家务劳动与已婚女性劳动力市场表现——兼论性别角色的调节作用

曹书睿，黄 乾，常帅男

（南开大学经济学院，天津，300071）

一、引 言

男女平等是我国的一项基本国策，但现实生活中仍然普遍存在性别不平等现象，尤其是在家庭无酬劳动分工方面。全国妇联和国家统计局2010年第三期妇女社会地位调查数据显示，2010年城镇女性工作日平均家务劳动时间是城镇男性的2.37倍，乡村女性工作日平均家务劳动时间是乡村男性的2.04倍，均比2000年略有上升。即使是就业女性，在工作日仍然承担着家庭中的大部分家务劳动。女性长期从事重叠性家务劳动，会阻碍其自身人力资本的积累，并且家务劳动所具有的封闭性特征会进一步弱化她们与外部市场和社会的联系，家务劳动可能会对女性的劳动力市场表现产生不利影响（张锦华、胡军辉，2012）[1]。家务劳动包括为家人做饭、购买食品、洗熨衣服、打扫房间、修葺院子等，女性花在家务劳动上的时间多于男性，且大部分女性的家庭生产时间用于日常家务，如清洁和做饭等。有相当多的证据表明家务劳动时间对劳动力市场结果有负面影响，并对女性工资的影响更大。但通过对家务劳动研究的深入，学者发现并不是所有的家务劳动都对工资有显著的负向影响。家务劳动对工资的惩罚效应受家务劳动的种类、时长以及家务劳动能否在休息日完成的影响（Hersch&Stratton，2002[2]；卿石松、田艳芳，2015[3]）。此外，工资变量的选取不同（如小时工资率、周工资等），得出的结论也会不同。卿石松、田艳芳（2015）研究发现每周家务劳动对女性小时工资率没有显著影响[3]。张芬、何伟（2021）发现每周家务劳动时间对女性周工资率有显著的惩罚效应[4]。

受性别角色观念的影响，男性和女性承担的家务劳动时间和种类存在差异。女性在结婚后，由于社会对妻子和母亲相夫教子的角色期许，使得女性承担更多的家庭责任（卿石松，2017）[5]。而企业在雇佣时，由于无法直接观察求职者的家务劳动时间，对求职者承担的家务劳动判断会受文化观念，如“男主外，女主内”的传统性别角色观念的影响。因此，家务劳动与女性劳动力市场表现可能会受到传统“男主外，女主内”性别角色观念的影响。

我国目前还没有分工作日家务劳动和休息日家务劳动考察家务劳动对劳动力市场表现影响的研究。基于此，本文分工作日家务劳动和休息日家务劳动，考察家务劳动对已婚女性就业情况、工作时长以及小时工资率的影响，同时加入性别角色观念变量，探究家务劳动对已婚女性劳动力市场表现的影响是否会受到性别角色观念的调节作用。

二、文献综述

以往关于家庭劳动与女性劳动力市场表现的研究主要集中在两方面：一是家庭照料责任对女性劳动力市场表现的影响分析；二是家务劳动对女性劳动力市场表现的影响分析。

在家庭照料方面，已有研究关注老年或儿童照料责任对女性劳动力市场表现的影响，并一致认为家庭照料会对女性劳动力市场表现产生不利影响。家庭老年照料会降低女性的劳动参与率和劳动时间（刘岚等，2016[6]；吴燕华等，2017[7]）。陈璐等（2016）研究发现，女性每周提供20小时以上高强度照料会使女性难以兼顾照料和工作，即老年照料对劳动参与存在“门槛效应”；对于仍然工作的女性，照料责任会使其每周工作时间和每月劳动收入减少[8]。儿童照料对女性就业和劳动产出也产生不利影响（熊瑞祥、李辉文，2017[9]；张抗私、谷晶双，2020[10]）。

关于家务劳动对女性劳动力市场表现研究，主要集中在家务劳动对女性工资的影响，进而探究家务劳动在性别工资差距中的作用，但家务劳动与女性工资的关系尚未达成共识，并且家务劳动对女性工资的影响结果与变量的选取以及具体的家务劳动内容有关。陈洁、刘亚飞（2019）使用第三期中国妇女社会地位调查数据，用已婚女性近一年家务劳动承担强度研究认为，已婚女性更多地承担家务劳动和为了家庭放弃个人的发展机会使其遭受工资（过去一年的劳动收入）惩罚[11]。Bryan 等（2011）在考察家务劳动对工资的影响时控制家庭中孩子的年龄组别，发现家务劳动时间和母亲身份对女性工资具有显著的惩罚效应[12]。Keith&Malone（2005）探究美国已婚女性生命周期内家务时间对工资的影响，发现只有青年女性和中年已婚女性的家务劳动与工资存在显著的负向关系[13]。然而，部分学者通过微观数据进行实证分析发现，家务劳动对工资水平的影响不显著。Hersch&Stratton（2002）使用美国家庭住户调查数据（NSFH），将家务劳动划分为“典型的女性”家务“典型的男性”家务以及“中性”家务，发现只有“典型的女性”家务劳动才会对男性和女性工资产生负面影响，并且通过对已婚和未婚人士分组考察，发现在不同婚姻状况的群体中家务劳动对工资的影响差异不大[2]。卿石松、田艳芳（2015）使用1997～2011年中国健康与营养追踪调查数据，实证检验每周家务劳动以及各项家庭劳动对小时工资收入的影响发现，各项家务劳动和儿童照料对职业女性的工资不存在显著的惩罚效应，且只有购买食品和做饭这两项日常“典型女性”家务会对男性工资有显著负作用[3]。国外研究认为男性和女性承担家务的种类以及时长不同，以及能否把家务劳动在休息日完成，是家务劳动造成性别工资差距的主要原因（Hersch，2008[14]；Bonke 等，2005[15]；Maani 等，2010[16]）。此外，家务劳动对工资的影响还存在门槛效应（Hersch，2008）[14]。

劳动力市场表现不仅包括工资水平，还包括就业状况。苏群等（2020）研究发现家务劳动会显著抑制农村女性的劳动参与并减少她们的市场劳动时间[17]。还有一些学者发现丈夫的家务分担并不会影响女性劳动参与，而老年父母的家务分担对女性的劳动参与率有促进作用。沈可等（2012）认为1990～2010年间，我国25～49岁女性劳动参与率的下降与家庭结构的变化有关，研究发现在多代同堂的家庭结构中，老年父母通过尽力协助女儿料理家务，减少她们做家务的时间，从而能够显著改善女性的劳动参与率和工作时间[18]。乌静（2019）利用CFPS2016年数据分析16～35岁已婚女性就业的影响因素时发现，丈夫的家庭劳动时间（工作日家务劳动时长）对城乡青年已婚女性就业的影响不显著，而老人帮忙料理家务可以有效提升青年已婚女性外出就业的概率[19]。

事实上，家庭中的男女分工不仅受个人能力的影响，还受到社会价值体系和社会规范的重要影响。将文化分析嵌入到经济学研究中将有利于获得更立体、有效的解释。传统的性别角色强调女性对家庭的责任，不鼓励女性参与社会就业，并会潜移默化地影响家庭责任分工。卿石松（2019）认为性别角色观念通过影响女性的教育获得、劳动参与、工作时间及职业地位等因素进而形成性别工资差距，并且发现只有“男主外，女主内”的传统观念会显著影响女性的收入水平[20]。张川川、王靖雯（2020）研究发现性别角色越传统的地区，女性从事受雇工作的概率越低，从业女性的工资收入也越低；性别角色对男性的就业和工资收入没有影响[21]。Bonke等（2005）在不同分位数上检验了家务劳动对工资的影响，发现在最高分位数上，家务劳动对女性的工资有正向影响[15]。在背离性别认同（妻子收入高于丈夫时）的家庭中，妻子会增加家务劳动时间（续继、黄娅娜，2018）[22]，此时可能会出现家务劳动与工资正相关的现象。因此，我们在研究中加入“男主外，女主内”变量，探究传统性别角色观念在家务劳动与已婚女性劳动力市场表现中是否存在调节作用。

通过文献梳理，本文发现，国内还没有将家务劳动区分为工作日家务劳动和非工作日家务劳动探究家务劳动对女性劳动力市场表现影响的文献。本文利用2016年中国家庭追踪调查数据，分工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间考察家务劳动对女性劳动力市场表现的影响，同时分析“男主外，女主内”性别角色观念在家务劳动与女性就业表现和工资水平中的调节作用。本文的研究丰富了家务劳动如何造成性别工资差距的文献。

三、数据与变量

（一）数据来源

本文的数据来自2014年和2016年中国家庭追踪调查数据（CFPS），2016年CFPS数据收集了丰富的个人信息，包含劳动力市场有关的就业和工资，家务劳动时间，并区分了个体工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间。2014年CFPS数据包含了个体的性别角色观念相关问题。我们选取了16～55岁已婚且有配偶的女性，删除上学，退休，以及工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间大于16个小时的样本，共5 877个样本。

（二）变量与描述统计

劳动力市场表现属于非规范性的概念，是根据劳动力市场含义和价值取向，选择合适的指标，对所关注的劳动力市场内容测量出的一般性特征的统称，本文参考张川川、王靖雯（2020）[21]的研究，选择四个变量衡量女性劳动力市场表现，分别为女性是否非农就业、是否受雇就业、每周工作时间和小时工资率。其中，小时工资率根据CFPS2016问卷中主要工作每月税后工资（扣除五险一金）和每周工作多少个小时计算得出：小时工资率=每月税后工资/（每周工作时间*4）。

本文的核心解释变量是工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间，根据CFPS调查问卷中“一般情况下，您工作日每天用于家务劳动的时间”和“一般情况下，您休息日每天用于家务劳动的时间”问题得到①此处的工作日和休息日是指受访者自己的工作日和休息日，不是指常规的工作日和休息日。并且家务劳动时间不包括照顾家人的时间。。同时控制了年龄、受教育年限、户口、民族、孩子数量和年龄、父母是否同住、家庭其他收入（包括丈夫收入）等变量对女性劳动力市场表现的影响。

性别角色变量来自CFPS2014。文化观念通过代际传递且相对稳定（Guiso et al.，2006）[23]。某些文化观念（如女性角色的价值观）是非常持久的，但并不意味着它们永远不会发生变化（Alesina 等，2013[24]），会受到社会运动、制度、经济发展等因素的影响。Botticini&Eckstein（2005）认为宗教习俗，即使它们对社会经济经历作出反应，也只能以数百年甚至千年的频率随时间变化[25]。个体的性别角色观念形成于儿童或青少年时期并受原生家庭环境影响（Platt&Polavieja，2016）[26]，即使经历生育和产后就业等生命历程，大部分人的性别角色观念保持稳定（Schober&Scott，2012）[27]。因此，我们选择2014年CFPS数据设置区县层面的性别角色观念变量，并按照区县编码与2016年数据进行匹配②在2010～2018年CFPS数据中，只有2014年有关于“性别角色观念”问题的调查，而2014年的数据中样本的工作日家务时间和休息日家务时间基本全部为异常值和缺漏值。考虑到性别角色观念的相对稳定性，本文使用的其他变量数据来自与2014年相近的2016年CFPS数据（2012年CFPS数据中没有关于家务劳动时间的调查）。。

2014年CFPS数据调查问卷中与性别角色相关的变量共有四个：“男女分工”“女人婚姻”“女人子女”“男人家务”。对于这四个问题，调查要求受访者从“1～5”中选取一个数值表示对所问问题的同意程度，数值从小到大对应“非常不同意”到“非常同意”。女性家务劳动对女性劳动力市场表现的影响可能依赖于“男女分工”的观念。由于2016年CFPS 数据中没有关于性别角色观念问题调查，考虑到文化普遍定义为由特定群体所共有的习俗、信念或价值观（Guiso et al.，2006[23]；Alesina & Giuliano，2015[28]），且文化观念通过代际传递并且相对稳定；同时，个体的就业决策和收入水平不仅受到自身信念或价值观的影响，还会受到当地劳动力市场中雇主和其他劳动力信念或价值观的影响。因此，我们根据2014年CFPS中“男女分工”问题设置性别角色变量，参照张川川、王靖雯（2020）[21]的做法，选取区县层面而非个人层面定义性别角色变量。性别角色变量将根据样本中受访者的分值（1～5分）③分值越高表示该区县的性别角色观念越不平等。取每个区县的均值进行区县层面的研究。

变量的描述统计下见表1。由表1可知，16～55岁已婚女性工作日平均家务劳动时间约为2.5个小时，休息日平均家务劳动时间约为3.0 个小时。2016年CFPS 数据显示，16～60 岁已婚男性的工作日平均家务劳动时间约为1.3个小时，休息日平均家务劳动时间约为1.7个小时。工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间均存在显著的性别差异。“男主外，女主内”的性别角色观念认同程度均值为3.98，说明我国16～55岁已婚女性存在传统的“男主外，女主内”的性别角色观念。

表1 主要变量的定义与统计描述

（三）回归模型

本文采用多元回归分析，考察家务劳动对女性劳动力市场的四个产出，包括非农就业（non-agricultural employment，NAE）、受雇（employment）、每周工作时长（hours）和小时工资率（wage）的影响。一般化的劳动力市场产出等式如下：

yic=f(Hic，Xic，uic)

uic=μr+εic

被解释变量yic是处于地级市c的样本i的劳动力市场产出，Hic是处于地级市c的样本i的家务劳动时间，Xic是控制变量，包括个人、家庭和工作特征。uic为误差项，包括表示区域固定效应μr①我们划分了六大区域，分别是东北地区、华北地区、华东地区、中南地区、西南地区和西北地区。将西北地区设为对照组，在回归方程中加入五个地区虚拟变量控制区域固定效应以控制地区不可观测因素。，如劳动偏好和天生能力，和随机误差项εic。

回归方程为：

四、实证检验

（一）家务劳动与已婚女性的劳动力市场表现

我们首先用OLS回归方法对回归方程（1）～（4）进行估计，表2汇报了OLS估计结果。回归结果显示，家务劳动时间越长，已婚女性的非农就业率、受雇概率以及周工作时间就越低，且工作日家务劳动时间的影响效应更大。工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间对已婚女性的小时工资率均没有显著影响。具体而言，工作日家务劳动时间每增加1个小时，已婚女性从事非农就业的概率显著减少4.7%，从事受雇佣工作的概率显著减少4.8%，周工作时间显著减少2.3个小时。休息日家务劳动时间每增加1 个小时，已婚女性从事非农就业的概率显著减少2.1%，从事受雇佣工作的概率显著减少0.7%，周工作时间显著减少0.8个小时。

表2 家务劳动对女性劳动力市场表现的影响：0LS回归

（二）家务劳动与已婚女性劳动力市场表现：分城乡估计

一般来说，农村地区的女性地位和经济表现都不如城镇女性，家务劳动对城乡女性劳动力市场的影响可能也存在差异。为了从实证上检验家务劳动对已婚女性劳动力市场表现的影响是否存在城乡差异，我们分别使用城镇样本和农村样本进行了分析。表3汇报了分样本OLS估计结果。表3结果显示，对于城镇女性，工作日家务劳动时间主要影响其非农就业、受雇和周工作时长，休息日家务劳动时间显著影响了非农工作和周工作时长，而对于农村女性，工作日家务劳动时间越长，其非农就业、受雇、周工作时长以及小时工资率就越低，休息日家务劳动时间仅影响非农就业和受雇。也就是说家务劳动时间对已婚女性的就业和小时工资的影响存在城乡差距，城镇已婚女性的就业参与和工作时间受工作日家务劳动和休息日家务劳动的影响更大，小时工资率没有受到明显影响；而对于农村已婚女性，工作日家务劳动对其小时工资率有惩罚效应。由于我国存在城乡二元分割，城乡之间仍存在社会福利制度、收入水平和公共服务设施等方面的巨大差距，农民工进城务工依然在就业、医疗、教育、福利保障等方面面临不公平待遇。家务劳动在经济学意义上通常被认为是一种劣质品，从事家务劳动的直接负效应表现为挤出“正常品”闲暇的消费量。对于农村已婚女性，特别是在面临家庭收入得不到有效保障甚至威胁到生存的条件下，只能通过增加市场劳动时间的方式来配置可支配时间，而城镇女性在时间配置中更可能选择“闲暇”，故而家务劳动时间对城镇已婚女性的非农就业状况和周工作时长的影响更大些。同时，长期从事重复性家务劳动，会阻碍家务劳动者人力资本的积累，特别是农村已婚女性。此外，家务劳动所具有的封闭性特征进一步弱化了她们与劳动力市场和社会的联系，因此，工作日家务劳动时间会影响农村已婚女性的小时工资率。

表3 家务劳动对已婚女性劳动力市场表现的影响：分城乡估计

（三）家务劳动对已婚女性劳动力市场表现的再考察：倾向匹配得分法

近年来国内外的研究发现，在双薪家庭中，女性依然是家务劳动的主要承担者（Baxter，2005[29]；刘娜、Anne，2015[30]）。女性的家务劳动和劳动供给是相互独立的（程璆等，2017[31]），即使夫妻双方都参加工作，女性也总是完成大部分的家务劳动（Geerken&Gove，1983[32]）。在家务劳动与工资的研究中，若家务劳动与工资水平存在反向因果关系，潜在的内生性问题会使OLS估计高估家务劳动对工资的作用。但是一些研究发现，工具变量法回归得到的家务劳动的工资惩罚效应大于OLS回归结果（Hersch&Stratton，1997[33]；Hundley，2001[34]；张芬、何伟，2021[4]），甚至无法拒绝家务劳动时间的外生性（Hersch&Stratton，2002[2]；Bryan 等，2011[12]）。这说明家务劳动与工资间的反向因果关系或许并不严重，或许是因为工具变量并不是潜在的内生性问题的有效解决方法。

张芬、何伟（2021）的研究显示，每周家务劳动时间的门槛效应阈值在10.5 小时左右[4]。Hersch（2008）的研究表明，每天花在家务劳动上一个或更多的小时，会对男性和女性的工资都产生负面影响[14]。基于以上研究，我们将每天家务劳动时间的门槛阈值设置为1.5小时，将工作日家务劳动时间大于1.5小时的已婚女性作为实验组，将工作日家务劳动时间小于等于1.5个小时的已婚女性作为对照组，休息日家务劳动时间也按1.5个小时进行对照组和实验组的划分，利用倾向匹配得分法解决家务劳动与已婚女性劳动力市场表现可能存在的反向因果关系问题。平衡性检验结果如下表4所示。由表4可知，匹配样本在匹配前均存在显著差异，而匹配后样本处理组和控制组的组间偏差均大幅缩小，处理组和控制组之间无显著差异，满足平衡性假设。

表4 平衡性检验

为了匹配结果更稳健，本文同时选取邻近匹配法、半径匹配法和核匹配法进行检验。本文主要关注家务劳动对已婚女性劳动力市场表现影响的平均处理效应。故表5和表6仅给出ATT的估计值，倾向匹配得分法估计结果与OLS估计结果一致。表5和表6显示，工作日家务劳动和休息日家务劳动时间的增加会降低已婚女性非农就业概率、受雇情况和周工作时间，但不影响已婚女性的小时工资率。家务劳动对小时工资的影响的t值小于1.96，说明家务劳动与小时工资之间的内生性可能是由不可观测到的变量带来的内生性问题。

表5 倾向匹配得分法估计工作日家务劳动时间对女性劳动力市场表现的影响

表6 倾向匹配得分法估计休息日家务劳动时间对女性劳动力市场表现的影响

（四）性别角色观念的调节作用检验

为了降低多重共线性的影响，我们将工作日家务劳动时间变量、休息日家务劳动时间变量和性别角色变量进行了中心化处理来检验调节效应，回归结果见下表7。从模型（1）、（3）、（5）可知，工作日家务时间与性别角色观念的交互项系数不显著，说明“男主外，女主内”的性别角色观念对工作日家务劳动时间和非农就业、受雇以及周工作时间的关系不存在调节效应。从模型（7）可知，工作日家务时间与性别角色观念的交互项系数显著为负，说明性别角色观念越不平等的地方，工作日家务劳动时间对已婚女性小时工资率的负向影响越大。从模型（2）（4）（8）可知，休息日家务劳动时间与性别角色观念的交互项显著为负，说明性别角色观念越不平等的地方，休息日家务时间对已婚女性的非农就业概率、受雇就业概率和小时工资率的负向影响越大。从模型（6）可知，休息日家务劳动时间与性别角色观念的交互项系数不显著，说明性别角色观念对休息日家务劳动时间与已婚女性周工作时长的关系不存在调节作用。总的来说，在“男主外，女主内”性别角色观念越不平等的地方，工作日家务劳动时间和休息日家务劳动时间对已婚女性小时工资率的惩罚作用越大，休息日家务劳动时间对已婚女性就业参与的负向影响更大。

表7 性别角色观念调节作用结果

家务劳动会影响已婚女性的就业参与，而女性的就业参与会影响女性的工资。因此，前文针对小时工资率的估计包含了一部分就业的效应，即家务劳动通过影响劳动参与影响了工资水平。为了考察家务劳动对已婚女性小时工资率的直接影响，我们针对小时工资率的回归方程中加入了“是否非农就业”“工作是否在公共部门”和“是否是技术与管理人员”这三个控制变量，控制家务劳动通过女性就业参与来影响工资水平这一传导途径，估计家务劳动对小时工资率的直接影响。表8结果显示，在控制了已婚女性的就业参与后，家务劳动对小时工资率的影响仍然存在性别角色观念的调节作用，并且系数估计值略有上升。表8结果显示，即便是找到工作的女性，其小时工资率也受到家务劳动和性别角色观念的共同影响。

表8 家务劳动对已婚女性小时工资率的直接影响

五、主要结论和政策启示

本文基于2016年中国家庭追踪调查数据，从非农就业、受雇、周工作时长和小时工资率四个维度考察工作日家务劳动和休息家务劳动时间对已婚女性劳动力市场表现的影响，同时探究了性别角色观念的调节作用。研究发现：工作日家务劳动对已婚女性的非农工作、受雇情况和周工作时长产生负面影响，并且工作日家务对城镇已婚女性的负向影响大于对农村女性的负向影响。工作日家务劳动时间对城镇已婚女性的小时工资率没有统计上显著影响，但对农村已婚女性的小时工资率有显著的惩罚效应。休息日家务劳动也会对已婚女性的非农工作、受雇情况和周工作时长产生负面影响，并且休息日家务劳动的负向影响小于工作日家务的负向影响。休息日家务劳动对城镇已婚女性的非农就业和周工作时长的负向影响大于对农村已婚女性的影响，但休息日家务劳动时间对农村已婚女性的受雇情况有显著的负向影响，对城镇女性的受雇情况没有统计上显著影响。考虑性别角色观念的调节作用时，工作日家务劳动和休息日家务劳动均对已婚女性的小时工资率有显著负向影响，即“男主外，女主内”性别角色观念越深的地方，工作日家务劳动和休息日家务劳动对已婚女性的小时工资率的负向影响更大。

随着“三胎政策”的实施，已婚女性更有可能被局限于家庭无酬劳动中，“男主外，女主内”的传统性别角色观念可能会被强化，这可能会加剧中国就业和收入的不平等。本文研究结论的政策启示在于，社会要肯定女性在家庭无酬劳动做出的贡献，可在婚姻法中加入关于家务分工的条例，或者明确承担大部分甚至全部家务劳动女性的权益。在公益广告中多一些男性干家务的画面，鼓励男性分摊家务劳动，尤其是工作日的家务劳动。逐步转变我国“男主外，女主内”的传统性别角色观念：对于未成年人，在儿童绘本、动画片以及教材的制作中，对两性形象的设定应打破性别定型化和性别刻板印象；对于成年人，社会可以塑造一些“家庭主男”的形象。本文的研究还存在一些不足，在使用倾向匹配得分法估计工作日家务劳动和休息日家务劳动对小时工资的影响时，发现家务劳动与小时工资率之间的内生性可能是由不可观测到的变量引起的。因此，在今后的关于家务劳动与小时工资率的研究中，使用面板数据可期获得更准确的结论。✿