年龄与年龄平方对女性家务劳动时间存在显著影响，其中年龄对于女性家务劳动时间的回归系数为负值，年龄平方对于女性家务劳动时间的回归系数为正值，说明在18—65岁的女性群体中，随着年龄的增加其家务劳动时间呈现出先减后增的U形曲线趋势。而在男性模型中，年龄与年龄平方不显著，说明年龄对于男性家务劳动时间并没有显著影响。户口状况对两性家务劳动时间均有显著影响但影响的方向不同，其中：相对农村户口的女性而言，城市户口的女性家务劳动时间约少28分钟；相对农村户口的男性而言，城市户口的男性家务劳动时间约多33分钟。这在一定程度上体现了现代化程度对男性与女性承担家务劳动程度的影响。是否为党员在女性模型与男性模型中均不显著，说明政治面貌对两性家务劳动时间不存在显著影响。在女性模型中，自评健康状况在5%水平上显著，自评健康水平每提升1个单位，女性的家务劳动时间约增加16分钟；而这种健康水平对男性的家务劳动时间并不存在显著影响。

3.基本情况对两性休闲时间的影响

在女性模型中，年龄与年龄平方均不显著，说明年龄对于女性的休闲时间没有显著影响。而在男性模型中，年龄在10%水平上显著⑦，年龄平方在5%水平上显著，说明年龄对于男性的休闲时间存在影响，并呈U型趋势。户口状况在男性模型与女性模型中显著，且作用方向相同，其中城市户口女性的休闲时间比农村户口女性约多16分钟，城市户口男性的休闲时间比农村户口男性约多25分钟。健康水平对两性休闲时间不存在显著影响。

(二)相对资源与绝对资源对两性时间利用的影响

本研究建立模型2，探讨家庭内部相对资源与绝对资源对两性时间利用的影响，即分析经济资本与文化资本的状况以及对比配偶所具有的经济与文化方面的优势对两性时间利用的影响。模型2在模型1的基础上加入绝对收入对数、受教育年限、经济依赖度、经济依赖度平方、受教育程度，探讨在控制基本情况变量后这些因素对两性时间利用的影响(见表7)。

表7 相对资源与绝对资源对两性时间利用的影响(模型2)

1.相对资源与绝对资源的拥有情况对两性经济劳动时间的影响

在男性模型与女性模型中，绝对收入对数显著，而受教育年限不显著，说明受教育程度对两性经济劳动时间没有显著影响，而经济收入对两性经济劳动时间具有显著影响(经济收入增加，经济劳动时间也增加)。这一结果验证了假设2.1，经济绝对资源影响两性经济劳动时间，而文化绝对资源并不影响两性经济劳动时间。经济依赖度与经济依赖度平方在男性模型与女性模型中显著，相对经济状况对两性经济劳动时间具有显著影响，且这种影响呈倒U型曲线趋势，男性与女性均随着相对经济条件的提升增加经济劳动时间，达到一定水平时则随着相对经济水平的提高减少经济劳动时间。受教育程度对于两性经济劳动时间不存在显著影响。

2.相对资源与绝对资源的拥有情况对两性家务劳动时间的影响

在女性模型中，绝对收入对数显著，说明女性绝对经济收入增加时将减少家务劳动时间。在男性模型中，绝对收入对数在10%水平上显著，男性在边际显著的水平随绝对收入的增加将减少家务劳动时间。受教育年限对两性家务劳动时间均不存在显著影响。在女性模型中，经济依赖度与经济依赖度平方在10%水平上显著。在边际显著的水平上，女性随经济依赖度的降低先减少家务劳动时间，经济依赖度降低到一定水平后再增加家务劳动时间。女性的经济依赖度与家务劳动时间呈U型曲线趋势，这一结果验证了假设2.1。而男性模型的回归结果显示，经济依赖度并未达到显著水平，说明男性的家务劳动时间与经济依赖状况并不呈现曲线关系，这一结果否定了假设2.2，说明男性在家务劳动中不存在性别表演。相对受教育程度在男性模型与女性模型中均不显著。

3.相对资源与绝对资源的拥有情况对两性休闲时间的影响

在女性模型中，绝对收入影响女性的休闲时间，绝对收入水平越高，其休闲时间越多。但绝对收入对男性的休闲时间并不存在显著影响。受教育年限在女性模型中在10%水平上显著，而在男性模型中并不显著。经济依赖度平方在女性模型中显著，而在男性模型中不显著。相对资源与绝对资源状况对男性休闲时间并不存在显著影响。

(三)性别观念对两性时间利用的影响

本研究建立模型3，探讨家庭内部性别观念对两性时间利用的影响。模型3在模型2的基础上加入性别观念变量，探讨在控制基本情况变量、相对资源与绝对资源变量后性别观念对于两性时间利用的影响(见表8)。

表8 性别观念对两性时间利用的影响(模型3)

表8 (续)

本研究依据性别角色理论提出假设3，即假设两性经济劳动时间与家务劳动时间受性别观念影响，持传统性别观念的男性趋向于规避家务劳动，持传统性别观念的女性趋向于更多地承担家务劳动。然而回归结果显示，性别观念对男性经济劳动时间、家务劳动时间与休闲时间并不存在显著影响，对女性的家务劳动时间与休闲时间也不存在显著影响。性别观念对女性经济劳动时间的影响仅在10%水平上显著，为边际显著水平，表明无论男性或女性，无论持传统或现代的性别观念，都不影响其时间利用。

(四)家庭子女结构对两性时间利用的影响

本研究建立模型4，探讨家庭子女结构对两性时间利用的影响。模型4在模型3的基础上加入家庭子女结构变量，以没有子女为参照项，探讨在控制基本情况变量、相对资源与绝对资源变量、性别观念变量后，家庭子女结构(是否拥有子女，是否拥有6岁以下子女、6—17岁子女、18岁以上子女)对两性时间利用的影响(见表9)。

表9 家庭子女结构对两性时间利用的影响(模型4)

表9 (续)

回归结果显示，家庭子女结构对两性经济劳动时间均不存在显著影响。在女性模型中，有6岁及以下子女显著，说明与没有子女的女性相比，这部分女性要花费更多时间在家务劳动上，其家务劳动时间约多134分钟。拥有6—17岁子女的变量仅在10%水平上显著，说明与没有子女的女性相比，这部分女性的家务劳动时间约多35分钟。拥有其他年龄段子女对女性的家务劳动时间并不存在显著影响。与女性不同，拥有子女并不会增加男性的家务劳动时间，仅拥有18岁以上子女对男性家务劳动时间的影响在10%水平上显著。相对没有子女的男性，拥有子女男性的家务劳动时间约少32分钟。子女结构对于男性与女性的休闲时间不存在显著影响。

(五)城乡居住类型对两性时间利用的影响

本研究建立模型5，探讨城乡居住类型对两性时间利用的影响。模型5在模型4的基础上加入城乡居住类型变量，探讨在控制基本情况变量、相对资源与绝对资源变量、性别观念变量、家庭子女结构变量后，城乡居住类型对两性时间利用的影响(见表10)。

城乡居住类型对两性时间利用的影响不同于户口状况对两性时间利用的影响。繁华的城市生活更多地展现出现代性，乡村更多地展现出传统性，城乡居住类型强调两性日常生活所处环境对其时间利用的影响。回归结果显示，城乡居住类型仅对女性的经济劳动时间具有显著影响，即相对于居住在农村的女性，居住在城市的女性花费更多时间从事经济劳动，其经济劳动时间约多37分钟。

表10 城乡居住类型对两性时间利用的影响(模型5)

五、结论与讨论

本研究以第四期中国妇女社会地位调查的湖南省数据为样本，分析两性的时间利用差异，并通过建立多元线性回归模型分析绝对资源、相对资源、性别观念、家庭子女结构、城乡居住类型对两性时间利用的影响。研究结果展现了男性与女性的时间利用状况，这种对比分析可以为衡量妇女社会地位提供客观依据。

(一)两性时间利用差异展现男女性别分工

对经济劳动时间与家务劳动时间的比较反映了两性的劳动性别分工，即男性更多地承担经济劳动任务，女性更多地承担家务劳动任务。而综合两性经济劳动时间与家务劳动时间的差异可以看出，女性虽然比男性花费更少的时间从事经济劳动，但是更多的家务劳动时间导致女性的总劳动时间高于男性，女性比男性承担了更多的劳动压力。虽然男性具有较低的总劳动时间，但男性并没有将多余的时间用于休闲活动，从而维持了两性大致相当的休闲水平。在劳动时间与休闲时间之外，个人时间利用包括生理维持、出勤、学习以及社交活动，休闲时间相当意味着其他时间利用方面的差异，而其他时间利用项目并不具有明显的地位区分功能。

(二)城乡两性时间利用差异展现资源禀赋差异

时间具有稀缺性，人们一般理性地进行时间分配，追求更好的投入产出比。人们的绝对经济收入越高，花费时间从事经济劳动的收益越高，越会选择花费更多时间从事经济劳动而选择花费更少时间从事家务劳动。但经济收入并非影响个人时间利用的绝对因素，男性与女性在收入达到一定程度后会选择增加其他时间利用项目以综合提升自己的生活水平。此外，劳动时间的利用展现了男性与女性的性别分工。不同于男性，女性的经济劳动时间受其对配偶经济依赖度的影响，展现出性别表演现象，即随着经济依赖度的降低，女性家务劳动时间减少。但随着经济地位提升，女性为了展现女性气质、实践性别规范、满足性别角色期待，将会增加家务劳动时间，维持家务劳动中的社会性别意义。

(三)城乡两性时间利用差异展现生活情境差异

1.城乡居住类型影响两性时间利用

农村男性比城市男性花费更多时间从事经济劳动，而花费较少时间从事家务劳动，这在一定程度上体现了现代化程度对男性性别观念的影响，进而导致农村男性对家务劳动的规避，居住类型的差异导致城乡男性的经济劳动时间与家务劳动时间差异。城市女性比农村女性花费更多时间从事经济劳动，而花费较少时间从事家务劳动，且城市女性休闲时间高于农村女性。这同样体现出城乡居住类型差异对女性时间利用的影响。需要注意的是，虽然城市女性比农村女性花费更多时间从事经济劳动，但仍花费大量时间从事家务劳动，使得城市女性总劳动时间多于农村女性。无论在城市还是在农村，均是男性花费更多时间从事经济劳动，女性花费更多时间从事家务劳动。但是，女性依然承担着经济劳动责任，加上更为繁重的家务劳动，使得女性的总劳动时间高于男性。城乡两性休闲时间的区别是：在城市中，男性与女性的休闲时间存在显著差异；而在农村中，男性与女性的休闲时间不存在显著差异。

2.家庭情境影响两性时间利用

家庭子女结构对两性经济劳动时间不存在显著影响。生育作为女性生命历程中的重大事件，显著影响女性的行为选择与家庭决策。拥有子女会影响女性的家务劳动时间而不影响男性的家务劳动时间，表明女性承担了更多抚养子女的责任。在从事经济劳动的同时，家务劳动时间对其他非劳动时间的挤压加大了女性的生活压力。因此，男性与女性时间利用的差异随着生育事件的发生而变得更加显著。

注释：

①由于绝对收入存在0值，因此在取对数前加1。

②不识字或识字很少= 0年，小学= 6年，初中=9年，高中=12年，职高、中专、技校=13年，大学专科=15年，大学本科=16年，研究生=19年。

③由于存在夫妻双方收入均为0的情况，导致对经济依赖度的计算过程中出现除零计算，此时意味着本人收入与配偶收入均为0，二者对对方均不存在经济依赖。因此当本人收入与配偶收入之和为0时，对经济依赖度手动赋值为0。

④因为部分家庭有多个子女，所以存在家庭有多个年龄段子女的情况，导致家庭子女结构各项有效百分比之和大于100%。

⑤考虑城乡差异对两性时间利用的影响，城市与农村样本的划分不依据户口状况，而依据城乡居住类型。

⑥在回归分析前进行假设检验，发现存在因变量的异常值即离群值。通过对离群值个案进行检查，发现离群值并非人为原因造成。同时因变量为经济劳动时间、家务劳动时间与休闲时间，日常生活时间总和并未超过24小时，且不存在逻辑问题，因此为避免删除反映真实情况的个案，保留离群值。

⑦显著性水平通常取α=0.05或α=0.01，一般认为P<0.05时存在统计学差异，P<0.1时存在边际显著。