收入會影響雙薪家庭夫婦的無酬勞動時(shí)間嗎？
——來自CFPS的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

孔澤宇

(南京大學(xué) 政府管理學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、研究背景與問題提出

近幾十年來，隨著女性更多地參與有酬勞動，中國的家庭性質(zhì)發(fā)生了顯著變化。世界銀行數(shù)據(jù)庫顯示，自1990年以來，中國女性勞動參與率始終保持在60%以上[1]，這促使中國家庭從男性養(yǎng)家模式向雙薪家庭模式過渡，挑戰(zhàn)了男性作為生產(chǎn)者而女性作為再生產(chǎn)者的傳統(tǒng)性別角色。

隨著女性逐漸獲得經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性和家庭內(nèi)部談判權(quán)，無酬勞動已成為雙薪家庭夫婦面臨的主要挑戰(zhàn)之一，因?yàn)閭鹘y(tǒng)上由女性執(zhí)行的任務(wù)須在兩性之間分配[2]。然而，國內(nèi)外文獻(xiàn)顯示，男性的無酬勞動時(shí)間隨著時(shí)間推移僅有略微增加，女性仍承擔(dān)著絕大部分無酬勞動[3-4]。換言之，女性有酬勞動時(shí)間的提升并未伴隨著無酬勞動時(shí)間成比例的降低，無酬勞動的性別分工模式缺乏明顯轉(zhuǎn)變。為在中國社會實(shí)現(xiàn)更高水平的性別平等，須改變家庭中的傳統(tǒng)性別角色，探討無酬勞動分工的現(xiàn)狀及影響因素對于公共政策制定和女性社會地位的提高具有重要意義。

社會科學(xué)領(lǐng)域的文獻(xiàn)提出了3種觀點(diǎn)解釋無酬勞動時(shí)間方面的性別差異及影響因素。相對資源觀點(diǎn)源于人力資本理論、討價(jià)還價(jià)模型和交換理論等理論框架，認(rèn)為夫婦無酬勞動時(shí)間與其相對收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[5]；社會性別觀點(diǎn)指出傳統(tǒng)性別角色讓女性認(rèn)為無酬勞動是自身責(zé)任，因而與其相對收入無關(guān)[6]；部分學(xué)者融合上述兩種觀點(diǎn)，開發(fā)了性別偏差中和方法以解釋無酬勞動時(shí)間與相對收入的非線性關(guān)系[7-8]；自主性觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)，絕對收入作為購買力的來源賦予了夫婦以真實(shí)自由，故無酬勞動時(shí)間應(yīng)該用絕對收入來解釋[9]。

鑒于收入(相對收入和絕對收入)在上述理論觀點(diǎn)中均占據(jù)一席之地，本文將研究問題重新聚焦在收入對雙薪家庭夫婦無酬勞動時(shí)間的影響之上。通過梳理國內(nèi)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，僅有少數(shù)研究探討了收入對家務(wù)勞動時(shí)間的影響[10]，對于收入如何影響育兒時(shí)間仍鮮有涉及。換言之，收入對夫婦無酬勞動時(shí)間的整體影響尚不明確，須對兩類無酬勞動分別展開考察。因此，本研究將基于2010年中國家庭追蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)，探究相對收入和絕對收入對中國雙薪家庭夫婦無酬勞動(家務(wù)勞動和育兒活動)時(shí)間的影響，為上述理論觀點(diǎn)提供跨國經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，補(bǔ)充該領(lǐng)域的文獻(xiàn)。

二、理論框架與研究假設(shè)

(一)無酬勞動及其影響因素

無酬勞動包含家務(wù)勞動和育兒活動[11]。家務(wù)勞動多為例行公事的枯燥活動，包括準(zhǔn)備食物、清理住所等室內(nèi)勞動以及房屋修繕、購物等室外勞動，購買外包服務(wù)沒有負(fù)面含義[12]。由于育兒活動的許多內(nèi)容可以在市場上購買，經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常將其作為另一種形式的家務(wù)勞動。但兒童保育具有情感成分，因而很難外包。與家務(wù)勞動相比，教育兒童或與兒童玩耍也更具休閑性質(zhì)[13]。

目前，學(xué)者圍繞夫婦無酬勞動時(shí)間的影響因素提出了3種理論觀點(diǎn)。其中，相對資源觀點(diǎn)和自主性觀點(diǎn)均含蓄地假設(shè)無酬勞動是一項(xiàng)不受歡迎的任務(wù)，兩性對無酬勞動有相同的偏好并試圖減少無酬勞動時(shí)間；社會性別觀點(diǎn)則強(qiáng)調(diào)兩性對無酬勞動的異質(zhì)偏好，納入育兒活動后，性別差異會更加明顯[11]。Rhoads S E和Rhods C H研究發(fā)現(xiàn)，女性比男性更喜歡照料子女，原因在于兩性生殖的最低生物成本差異影響了兩性心理[11]。Connelly和Kimmel使用全國性樣本的研究卻發(fā)現(xiàn)，育兒參與對兩性幸福感的影響不存在顯著差異[14]。換言之，收入可能對于家務(wù)勞動和育兒時(shí)間具有不同的影響，但國內(nèi)研究多數(shù)集中在收入[10]、學(xué)歷[15]、性別意識形態(tài)[4]、現(xiàn)代化[16]對夫婦家務(wù)勞動時(shí)間的影響。因此，為全面反映中國雙薪家庭無酬勞動分工的形態(tài)，須分別探究收入對家務(wù)勞動和育兒時(shí)間的影響。

(二)相對資源觀點(diǎn)

相對資源觀點(diǎn)認(rèn)為，夫婦的相對資源水平?jīng)Q定其無酬勞動時(shí)間。該觀點(diǎn)源于三個(gè)理論框架：貝克爾的人力資本理論[17]；從博弈論衍生而來的討價(jià)還價(jià)模型[18-19]；以及社會學(xué)領(lǐng)域的交換理論[8]。

人力資本理論使用效用最大化原則、穩(wěn)定偏好假設(shè)和隱性或顯性市場均衡分析家庭行為，將夫婦概念化為追求家庭福祉的合作伙伴。根據(jù)該理論，家庭中無酬勞動分工取決于理性，夫婦會根據(jù)自身比較優(yōu)勢分配時(shí)間，以實(shí)現(xiàn)家庭產(chǎn)出和效率最大化[17]。女性的比較優(yōu)勢源于其母親和再生產(chǎn)者的角色，這導(dǎo)致妻子的工資率較低并承擔(dān)更多無酬勞動；男性在工資收入方面的比較優(yōu)勢使其集中于有酬勞動[20]。因此，夫婦通過相對收入水平反映出的比較優(yōu)勢越高，其無酬勞動時(shí)間越少[2]。

人力資本理論的單一效用框架將夫婦的行為建模為集體決策的結(jié)果，而非個(gè)人決策的結(jié)果。相反，Manser和Brown與McElroy和Horney從家庭成員偏好的異質(zhì)性出發(fā)，使用威脅點(diǎn)的概念開發(fā)了討價(jià)還價(jià)模型，將夫婦的無酬勞動時(shí)間分工構(gòu)造為一個(gè)受約束的、靜態(tài)的、雙方的非零和博弈[18-19]。威脅點(diǎn)指婚姻破裂時(shí)個(gè)人必須依靠的資源，包括收入和在“再婚市場”中的地位等[21]。根據(jù)這一模型，夫婦在家庭外部的經(jīng)濟(jì)機(jī)會能夠改善其在家庭內(nèi)部的談判地位，進(jìn)而決定其無酬勞動時(shí)間。

交換理論認(rèn)為，無酬勞動分工反映了夫婦之間的權(quán)力關(guān)系[20]。在婚姻中擁有更多權(quán)力的一方可以最大限度地減少無酬勞動參與[5]，而權(quán)力來源于個(gè)人為家庭帶來的相對資源水平[21]。因此，夫婦中相對收入高的一方可以利用自身基于經(jīng)濟(jì)地位的議價(jià)能力讓對方承擔(dān)更多無酬勞動。

在經(jīng)驗(yàn)研究方面，相對資源觀點(diǎn)有充分的證據(jù)支持。Presser對美國雙薪家庭的研究發(fā)現(xiàn)，夫婦相對收入差距越小，家務(wù)勞動時(shí)間的性別差距越小[22]。Evertsson和Nermo使用瑞典數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，夫婦相對收入的增加均能減少自身家務(wù)勞動時(shí)間[23]。Altuzarra等使用西班牙數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，男性的相對收入與其家務(wù)勞動時(shí)間顯著負(fù)相關(guān)[2]。劉愛玉等基于中國數(shù)據(jù)分析顯示，夫婦的相對資源水平越高，其家務(wù)勞動時(shí)間越少[4]。

綜上所述，根據(jù)人力資本理論，相對收入體現(xiàn)了夫婦比較優(yōu)勢的差異；討價(jià)還價(jià)模型顯示，相對收入決定了夫婦影響威脅點(diǎn)的能力并決定其談判地位；交換理論認(rèn)為，相對收入反映了夫婦影響家庭決策的權(quán)力關(guān)系。因此，夫婦中相對收入較高一方的無酬勞動時(shí)間較少。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：對于妻子而言，相對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

H1b：對于丈夫而言，相對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

(三)社會性別觀點(diǎn)

20世紀(jì)末，女性主義學(xué)者基于兩點(diǎn)原因?qū)ο鄬Y源觀點(diǎn)提出批判[20]。第一，相對資源觀點(diǎn)對無酬勞動分工的預(yù)測是中性的，即兩性的相對收入和無酬勞動時(shí)間均存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[9]。但無酬勞動并非性別中立，女性從事更多無酬勞動并非源于比較優(yōu)勢差異、議價(jià)能力高低或家庭權(quán)力多寡，而是性別權(quán)力不平等的表現(xiàn)之一[3]。第二，相對資源觀點(diǎn)無法解釋收入與丈夫相等甚至高于丈夫的女性仍然從事大量無酬勞動這一現(xiàn)象[2]。理論與理論、理論與經(jīng)驗(yàn)的脫節(jié)使部分學(xué)者質(zhì)疑相對資源觀點(diǎn)，轉(zhuǎn)而采取社會性別觀點(diǎn)解釋收入對夫婦無酬勞動時(shí)間的影響。

性別作為一種強(qiáng)大的意識形態(tài)工具，能夠產(chǎn)生、復(fù)制和合法化基于性別規(guī)范的選擇和限制[24]。社會性別觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)傳統(tǒng)、文化和制度等性別規(guī)范的作用，性別規(guī)范與男性或女性身份密切相關(guān)，遵循性別規(guī)范能夠?qū)€(gè)人的自我形象或自我概念予以肯定，違反規(guī)范則會引起焦慮和不適等內(nèi)化問題行為[6]。無酬勞動分工具有生產(chǎn)消費(fèi)品和服務(wù)以及生產(chǎn)性別的雙重作用，它為夫婦提供了反復(fù)確認(rèn)他或她的男性或女性身份的機(jī)會[8，24]。通過這一過程，兩性將無酬勞動分工內(nèi)化為自身性別規(guī)范，女性會認(rèn)為她們想要或應(yīng)該做家務(wù)或育兒以實(shí)現(xiàn)自我認(rèn)同和滿足，而男性則缺乏此類欲望和責(zé)任感[3，21]。因此，從社會性別觀點(diǎn)來看，無酬勞動分工是在家庭層面對男性供養(yǎng)和女性依賴的性別規(guī)范期望進(jìn)行反射性管理的結(jié)果，因而與夫婦的相對資源無關(guān)[7]。

Sevilla-Sanz等使用西班牙數(shù)據(jù)研究表明，女性的育兒時(shí)間與其相對收入無關(guān)[6]。Altuzarra等進(jìn)一步證實(shí)，西班牙雙薪家庭夫婦的育兒時(shí)間均與其相對收入無關(guān)[2]。上述研究結(jié)果為社會性別觀點(diǎn)提供了證據(jù)支持，即無酬勞動主要由女性負(fù)責(zé)，而與夫婦的相對資源無關(guān)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：對于妻子而言，相對收入與其無酬勞動時(shí)間無關(guān)。

H2b：對于丈夫而言，相對收入與其無酬勞動時(shí)間無關(guān)。

部分學(xué)者結(jié)合相對資源觀點(diǎn)和社會性別觀點(diǎn)，開發(fā)了性別偏差中和方法來解釋夫婦的無酬勞動分工[7-8]。由于傳統(tǒng)性別規(guī)范賦予了男性和女性以經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)者和經(jīng)濟(jì)依賴者的角色，當(dāng)妻子的相對收入超過丈夫時(shí)，便會產(chǎn)生“性別偏差”。“性別偏差”會嚴(yán)重打擊夫婦象征性互動的動力，危及夫婦的社會責(zé)任，并使其遭受負(fù)面評價(jià)[7]。此時(shí)，妻子或丈夫會在無酬勞動領(lǐng)域采取更傳統(tǒng)的行為來回應(yīng)社會所期望的性別角色以中和“性別偏差”[6]。具體而言，妻子的無酬勞動時(shí)間首先會隨相對收入的增加而減少，當(dāng)妻子收入超過丈夫時(shí)，其無酬勞動時(shí)間會增加；丈夫的無酬勞動時(shí)間首先會隨相對收入的減少而增加，當(dāng)丈夫收入低于妻子時(shí)，其無酬勞動時(shí)間會減少[2]。

在經(jīng)驗(yàn)研究方面， Greenstein基于美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，妻子的家務(wù)勞動比例與相對收入呈U型關(guān)系，丈夫的家務(wù)勞動比例與相對收入呈倒U型關(guān)系[8]。Bittman等對澳大利亞和美國的比較分析發(fā)現(xiàn)，在澳大利亞，只有女性在家務(wù)勞動領(lǐng)域采取性別偏差中和行為，而在美國，僅在男性中發(fā)現(xiàn)性別偏差中和現(xiàn)象[21]。孫曉冬基于中國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，丈夫家務(wù)勞動比例與相對收入呈倒U型關(guān)系[10]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3a：對于妻子而言，無酬勞動時(shí)間與其相對收入呈U型關(guān)系。

H3b：對于丈夫而言，無酬勞動時(shí)間與其相對收入呈倒U型關(guān)系。

(四)自主性觀點(diǎn)

自主性觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)絕對收入對無酬勞動時(shí)間的決定性作用。Gupta指出，相對資源觀點(diǎn)和社會性別觀點(diǎn)忽略了絕對收入與無酬勞動分工的潛在關(guān)系[9]。通過對美國已婚在職女性的分析，Gupta發(fā)現(xiàn)女性的家務(wù)勞動時(shí)間與其絕對收入顯著負(fù)相關(guān)，而與相對收入或配偶的絕對收入無關(guān)，原因在于，女性可以利用她們的收入在市場上購買替代商品或服務(wù)[9]。Gupta通過嵌套模型進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在納入絕對收入后，相對收入對于女性家務(wù)勞動時(shí)間的影響便不再顯著[25]。

國內(nèi)的經(jīng)驗(yàn)研究也得出了類似結(jié)論。例如，劉愛玉等發(fā)現(xiàn)妻子的絕對收入能夠減少丈夫的無酬勞動時(shí)間，妻子和丈夫的絕對收入均能減少妻子的無酬勞動時(shí)間[4]。孫曉冬發(fā)現(xiàn)妻子的絕對收入能夠減少丈夫的家務(wù)勞動時(shí)間，但在女性中并未發(fā)現(xiàn)自主性觀點(diǎn)的證據(jù)[10]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H4a：對于妻子而言，自身絕對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

盡管目前有關(guān)齊玉苓案的司法批復(fù)已經(jīng)被廢止，但相關(guān)案件的終審判決仍然有效，其引發(fā)的討論也不會因此而結(jié)束，反而可能向縱深繼續(xù)發(fā)展[21]。

H4b：對于妻子而言，配偶絕對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

H4c：對于丈夫而言，自身絕對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

H4d：對于丈夫而言，配偶絕對收入越高，無酬勞動時(shí)間越少。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用北京大學(xué)實(shí)施的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年度調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用多階分層概率抽樣方法，覆蓋了全國25個(gè)省、市、自治區(qū)的16 000戶家庭，調(diào)查內(nèi)容包括個(gè)體的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、社會經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)以及時(shí)間利用等方面。根據(jù)研究需要，篩選了CFPS 2010中由以下家庭組成的子樣本：①有1個(gè)以上未成年子女的雙薪家庭，將包含夫婦之外的其他成年人的家庭剔除，以排除其他成年人分擔(dān)無酬勞動的潛在影響；②夫婦年齡介于20～60歲之間，以排除絕大多數(shù)在讀學(xué)生和退休人員[2]。最終納入研究的樣本量為1 475戶雙薪家庭。

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為夫婦的無酬勞動時(shí)間(小時(shí))，包括家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間兩部分，利用CFPS 2010時(shí)間利用模塊工作日和休息日的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間加權(quán)所得，家務(wù)勞動時(shí)間(育兒時(shí)間)=工作日家務(wù)勞動時(shí)間(育兒時(shí)間)×5/7+休息日家務(wù)勞動時(shí)間(育兒時(shí)間)×2/7。

2.解釋變量

本文使用兩個(gè)與收入相關(guān)的解釋變量：相對收入和絕對收入。其中，相對收入?yún)⒖糂ittman等的操作化方法，相對收入=(個(gè)人年收入-配偶年收入)/(個(gè)人年收入+配偶年收入)，其取值介于-1到1之間，-1表示由配偶提供全部收入，0表示夫婦收入份額相等，1表示由自身提供全部收入[21]。為考察相對收入與夫婦無酬勞動時(shí)間的非線性關(guān)系，本文在回歸分析中納入了相對收入的平方。絕對收入包括個(gè)人年收入和配偶年收入，為使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，本文對絕對收入進(jìn)行了對數(shù)變換。

3.控制變量

參考既有文獻(xiàn)，本文選取年齡、受教育年限、居住地、自評健康、工作時(shí)間和子女?dāng)?shù)量作為控制變量。年齡根據(jù)受訪者的出生年份設(shè)置為連續(xù)變量，年齡=2010-出生年份+1；受教育年限根據(jù)受訪者完成的最高學(xué)歷設(shè)置為連續(xù)變量，文盲/半文盲=0，小學(xué)=6，初中=9，高中=12，大專=15，大學(xué)本科=16，碩士=19，博士=22；居住地基于國家統(tǒng)計(jì)局的城鄉(xiāng)分類設(shè)置為二分類變量，城市=1，鄉(xiāng)村=0；自評健康根據(jù)受訪者對問題“你認(rèn)為自己身體的健康狀況如何”的回答設(shè)置為定序變量，得分1～5依次表示從非常不健康到健康的狀態(tài)；工作時(shí)間(小時(shí))根據(jù)CFPS 2010時(shí)間利用模塊工作日和休息日的工作時(shí)間加權(quán)所得，工作時(shí)間=工作日工作時(shí)間×5/7+休息日工作時(shí)間×2/7；子女?dāng)?shù)量根據(jù)家庭有效子女問卷數(shù)量設(shè)置為連續(xù)變量。

(三)分析策略

本文的被解釋變量——家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間包含大量零值，使用普通最小二乘法估計(jì)的線性模型不考慮刪截問題，會得到有偏且不一致的估計(jì)值。據(jù)此，本文構(gòu)建Tobit模型進(jìn)行回歸分析以有效估計(jì)刪截?cái)?shù)據(jù)。具體公式如下所示。

(1)

式中，εi～N(0，σ2)，i=1,2,3,…,n；y為被解釋變量；xi為解釋變量；εi為擾動項(xiàng)。

構(gòu)建夫婦無酬勞動時(shí)間影響因素的Tobit模型如下。

(2)

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。妻子的平均家務(wù)勞動時(shí)間(2.098 h)約為丈夫(0.915 h)的2.3倍，妻子的平均育兒時(shí)間(1.629 h)約為丈夫(0.690 h)的2.1倍。妻子的平均相對收入為-0.330，丈夫的平均相對收入為0.330。這些因素均反映了由傳統(tǒng)性別規(guī)范塑造的性別角色。妻子的平均個(gè)人年收入對數(shù)(7.500)低于丈夫(9.123),表明性別工資差距仍然存在。總體而言，本文研究的1 475對夫婦有42.4%生活在城市，平均生育1.424個(gè)子女。妻子的平均年齡為37.738歲，丈夫的平均年齡為39.469歲。妻子的平均受教育年限為6.703年，丈夫的平均受教育年限為8.145年，這意味著性別工資差距可能源于教育水平的差異。妻子的平均自評健康為4.279，丈夫的平均自評健康為4.441，均介于一般和健康之間。妻子的平均工作時(shí)間為5.980 h，丈夫的平均工作時(shí)間為7.173 h，表明從事全職工作的女性少于男性。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二)回歸分析與假設(shè)檢驗(yàn)

表2為妻子無酬勞動時(shí)間的回歸分析結(jié)果。相對收入分別在5%和10%的水平上顯著負(fù)向影響妻子家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間，表明妻子的無酬勞動時(shí)間會隨著相對收入的提高而減少；相對收入平方對妻子家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響不顯著，表明妻子的無酬勞動時(shí)間與其相對收入不存在非線性關(guān)系。原因可能在于，家務(wù)勞動是一項(xiàng)重復(fù)且乏味的任務(wù)，育兒活動也會讓女性經(jīng)歷更多的疲憊和壓力[14]。因此，妻子對兩類無酬勞動的偏好一致，會利用自身的家庭議價(jià)能力與丈夫討價(jià)還價(jià)，以減少自身無酬勞動時(shí)間。假設(shè)H1a成立，假設(shè)H3a和H2a不成立。

表2 妻子無酬勞動時(shí)間的Tobit模型估計(jì)結(jié)果

個(gè)人年收入對妻子家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響不顯著，但配偶年收入分別在5%和1%的水平上顯著負(fù)向影響妻子的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間，表明妻子的無酬勞動時(shí)間與自身絕對收入無關(guān)，但會隨著配偶絕對收入的提高而減少。這一結(jié)果部分支持自主性觀點(diǎn)，假設(shè)H4b成立，假設(shè)H4a不成立。

控制變量方面，妻子家務(wù)勞動時(shí)間與年齡呈倒U型關(guān)系，育兒時(shí)間與年齡呈U型關(guān)系，這一結(jié)果符合家庭生命周期理論的預(yù)期，一方面，中年階段家務(wù)勞動多數(shù)由女性承擔(dān)[4]；另一方面，從青年到中年階段，子女年齡的上升會使女性育兒時(shí)間逐漸減少，在邁向老年階段的過程中，代際育兒支持會增加女性的育兒時(shí)間。妻子的受教育年限越長，家務(wù)勞動時(shí)間越短，但育兒時(shí)間越長，原因可能在于，受教育年限代表了女性在工資收入方面的比較優(yōu)勢，根據(jù)人力資本理論，高學(xué)歷女性會專注于有酬勞動，并減少家務(wù)勞動時(shí)間；同時(shí)，高學(xué)歷女性更能意識到父母育兒對子女未來成長和發(fā)展的重要性，從而增加育兒時(shí)間[26]。農(nóng)村女性家務(wù)勞動時(shí)間更長，城市女性育兒時(shí)間更長，這一現(xiàn)象可能源于城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的差異，農(nóng)村地區(qū)落后的基礎(chǔ)設(shè)施會增加女性不必要的家務(wù)勞動時(shí)間，也會降低外出就餐和家政服務(wù)的可獲性；城市地區(qū)豐富的休閑娛樂設(shè)施會增加女性與子女共度的時(shí)間，例如去補(bǔ)課班或游樂場等。妻子的無酬勞動時(shí)間會隨著工作時(shí)間的提高而減少，這一結(jié)果可用人力資本理論解釋：工作時(shí)間代表了妻子從事有酬勞動的比較優(yōu)勢，從而降低其無酬勞動時(shí)間。妻子的無酬勞動時(shí)間會隨著子女?dāng)?shù)量的增加而增加，原因在于，對子女的要求進(jìn)行回應(yīng)的責(zé)任會增加妻子的無酬勞動時(shí)間[20]。自評健康對妻子家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響均不顯著。

表3為丈夫無酬勞動時(shí)間的回歸分析結(jié)果。相對收入對丈夫家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響不顯著，相對收入平方分別在1%和10%的水平上顯著負(fù)向影響丈夫家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間，表明丈夫的無酬勞動時(shí)間與其相對收入呈倒U型關(guān)系。這一結(jié)果為性別偏差中和方法提供了證據(jù)支持，假設(shè)H3b成立，假設(shè)H1b和H2b不成立。

表3 丈夫無酬勞動時(shí)間的Tobit模型估計(jì)結(jié)果

個(gè)人年收入分別在1%和10%的水平上顯著負(fù)向影響丈夫家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間，但配偶年收入對丈夫家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響均不顯著，表明丈夫的無酬勞動時(shí)間會隨著自身絕對收入的提高而減少，但與配偶絕對收入無關(guān)。這一結(jié)果部分支持自主性觀點(diǎn)，假設(shè)H4c成立，假設(shè)H4d不成立。

控制變量方面，丈夫育兒時(shí)間與年齡呈U型關(guān)系，家務(wù)勞動時(shí)間與年齡無關(guān)，這意味著男性在青年和老年階段會參與育兒和代際育兒活動。丈夫的受教育年限越長，育兒時(shí)間越長。農(nóng)村男性家務(wù)勞動時(shí)間更長，城市男性育兒時(shí)間更長，這同樣源于城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的差異。丈夫無酬勞動時(shí)間會隨著工作時(shí)間的上升而減少，這符合人力資本理論的預(yù)期。丈夫育兒時(shí)間會隨著子女?dāng)?shù)量的增加而增加，家務(wù)勞動時(shí)間與子女?dāng)?shù)量無關(guān)，該結(jié)果進(jìn)一步澄清了男性的無酬勞動參與模式：男性雖然會參與育兒活動，但不會對子女帶來的額外家務(wù)勞動進(jìn)行回應(yīng)。自評健康對丈夫家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間的影響均不顯著。

五、結(jié)論與討論

本研究使用CFPS 2010年度數(shù)據(jù)，建立Tobit模型檢證了收入對雙薪家庭夫婦無酬勞動時(shí)間的影響，得出以下結(jié)論：第一，妻子的無酬勞動時(shí)間高于丈夫。妻子的平均家務(wù)勞動時(shí)間約為丈夫的2.3倍，平均育兒時(shí)間約為丈夫的2.1倍。第二，相對收入對夫婦無酬勞動時(shí)間的影響存在性別差異。妻子的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間均會隨著相對收入的提高而減少；丈夫的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間均與其相對收入呈倒U型關(guān)系。第三，絕對收入對夫婦無酬勞動時(shí)間的影響同樣存在性別差異。妻子的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間均會隨著配偶年收入的提高而減少；丈夫的家務(wù)勞動時(shí)間和育兒時(shí)間均會隨著個(gè)人年收入的提高而減少。

從結(jié)論來看，中國夫婦在有酬勞動參與方面的趨同并未伴隨著無酬勞動領(lǐng)域的平等，雙薪家庭夫婦的無酬勞動時(shí)間仍然存在顯著的性別差異。從相對收入的作用來看，妻子無酬勞動時(shí)間的變化符合相對資源觀點(diǎn)的預(yù)期，丈夫無酬勞動時(shí)間的變化屬于性別偏差中和行為，相對收入作用的性別差異可能源于文化和社會領(lǐng)域的性別氣質(zhì)不對稱：一方面，各國文化通常將男性氣質(zhì)視為一種需要通過儀式或啟蒙來實(shí)現(xiàn)的成就，而將女性氣質(zhì)視為一種自然狀態(tài)，因?yàn)榕缘纳眢w或生殖能力更加接近自然；另一方面涉及妻子對兒童早期社會化的責(zé)任，男孩在實(shí)現(xiàn)性別認(rèn)同的過程中，通常使用“負(fù)面術(shù)語”來定義男性氣質(zhì)，即某種“不是女性”或“與女性無關(guān)”的東西，但對女孩而言，發(fā)展性別認(rèn)同的過程是連續(xù)的，女孩的女性氣質(zhì)源于母親，其性別認(rèn)同無須在兩性之間轉(zhuǎn)移。上述兩種不對稱使得男性氣質(zhì)比女性氣質(zhì)更加不穩(wěn)定，更需要用持續(xù)的行動來展示和證明[7]。因此，與女性的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)地位相比，男性的經(jīng)濟(jì)依賴地位更會被認(rèn)為是“性別偏差”，進(jìn)而使男性產(chǎn)生性別偏差中和行為。從絕對收入的作用來看，男性的絕對收入對夫婦的無酬勞動時(shí)間均具有抑制作用，但女性的絕對收入對夫婦的無酬勞動時(shí)間均無影響，原因一方面在于，在現(xiàn)代化進(jìn)程中，可接受的女性行為逐漸擴(kuò)大，女性規(guī)范變得不再排斥有酬勞動參與，但女性從事無酬勞動仍然是“好妻子”和“好母親”的重要組成部分[3]；另一方面，中國社會的宏觀制度特征塑造了強(qiáng)大的男性養(yǎng)家文化[27]，因而限制了自主性的范圍。換言之，即使女性參與有酬勞動，她們?nèi)允羌彝ブ械拇我杖胝撸嚯y以利用自身收入降低無酬勞動參與。

受數(shù)據(jù)限制，本文存在一定局限。首先，由于使用截面數(shù)據(jù)的緣故，本文僅能反映當(dāng)期情況，無法有效反映未來趨勢，今后的研究可選用合適的面板數(shù)據(jù)以反映中國雙薪家庭夫婦無酬勞動分工的形態(tài)。其次，本文的被解釋變量之一——家務(wù)勞動時(shí)間僅納入了準(zhǔn)備食物、清理住所、購物和家庭事務(wù)管理等內(nèi)容，隨著互聯(lián)網(wǎng)的普遍接入，時(shí)下家務(wù)勞動的內(nèi)涵已發(fā)生了一定變化，例如網(wǎng)絡(luò)教育、網(wǎng)購等網(wǎng)上勞動。受調(diào)查年份所限，本文難以涉及這部分內(nèi)容，需要最新的時(shí)間使用調(diào)查數(shù)據(jù)予以彌補(bǔ)，以揭示現(xiàn)代化、女性能動性和無酬勞動分工之間的復(fù)雜動態(tài)。最后，關(guān)于收入對夫婦無酬勞動影響的性別差異，本文僅基于文獻(xiàn)做了簡單討論，未來應(yīng)通過細(xì)致的定性研究對收入的作用機(jī)制進(jìn)行深入分析，以豐富我們對權(quán)力、性別、自主性和無酬勞動分工之間關(guān)系的理解。