收入会影响双薪家庭夫妇的无酬劳动时间吗？——来自CFPS的经验证据

孔泽宇

(南京大学 政府管理学院，江苏 南京 210023)

一、研究背景与问题提出

近几十年来，随着女性更多地参与有酬劳动，中国的家庭性质发生了显著变化。世界银行数据库显示，自1990年以来，中国女性劳动参与率始终保持在60%以上[1]，这促使中国家庭从男性养家模式向双薪家庭模式过渡，挑战了男性作为生产者而女性作为再生产者的传统性别角色。

随着女性逐渐获得经济独立性和家庭内部谈判权，无酬劳动已成为双薪家庭夫妇面临的主要挑战之一，因为传统上由女性执行的任务须在两性之间分配[2]。然而，国内外文献显示，男性的无酬劳动时间随着时间推移仅有略微增加，女性仍承担着绝大部分无酬劳动[3-4]。换言之，女性有酬劳动时间的提升并未伴随着无酬劳动时间成比例的降低，无酬劳动的性别分工模式缺乏明显转变。为在中国社会实现更高水平的性别平等，须改变家庭中的传统性别角色，探讨无酬劳动分工的现状及影响因素对于公共政策制定和女性社会地位的提高具有重要意义。

社会科学领域的文献提出了3种观点解释无酬劳动时间方面的性别差异及影响因素。相对资源观点源于人力资本理论、讨价还价模型和交换理论等理论框架，认为夫妇无酬劳动时间与其相对收入呈负相关关系[5]；社会性别观点指出传统性别角色让女性认为无酬劳动是自身责任，因而与其相对收入无关[6]；部分学者融合上述两种观点，开发了性别偏差中和方法以解释无酬劳动时间与相对收入的非线性关系[7-8]；自主性观点强调，绝对收入作为购买力的来源赋予了夫妇以真实自由，故无酬劳动时间应该用绝对收入来解释[9]。

鉴于收入(相对收入和绝对收入)在上述理论观点中均占据一席之地，本文将研究问题重新聚焦在收入对双薪家庭夫妇无酬劳动时间的影响之上。通过梳理国内文献发现，仅有少数研究探讨了收入对家务劳动时间的影响[10]，对于收入如何影响育儿时间仍鲜有涉及。换言之，收入对夫妇无酬劳动时间的整体影响尚不明确，须对两类无酬劳动分别展开考察。因此，本研究将基于2010年中国家庭追踪调查(Chinese Family Panel Studies，CFPS)数据，探究相对收入和绝对收入对中国双薪家庭夫妇无酬劳动(家务劳动和育儿活动)时间的影响，为上述理论观点提供跨国经验证据，补充该领域的文献。

二、理论框架与研究假设

(一)无酬劳动及其影响因素

无酬劳动包含家务劳动和育儿活动[11]。家务劳动多为例行公事的枯燥活动，包括准备食物、清理住所等室内劳动以及房屋修缮、购物等室外劳动，购买外包服务没有负面含义[12]。由于育儿活动的许多内容可以在市场上购买，经济学家通常将其作为另一种形式的家务劳动。但儿童保育具有情感成分，因而很难外包。与家务劳动相比，教育儿童或与儿童玩耍也更具休闲性质[13]。

目前，学者围绕夫妇无酬劳动时间的影响因素提出了3种理论观点。其中，相对资源观点和自主性观点均含蓄地假设无酬劳动是一项不受欢迎的任务，两性对无酬劳动有相同的偏好并试图减少无酬劳动时间；社会性别观点则强调两性对无酬劳动的异质偏好，纳入育儿活动后，性别差异会更加明显[11]。Rhoads S E和Rhods C H研究发现，女性比男性更喜欢照料子女，原因在于两性生殖的最低生物成本差异影响了两性心理[11]。Connelly和Kimmel使用全国性样本的研究却发现，育儿参与对两性幸福感的影响不存在显著差异[14]。换言之，收入可能对于家务劳动和育儿时间具有不同的影响，但国内研究多数集中在收入[10]、学历[15]、性别意识形态[4]、现代化[16]对夫妇家务劳动时间的影响。因此，为全面反映中国双薪家庭无酬劳动分工的形态，须分别探究收入对家务劳动和育儿时间的影响。

(二)相对资源观点

相对资源观点认为，夫妇的相对资源水平决定其无酬劳动时间。该观点源于三个理论框架：贝克尔的人力资本理论[17]；从博弈论衍生而来的讨价还价模型[18-19]；以及社会学领域的交换理论[8]。

人力资本理论使用效用最大化原则、稳定偏好假设和隐性或显性市场均衡分析家庭行为，将夫妇概念化为追求家庭福祉的合作伙伴。根据该理论，家庭中无酬劳动分工取决于理性，夫妇会根据自身比较优势分配时间，以实现家庭产出和效率最大化[17]。女性的比较优势源于其母亲和再生产者的角色，这导致妻子的工资率较低并承担更多无酬劳动；男性在工资收入方面的比较优势使其集中于有酬劳动[20]。因此，夫妇通过相对收入水平反映出的比较优势越高，其无酬劳动时间越少[2]。

人力资本理论的单一效用框架将夫妇的行为建模为集体决策的结果，而非个人决策的结果。相反，Manser和Brown与McElroy和Horney从家庭成员偏好的异质性出发，使用威胁点的概念开发了讨价还价模型，将夫妇的无酬劳动时间分工构造为一个受约束的、静态的、双方的非零和博弈[18-19]。威胁点指婚姻破裂时个人必须依靠的资源，包括收入和在“再婚市场”中的地位等[21]。根据这一模型，夫妇在家庭外部的经济机会能够改善其在家庭内部的谈判地位，进而决定其无酬劳动时间。

交换理论认为，无酬劳动分工反映了夫妇之间的权力关系[20]。在婚姻中拥有更多权力的一方可以最大限度地减少无酬劳动参与[5]，而权力来源于个人为家庭带来的相对资源水平[21]。因此，夫妇中相对收入高的一方可以利用自身基于经济地位的议价能力让对方承担更多无酬劳动。

在经验研究方面，相对资源观点有充分的证据支持。Presser对美国双薪家庭的研究发现，夫妇相对收入差距越小，家务劳动时间的性别差距越小[22]。Evertsson和Nermo使用瑞典数据研究发现，夫妇相对收入的增加均能减少自身家务劳动时间[23]。Altuzarra等使用西班牙数据分析发现，男性的相对收入与其家务劳动时间显著负相关[2]。刘爱玉等基于中国数据分析显示，夫妇的相对资源水平越高，其家务劳动时间越少[4]。

综上所述，根据人力资本理论，相对收入体现了夫妇比较优势的差异；讨价还价模型显示，相对收入决定了夫妇影响威胁点的能力并决定其谈判地位；交换理论认为，相对收入反映了夫妇影响家庭决策的权力关系。因此，夫妇中相对收入较高一方的无酬劳动时间较少。据此，本文提出如下假设：

H1a：对于妻子而言，相对收入越高，无酬劳动时间越少。

H1b：对于丈夫而言，相对收入越高，无酬劳动时间越少。

(三)社会性别观点

20世纪末，女性主义学者基于两点原因对相对资源观点提出批判[20]。第一，相对资源观点对无酬劳动分工的预测是中性的，即两性的相对收入和无酬劳动时间均存在负相关关系[9]。但无酬劳动并非性别中立，女性从事更多无酬劳动并非源于比较优势差异、议价能力高低或家庭权力多寡，而是性别权力不平等的表现之一[3]。第二，相对资源观点无法解释收入与丈夫相等甚至高于丈夫的女性仍然从事大量无酬劳动这一现象[2]。理论与理论、理论与经验的脱节使部分学者质疑相对资源观点，转而采取社会性别观点解释收入对夫妇无酬劳动时间的影响。

性别作为一种强大的意识形态工具，能够产生、复制和合法化基于性别规范的选择和限制[24]。社会性别观点强调传统、文化和制度等性别规范的作用，性别规范与男性或女性身份密切相关，遵循性别规范能够对个人的自我形象或自我概念予以肯定，违反规范则会引起焦虑和不适等内化问题行为[6]。无酬劳动分工具有生产消费品和服务以及生产性别的双重作用，它为夫妇提供了反复确认他或她的男性或女性身份的机会[8，24]。通过这一过程，两性将无酬劳动分工内化为自身性别规范，女性会认为她们想要或应该做家务或育儿以实现自我认同和满足，而男性则缺乏此类欲望和责任感[3，21]。因此，从社会性别观点来看，无酬劳动分工是在家庭层面对男性供养和女性依赖的性别规范期望进行反射性管理的结果，因而与夫妇的相对资源无关[7]。

Sevilla-Sanz等使用西班牙数据研究表明，女性的育儿时间与其相对收入无关[6]。Altuzarra等进一步证实，西班牙双薪家庭夫妇的育儿时间均与其相对收入无关[2]。上述研究结果为社会性别观点提供了证据支持，即无酬劳动主要由女性负责，而与夫妇的相对资源无关。据此，本文提出如下假设：

H2a：对于妻子而言，相对收入与其无酬劳动时间无关。

H2b：对于丈夫而言，相对收入与其无酬劳动时间无关。

部分学者结合相对资源观点和社会性别观点，开发了性别偏差中和方法来解释夫妇的无酬劳动分工[7-8]。由于传统性别规范赋予了男性和女性以经济供养者和经济依赖者的角色，当妻子的相对收入超过丈夫时，便会产生“性别偏差”。“性别偏差”会严重打击夫妇象征性互动的动力，危及夫妇的社会责任，并使其遭受负面评价[7]。此时，妻子或丈夫会在无酬劳动领域采取更传统的行为来回应社会所期望的性别角色以中和“性别偏差”[6]。具体而言，妻子的无酬劳动时间首先会随相对收入的增加而减少，当妻子收入超过丈夫时，其无酬劳动时间会增加；丈夫的无酬劳动时间首先会随相对收入的减少而增加，当丈夫收入低于妻子时，其无酬劳动时间会减少[2]。

在经验研究方面， Greenstein基于美国数据研究发现，妻子的家务劳动比例与相对收入呈U型关系，丈夫的家务劳动比例与相对收入呈倒U型关系[8]。Bittman等对澳大利亚和美国的比较分析发现，在澳大利亚，只有女性在家务劳动领域采取性别偏差中和行为，而在美国，仅在男性中发现性别偏差中和现象[21]。孙晓冬基于中国数据研究发现，丈夫家务劳动比例与相对收入呈倒U型关系[10]。据此，本文提出如下假设：

H3a：对于妻子而言，无酬劳动时间与其相对收入呈U型关系。

H3b：对于丈夫而言，无酬劳动时间与其相对收入呈倒U型关系。

(四)自主性观点

自主性观点强调绝对收入对无酬劳动时间的决定性作用。Gupta指出，相对资源观点和社会性别观点忽略了绝对收入与无酬劳动分工的潜在关系[9]。通过对美国已婚在职女性的分析，Gupta发现女性的家务劳动时间与其绝对收入显著负相关，而与相对收入或配偶的绝对收入无关，原因在于，女性可以利用她们的收入在市场上购买替代商品或服务[9]。Gupta通过嵌套模型进一步发现，在纳入绝对收入后，相对收入对于女性家务劳动时间的影响便不再显著[25]。

国内的经验研究也得出了类似结论。例如，刘爱玉等发现妻子的绝对收入能够减少丈夫的无酬劳动时间，妻子和丈夫的绝对收入均能减少妻子的无酬劳动时间[4]。孙晓冬发现妻子的绝对收入能够减少丈夫的家务劳动时间，但在女性中并未发现自主性观点的证据[10]。据此，本文提出如下假设：

H4a：对于妻子而言，自身绝对收入越高，无酬劳动时间越少。

尽管目前有关齐玉苓案的司法批复已经被废止，但相关案件的终审判决仍然有效，其引发的讨论也不会因此而结束，反而可能向纵深继续发展[21]。

H4b：对于妻子而言，配偶绝对收入越高，无酬劳动时间越少。

H4c：对于丈夫而言，自身绝对收入越高，无酬劳动时间越少。

H4d：对于丈夫而言，配偶绝对收入越高，无酬劳动时间越少。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究使用北京大学实施的中国家庭追踪调查(CFPS)2010年度调查数据。该调查采用多阶分层概率抽样方法，覆盖了全国25个省、市、自治区的16 000户家庭，调查内容包括个体的人口统计学特征、社会经济状况、家庭结构以及时间利用等方面。根据研究需要，筛选了CFPS 2010中由以下家庭组成的子样本：①有1个以上未成年子女的双薪家庭，将包含夫妇之外的其他成年人的家庭剔除，以排除其他成年人分担无酬劳动的潜在影响；②夫妇年龄介于20～60岁之间，以排除绝大多数在读学生和退休人员[2]。最终纳入研究的样本量为1 475户双薪家庭。

(二)变量设置

1.被解释变量

本文的被解释变量为夫妇的无酬劳动时间(小时)，包括家务劳动时间和育儿时间两部分，利用CFPS 2010时间利用模块工作日和休息日的家务劳动时间和育儿时间加权所得，家务劳动时间(育儿时间)=工作日家务劳动时间(育儿时间)×5/7+休息日家务劳动时间(育儿时间)×2/7。

2.解释变量

本文使用两个与收入相关的解释变量：相对收入和绝对收入。其中，相对收入参考Bittman等的操作化方法，相对收入=(个人年收入-配偶年收入)/(个人年收入+配偶年收入)，其取值介于-1到1之间，-1表示由配偶提供全部收入，0表示夫妇收入份额相等，1表示由自身提供全部收入[21]。为考察相对收入与夫妇无酬劳动时间的非线性关系，本文在回归分析中纳入了相对收入的平方。绝对收入包括个人年收入和配偶年收入，为使数据更加平稳，本文对绝对收入进行了对数变换。

3.控制变量

参考既有文献，本文选取年龄、受教育年限、居住地、自评健康、工作时间和子女数量作为控制变量。年龄根据受访者的出生年份设置为连续变量，年龄=2010-出生年份+1；受教育年限根据受访者完成的最高学历设置为连续变量，文盲/半文盲=0，小学=6，初中=9，高中=12，大专=15，大学本科=16，硕士=19，博士=22；居住地基于国家统计局的城乡分类设置为二分类变量，城市=1，乡村=0；自评健康根据受访者对问题“你认为自己身体的健康状况如何”的回答设置为定序变量，得分1～5依次表示从非常不健康到健康的状态；工作时间(小时)根据CFPS 2010时间利用模块工作日和休息日的工作时间加权所得，工作时间=工作日工作时间×5/7+休息日工作时间×2/7；子女数量根据家庭有效子女问卷数量设置为连续变量。

(三)分析策略

本文的被解释变量——家务劳动时间和育儿时间包含大量零值，使用普通最小二乘法估计的线性模型不考虑删截问题，会得到有偏且不一致的估计值。据此，本文构建Tobit模型进行回归分析以有效估计删截数据。具体公式如下所示。

(1)

式中，εi～N(0，σ2)，i=1,2,3,…,n；y为被解释变量；xi为解释变量；εi为扰动项。

构建夫妇无酬劳动时间影响因素的Tobit模型如下。

(2)

四、数据分析结果

(一)描述性统计分析

表1显示了各变量的描述性统计分析结果。妻子的平均家务劳动时间(2.098 h)约为丈夫(0.915 h)的2.3倍，妻子的平均育儿时间(1.629 h)约为丈夫(0.690 h)的2.1倍。妻子的平均相对收入为-0.330，丈夫的平均相对收入为0.330。这些因素均反映了由传统性别规范塑造的性别角色。妻子的平均个人年收入对数(7.500)低于丈夫(9.123),表明性别工资差距仍然存在。总体而言，本文研究的1 475对夫妇有42.4%生活在城市，平均生育1.424个子女。妻子的平均年龄为37.738岁，丈夫的平均年龄为39.469岁。妻子的平均受教育年限为6.703年，丈夫的平均受教育年限为8.145年，这意味着性别工资差距可能源于教育水平的差异。妻子的平均自评健康为4.279，丈夫的平均自评健康为4.441，均介于一般和健康之间。妻子的平均工作时间为5.980 h，丈夫的平均工作时间为7.173 h，表明从事全职工作的女性少于男性。

表1 描述性统计分析

(二)回归分析与假设检验

表2为妻子无酬劳动时间的回归分析结果。相对收入分别在5%和10%的水平上显著负向影响妻子家务劳动时间和育儿时间，表明妻子的无酬劳动时间会随着相对收入的提高而减少；相对收入平方对妻子家务劳动时间和育儿时间的影响不显著，表明妻子的无酬劳动时间与其相对收入不存在非线性关系。原因可能在于，家务劳动是一项重复且乏味的任务，育儿活动也会让女性经历更多的疲惫和压力[14]。因此，妻子对两类无酬劳动的偏好一致，会利用自身的家庭议价能力与丈夫讨价还价，以减少自身无酬劳动时间。假设H1a成立，假设H3a和H2a不成立。

表2 妻子无酬劳动时间的Tobit模型估计结果

个人年收入对妻子家务劳动时间和育儿时间的影响不显著，但配偶年收入分别在5%和1%的水平上显著负向影响妻子的家务劳动时间和育儿时间，表明妻子的无酬劳动时间与自身绝对收入无关，但会随着配偶绝对收入的提高而减少。这一结果部分支持自主性观点，假设H4b成立，假设H4a不成立。

控制变量方面，妻子家务劳动时间与年龄呈倒U型关系，育儿时间与年龄呈U型关系，这一结果符合家庭生命周期理论的预期，一方面，中年阶段家务劳动多数由女性承担[4]；另一方面，从青年到中年阶段，子女年龄的上升会使女性育儿时间逐渐减少，在迈向老年阶段的过程中，代际育儿支持会增加女性的育儿时间。妻子的受教育年限越长，家务劳动时间越短，但育儿时间越长，原因可能在于，受教育年限代表了女性在工资收入方面的比较优势，根据人力资本理论，高学历女性会专注于有酬劳动，并减少家务劳动时间；同时，高学历女性更能意识到父母育儿对子女未来成长和发展的重要性，从而增加育儿时间[26]。农村女性家务劳动时间更长，城市女性育儿时间更长，这一现象可能源于城乡基础设施建设的差异，农村地区落后的基础设施会增加女性不必要的家务劳动时间，也会降低外出就餐和家政服务的可获性；城市地区丰富的休闲娱乐设施会增加女性与子女共度的时间，例如去补课班或游乐场等。妻子的无酬劳动时间会随着工作时间的提高而减少，这一结果可用人力资本理论解释：工作时间代表了妻子从事有酬劳动的比较优势，从而降低其无酬劳动时间。妻子的无酬劳动时间会随着子女数量的增加而增加，原因在于，对子女的要求进行回应的责任会增加妻子的无酬劳动时间[20]。自评健康对妻子家务劳动时间和育儿时间的影响均不显著。

表3为丈夫无酬劳动时间的回归分析结果。相对收入对丈夫家务劳动时间和育儿时间的影响不显著，相对收入平方分别在1%和10%的水平上显著负向影响丈夫家务劳动时间和育儿时间，表明丈夫的无酬劳动时间与其相对收入呈倒U型关系。这一结果为性别偏差中和方法提供了证据支持，假设H3b成立，假设H1b和H2b不成立。

表3 丈夫无酬劳动时间的Tobit模型估计结果

个人年收入分别在1%和10%的水平上显著负向影响丈夫家务劳动时间和育儿时间，但配偶年收入对丈夫家务劳动时间和育儿时间的影响均不显著，表明丈夫的无酬劳动时间会随着自身绝对收入的提高而减少，但与配偶绝对收入无关。这一结果部分支持自主性观点，假设H4c成立，假设H4d不成立。

控制变量方面，丈夫育儿时间与年龄呈U型关系，家务劳动时间与年龄无关，这意味着男性在青年和老年阶段会参与育儿和代际育儿活动。丈夫的受教育年限越长，育儿时间越长。农村男性家务劳动时间更长，城市男性育儿时间更长，这同样源于城乡基础设施建设的差异。丈夫无酬劳动时间会随着工作时间的上升而减少，这符合人力资本理论的预期。丈夫育儿时间会随着子女数量的增加而增加，家务劳动时间与子女数量无关，该结果进一步澄清了男性的无酬劳动参与模式：男性虽然会参与育儿活动，但不会对子女带来的额外家务劳动进行回应。自评健康对丈夫家务劳动时间和育儿时间的影响均不显著。

五、结论与讨论

本研究使用CFPS 2010年度数据，建立Tobit模型检证了收入对双薪家庭夫妇无酬劳动时间的影响，得出以下结论：第一，妻子的无酬劳动时间高于丈夫。妻子的平均家务劳动时间约为丈夫的2.3倍，平均育儿时间约为丈夫的2.1倍。第二，相对收入对夫妇无酬劳动时间的影响存在性别差异。妻子的家务劳动时间和育儿时间均会随着相对收入的提高而减少；丈夫的家务劳动时间和育儿时间均与其相对收入呈倒U型关系。第三，绝对收入对夫妇无酬劳动时间的影响同样存在性别差异。妻子的家务劳动时间和育儿时间均会随着配偶年收入的提高而减少；丈夫的家务劳动时间和育儿时间均会随着个人年收入的提高而减少。

从结论来看，中国夫妇在有酬劳动参与方面的趋同并未伴随着无酬劳动领域的平等，双薪家庭夫妇的无酬劳动时间仍然存在显著的性别差异。从相对收入的作用来看，妻子无酬劳动时间的变化符合相对资源观点的预期，丈夫无酬劳动时间的变化属于性别偏差中和行为，相对收入作用的性别差异可能源于文化和社会领域的性别气质不对称：一方面，各国文化通常将男性气质视为一种需要通过仪式或启蒙来实现的成就，而将女性气质视为一种自然状态，因为女性的身体或生殖能力更加接近自然；另一方面涉及妻子对儿童早期社会化的责任，男孩在实现性别认同的过程中，通常使用“负面术语”来定义男性气质，即某种“不是女性”或“与女性无关”的东西，但对女孩而言，发展性别认同的过程是连续的，女孩的女性气质源于母亲，其性别认同无须在两性之间转移。上述两种不对称使得男性气质比女性气质更加不稳定，更需要用持续的行动来展示和证明[7]。因此，与女性的经济供养地位相比，男性的经济依赖地位更会被认为是“性别偏差”，进而使男性产生性别偏差中和行为。从绝对收入的作用来看，男性的绝对收入对夫妇的无酬劳动时间均具有抑制作用，但女性的绝对收入对夫妇的无酬劳动时间均无影响，原因一方面在于，在现代化进程中，可接受的女性行为逐渐扩大，女性规范变得不再排斥有酬劳动参与，但女性从事无酬劳动仍然是“好妻子”和“好母亲”的重要组成部分[3]；另一方面，中国社会的宏观制度特征塑造了强大的男性养家文化[27]，因而限制了自主性的范围。换言之，即使女性参与有酬劳动，她们仍是家庭中的次要收入者，亦难以利用自身收入降低无酬劳动参与。

受数据限制，本文存在一定局限。首先，由于使用截面数据的缘故，本文仅能反映当期情况，无法有效反映未来趋势，今后的研究可选用合适的面板数据以反映中国双薪家庭夫妇无酬劳动分工的形态。其次，本文的被解释变量之一——家务劳动时间仅纳入了准备食物、清理住所、购物和家庭事务管理等内容，随着互联网的普遍接入，时下家务劳动的内涵已发生了一定变化，例如网络教育、网购等网上劳动。受调查年份所限，本文难以涉及这部分内容，需要最新的时间使用调查数据予以弥补，以揭示现代化、女性能动性和无酬劳动分工之间的复杂动态。最后，关于收入对夫妇无酬劳动影响的性别差异，本文仅基于文献做了简单讨论，未来应通过细致的定性研究对收入的作用机制进行深入分析，以丰富我们对权力、性别、自主性和无酬劳动分工之间关系的理解。