相對收入、家庭成員互動與女性家務勞動供給
——基于性別展示的視角

葉胥，杜云晗

(1 西南財經(jīng)大學 工商管理學院，四川 成都 611130；2 西南財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都611130)

1 引言

家庭收入、生產(chǎn)和勞動供給問題是社會與學界所普遍關心的話題?，F(xiàn)代化進程中，女性在收入、教育與其他社會權利獲取方面有了很大進步，女性社會勞動參與率大幅提高。由于愈來愈多的女性獲得教育和就業(yè)機會，傳統(tǒng)受男性主導的家庭經(jīng)濟結構開始發(fā)生轉變，家庭內(nèi)部性別角色或因女性在學歷或收入方面超過配偶水平顯現(xiàn)出新的特征，家務分工開始從由性別角色主導轉向家庭效用最大化主導。就業(yè)機會增加、經(jīng)濟能力顯著提升了女性家庭影響力[1]，表現(xiàn)為收入的提高通常會顯著減少女性家務勞動時長[2]?，F(xiàn)代化程度較高的地區(qū)，女性相對收入提高會同步增加其家庭議價能力。近年來，我國女性在獲得教育、就業(yè)參與和社會地位等方面均有較大發(fā)展。根據(jù)國家統(tǒng)計局《中國婦女發(fā)展綱要(2011-2020年)》公布數(shù)據(jù)顯示，2018年女性就業(yè)人員占比達43.7%，同比增加0.2%。《2019中國職場性別差異報告》顯示，不同性別的薪酬差異更多是由于不同性別薪酬分布結構所致，而非絕對收入水平意義的差異，中國女性相對收入水平整體而言有所上升。

女性相對收入是一種結構性資源，可用于衡量女性家庭經(jīng)濟地位變動，相對收入高的女性能夠降低承擔家務時長份額，結構性資源的多寡是影響家務時間分配的重要因素[3]。國家統(tǒng)計局2018年發(fā)布的全國時間利用調(diào)查公報有關數(shù)據(jù)表明，全國女性平均家務勞動時長占到了每天總時間的15.83%。結合《2008年時間利用調(diào)查資料匯編》的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，女性平均家務勞動時長2008-2018年間從191分鐘減至126分鐘，期間男性平均家務勞動時長從69分鐘減至45分鐘。也即是說，男性平均家務勞動時長每1分鐘所對應的女性家務勞動時長，從2008年的2.768分鐘增加到了2018年的2.8分鐘。

與此同時，女性家務勞動時間配置是多種因素作用的結果[4]，家務分工伴隨文化擴散和經(jīng)濟發(fā)展正在經(jīng)歷重要演變[5]，女性同家庭成員關系是家務時間分配機制構成要件之一?；诖?，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，從家庭成員關系互動切入，剖析家務時間分配機制，深入分析女性相對收入與家務勞動供給間的內(nèi)在邏輯及可能變化，旨在擴展人們對于女性家務勞動問題的認識，進一步探討其經(jīng)濟與社會意義，嘗試提出有益的對策建議，增進家庭及社會福利。

本文的邊際貢獻在于，從女性與其他家庭成員互動的角度出發(fā)，結合家務時間分配機制的基本理論與實證分析探討了女性家務勞動時間分配問題，同時進一步考察了性別展示行為在家務時間分配機制中發(fā)揮的作用，闡明了當前社會中的家庭分工并非完全由效用主導，而是按效用和按性別進行時間分配的綜合結果。

2 文獻回顧與理論分析

2.1 收入與家庭時間分配

家庭勞務供給屬于家庭生產(chǎn)行為，是家庭時間分配的重要內(nèi)容。家庭時間分配即家庭(成員的集體意志的體現(xiàn))會根據(jù)家庭效用最大化原則調(diào)整家庭成員時間安排[6]。同家庭成員有關的家庭事件(新成員誕生、家庭成員去世等)將對家庭成員的家庭內(nèi)地位、角色與行為方式產(chǎn)生長期影響[7]，家庭時間分配功能還可能因人口流遷[8]而改變。因此，家庭成員資源稟賦及其行為將對家庭時間分配造成影響，從而構成家務時間分配機制的內(nèi)部要素。其中，收入是家庭成員資源稟賦中較多被關注的因素。

經(jīng)典的家庭經(jīng)濟學理論認為，作為社會細胞的家庭兼有生產(chǎn)和消費基本功能，家庭生產(chǎn)“產(chǎn)品”的目的在于實現(xiàn)受成本、資源數(shù)量與價格約束的效用最大化。家庭的資源投入以貨幣收入與放棄工作的機會成本定價，兩者之和表征了家庭意義的全部收入(full income)，“家庭產(chǎn)品”的價值體現(xiàn)于家庭內(nèi)消耗的物質(zhì)資源與時長投入[9]。當家庭意義的全部收入不變時，實際收入增加通常會導致家庭中時長密集型產(chǎn)品減少。換言之，家庭定價機制與分配功能的二重性導致了時間稀缺性條件下實際收入與家庭時間密集型產(chǎn)品之間負的替代彈性。家庭時間分配功能建立在內(nèi)部成員偏好基礎之上，獲得更高收入的家庭成員通常會減少家務勞動時長。

不僅如此，家庭的時間分配功能同家庭內(nèi)部收入結構有關。一方面，配偶收入增加會使家庭中相應個體收入相對下降，從而增加家務勞動時長[10]。另一方面，家庭利用女性成員收入增量向市場購買家政服務。女性相對收入上升意味著其時長付費能力躍升，家務勞動服務可用收入增量在市場上購買，從而有效降低女性家庭生活壓力，提高家庭時間利用效率，市場替代品的存在使得購買家政服務或者外出就餐等方面成為可能[11]。因此，當存在家務勞動市場化機制時，女性相對收入提高可能會在原有基礎上額外減少其家務勞動時長?？偟膩碚f，女性相對收入影響家務勞動時長的機理可從兩方面來解釋，一是女性相對收入提高有益于其家庭地位提升，進而擁有更多家庭決策話語權，減少其家務工作負擔[9]，顯著增加其配偶的家務供給[12]。二是時間有限性決定了家庭成員會根據(jù)家庭效用目標進行時長配置[13]，如將時長在雇傭勞動和家庭活動之間進行配置，女性相對收入通常和工作時長正相關，因此女性相對收入提高意味著分配到家務勞動上的時間變少。

2.2 家庭成員互動與家庭時間分配

在更復雜的情形下，女性同家庭其他成員發(fā)生互動可能導致女性進行性別展示，一定程度上能調(diào)節(jié)家務時間分配與家庭勞務供給。研究表明，傳統(tǒng)社會和家庭性別觀念要求女性依然承擔原有水平的家務活動。在那些典型的女性持家的家庭類型中，男性話語權受女性相對收入提高的影響甚微，性別展示的作用依然重要[14]。同時，性別觀念不獨立作用于家務分工本身，但卻在女性相對收入影響家務供給之間發(fā)揮了重要的調(diào)節(jié)作用[15]。作為對時間分配與性別展示沖突的回應，性別觀念趨向傳統(tǒng)的女性更容易出現(xiàn)性別展示現(xiàn)象。性別展示最直接的結果就是，女性個體行為模式改變，相對收入提升到較高水平時女性仍供給等價家務勞動甚至更多[16]。即使是當女性收入成為家庭主要經(jīng)濟來源時，家庭傳統(tǒng)性別角色會產(chǎn)生偏離，女性可能會提供更多家務以彌補收入結構帶來的性別角色失位，以緩和家庭性別角色與經(jīng)濟地位間的沖突[17]，也是所謂的性別展示。此外，性別角色理論認為，只有在性別平等普遍存在的經(jīng)濟社會環(huán)境中，相對收入變化導致的家庭時間分配才可能是理性的。因性別展示導致的分配功能扭曲多發(fā)生于傳統(tǒng)性別分工觀念根深蒂固的國度或地區(qū)，女性家庭成員收入與其時間分配關系可能因性別展示等因素的嵌入發(fā)生改變或失效[18]。

而促使女性進行性別展示的原因很多。有研究證實夫妻間情感互動能增加雙方的認同感，對家務分工有顯著影響，而妻子表達認同感的方式則是進行性別展示，因而相對地進行更多的家務勞動[19]。另外，子女數(shù)量也可能是女性進行性別展示的原因之一。女性通常在生育子女后扮演起母親和主要照護人的重要角色，且子女數(shù)量增加本身就可能導致家務勞動需求增加，因此子女數(shù)量增加會顯著提高女性家務勞動時長，特別是情感類家務勞動[20]。還有研究表明代際互動在家務時間分配機制中扮演了重要角色。家庭的“微治理”功能會促使代際間形成資源交換與分配機制[21]，為換取子女贍養(yǎng)支持，長輩通常會承擔諸如隔代照料一類的家務勞動，進而顯著增加女性勞動力市場供給[22]。配偶父母尚未退休時女性生育意愿會更強烈，并更傾向于減少工作參與以分配更多時間至家庭事務，即配偶父母勞動收入補償了女性減少有酬工作導致的收入損失，因此女性會在相對收入減少時增加家務供給[23]。祖輩提供隔代照料的另一個動機在于替代高昂的撫幼費用，以及填補女性工作參與增加導致的家庭時間分配不足[24]。

基于文獻回顧和理論分析可知，家庭既可能按效用進行時間分配，也可能按性別進行時間分配，或兩者兼有之?，F(xiàn)有研究雖圍繞女性家務勞動形成了部分成果，但鮮有研究從家庭成員關系的角度分析家務時間分配機制。家務時間分配建立在家庭成員關系基礎上，本質(zhì)上是一種社會交換，只是這種交換行為發(fā)生于家庭邊界內(nèi)，通過成員實施有益于整個家庭的具體行為換取家庭對自己的認可，家庭交換行為由此展開。因此，從家庭成員關系視角出發(fā)研究有助于加深對家務時間分配內(nèi)在機制的研究。本文在前人研究基礎上，從家庭成員關系的角度出發(fā)，對女性家務供給進行以下幾個方面的補充性研究：第一，理論模型推導?；诩彝ソ?jīng)濟學模型進行數(shù)學推演。第二，實證分析。解決內(nèi)生性影響后，考察相對收入與家務勞動時長兩者關系的穩(wěn)健性。第三，基于家庭成員關系進一步識別家務時間分配機制。

3 理論模型

3.1 未考慮家庭成員互動的基礎模型

為分析家務時間分配機制原理，我們借鑒Killingsworth等(1986)的思路[25]，構造一個包含家庭成員關系的時間分配模型展開分析。假設代表性家庭僅有一名男性成員與女性成員，基本部分分析暫不考慮長輩和子女。家庭消費品包括商品和家務產(chǎn)品，因此家庭效用由市場上商品消費和家務產(chǎn)品消費決定，定義CRRA形式的家庭消費品效用函數(shù)，為簡化起見令θ=1，于是轉化為如下形式的對數(shù)效用函數(shù)：

U(c,Z)=αln(c)+(1-α)ln(Z)

(1)

c為家庭商品總消費，Z為家庭產(chǎn)品總消費。簡化起見，假設每個家庭成員總時間標準化為1，家庭財富為0，總時間由家務勞動時長與工作時長兩部分組成，女性成員承擔全部家務，所有家庭成員均無閑暇時間。家庭總消費c等于男性與女性成員收入之和減去中間品價值，將家庭總消費表示如下：

(2)

其中，wm和wf分別為男性和女性成員單位時間收入，φ為收入關系參數(shù)且有φ=wf/wm=wf(由于我們更關注女性相對收入，將男性收入標準化為1，此時φ的值等價于女性絕對收入)。設女性相對收入為RW，則有RW=φ-1。Hm和Hf分別為男性和女性成員家務勞動時長，TW為一單位中間產(chǎn)品的時間價格，q為用女性成員時間度量的家務產(chǎn)品價格，TW=wf·q。

男性和女性成員共同利用中間品生產(chǎn)家務產(chǎn)品，中間品定義為家庭內(nèi)部所購一切用于勞動力生產(chǎn)與再生產(chǎn)的生活資料。家務產(chǎn)品總消費表示如下：

(3)

設定家庭產(chǎn)品為CES生產(chǎn)函數(shù)形式，d為中間品數(shù)量，σ為替代參數(shù)(0<σ<1)，κ為中間品分配參數(shù)。家庭最優(yōu)化問題為：

(4)

關于Hf的一階條件：

(5)

關于d的一階條件：

(6)

由(5)和(6)得到：

(7)

式(7)代入式(5)并整理得到：

(8)

(9)

已知隨著女性相對收入提高，在其他條件不變的情況下，家庭最優(yōu)行為是配置更少的家務勞動給女性。

3.2 考慮家庭成員互動的拓展模型

進一步考慮女性成員受其他家庭成員行為(配偶、子女、長輩)影響的時間分配，以刻畫家庭時間分配的內(nèi)在機理。

3.2.1 情形1：女性與子代互動

此時預算約束變?yōu)椋?/p>

(10)

Hf一階條件為：

(11)

整理得：

(12)

根據(jù)模型設定整理可得：

(13)

因此有：

(14)

3.2.2 情形2：女性與配偶及長輩互動

如前所述，在其他家庭成員行為干預時，女性可能會相對增加更多家務勞動時長來實現(xiàn)“性別展示”。也就是說，女性個體家務勞動時長并非完全等于家庭最優(yōu)計劃分配給其的時長，女性會將因相對收入增加而減少的家務勞動時長部分“再次”用于生產(chǎn)家務產(chǎn)品以獲得性別展示，一種可能是來自配偶的贊同和認可，一種可能是長輩在家務協(xié)同中的作用消失后，“女主內(nèi)”的性別角色分工促使女性進行更多的性別展示。對此，我們設增加的時長為hf(hf>0)。于是有如下表達：

(15)

(16)

其中b為常數(shù)，由式(9)、(16)得出圖形如圖1所示。

根據(jù)理論推演，我們提出另一條認識：與其他成員的互動，會引致女性進行性別展示，進而促使女性相對地增加家務勞動時長(hf>0)。

圖1 女性相對收入與家務勞動時長關系

理論認識1和理論認識2共同構成家庭成員互動條件下的婦女相對收入與家庭勞動供給機制，現(xiàn)將以上2種理論認識表示在圖1中，同時為更好展示相對收入和家務勞動時長關系全貌，暫不考慮家務供給上限Hf=1，只考慮家務勞動時長大于0時的情形。圖1中，曲線1說明了女性相對收入和家務勞動時長的基本關系。

曲線2和曲線1斜率存在明顯區(qū)別，這是因為曲線2所表示的女性相對收入與家務勞動間反向關系考慮了性別展示的影響。以最低點作為分界點，曲線2左邊部分斜率更小，說明考慮性別展示行為影響后，兩者間反向關系一定程度上被削弱了。分界點右邊部分則是性別展示行為如果影響作用較大，理論上講可能導致兩者間表現(xiàn)為正向關系。本部分從理論上證明了家庭按效用和性別進行時間分配的機理，揭示了女性相對收入與家務勞動時長理論上的反向關系以及背后的時間分配機制，說明了該反向關系可能是家務時間分配機制在不同層面綜合作用的結果，接下來將通過實證進一步檢驗。

4 研究設計

4.1 模型設定

為檢驗女性相對收入與家務勞動供給的關系，建立計量模型如下：

houseworki=α1+βrelaincomei+rX+εi

(17)

其中houseworki為女性家務供給水平，relaincomei表示女性相對收入，X為控制變量向量，εi為誤差項。由于女性在婚姻關系中更接近傳統(tǒng)性別角色定位，從而可能更多地承擔家務勞動[26]，所以本文研究對象局限于締結了婚姻關系的女性個體而不包括未婚同居者。我們目的就在于分析女性相對收入與家務勞動關系背后的時間分配機制。

4.2 數(shù)據(jù)與變量

本文實證分析數(shù)據(jù)來自北京大學和國家自然科學基金資助、北京大學中國社會科學調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查。CFPS(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)庫涵蓋了包括25個省/市/自治區(qū)在內(nèi)的16000戶信息，內(nèi)容涉及居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利、經(jīng)濟活動、教育成果、家庭關系與健康等在內(nèi)的諸多內(nèi)容。

被解釋變量?？紤]到工作日家務勞動時長受企業(yè)制度影響而缺乏彈性[27]，休息日家務勞動時長(天/小時)更能反映家庭分工的性別差異[28]，本文使用女性休息日家務勞動時長作為被解釋變量(1)根據(jù)國家統(tǒng)計局《2008時間利用調(diào)查資料匯編》有關標準，休息日無酬家務勞動包括準備食物及清理、環(huán)境清潔整理、洗衣與整理衣物、購買商品與服務、飼養(yǎng)寵物、動手修理、維護和調(diào)試以及家庭事務的安排與管理共七項。綜合考慮數(shù)據(jù)可獲取性和研究目的，用受訪者自答的休息日家務勞動總時長作為衡量指標。，來自問卷中“休息日家務時間”的回答。

核心解釋變量。女性相對收入指女性收入超過其配偶收入的部分(2)問卷數(shù)據(jù)中個體收入包括年收入和月收入，為使相關系數(shù)解釋更直觀易懂，我們通過計算將研究尺度壓縮為反映個體日均工資的變量，單位為元/天。為反映實際購買力水平，個體收入均以2010年為基期并根據(jù)歷年CPI進行價格平減。，這是核心解釋變量。

表1 變量描述性統(tǒng)計結果

控制變量。根據(jù)家務勞動相關理論和已有做法，選取年齡、健康狀況和學歷為控制變量?！袄掀奚俜颉钡幕橐鲋衅拮邮杖胪ǔ５陀谂渑糩29]，與配偶年齡差較大的女性更可能因收入較低而更多承擔家務勞動。家庭除了傳統(tǒng)的經(jīng)濟、精神和社保功能外也發(fā)揮時間分配作用，并受配偶雙方議價能力影響[30]。此外，家庭人數(shù)、周工作時長、自雇或受雇的工作類型、上下班單程時長等顯然也是須考慮的控制變量。

由于本研究的因變量為女性家務勞動時長，2012年數(shù)據(jù)集無此變量，2016年經(jīng)配偶匹配后發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失較多，故而只采用三期數(shù)據(jù)，得到包括2010年個案9258個、2014年個案10995個以及2018年個案8233個的數(shù)據(jù)集(3)為避免極端值影響估計結果，對原始數(shù)據(jù)進行2%縮尾處理，并剔除部分主要變量缺失嚴重的個體。。描述性統(tǒng)計見表1。

表2 相對收入對女性家務勞動的基準回歸分析

表3 工具變量回歸結果

5 實證分析

5.1 基準回歸結果

各模型回歸擬合結果如表2所示。女性相對收入提高會減少其家務勞動供給，這是家庭按效用進行時間分配的結果。模型1a和1b分別采用線性概率模型和最小二乘法進行估計。當其他條件不變時，女性相對收入提高對家務勞動供給具有抑阻效應，且在1%水平上顯著。經(jīng)LR檢驗，個體固定效應模型(1d)較為適合，相對于個體固定效應模型，其它模型結果可能低估了女性相對收入提高對家務勞動供給的阻抑效應。

5.2 內(nèi)生性處理

家務勞動產(chǎn)生的機會成本和精力損耗可能對女性職業(yè)選擇、工作能力乃至收入產(chǎn)生一定影響[31]，包括家務勞動對勞動參與的“懲罰效應”[32]，對幼年后代提供向下代際資源配置等因素[33-34]，進而影響到其工作收入，此時可能存在反向因果問題。本文用配偶工資性收入與配偶工作時長變化率作為女性相對收入的工具變量。邏輯在于，女性對婚后家庭收入的預期會影響其擇偶行為，女性和配偶收入水平存在一定相關性[35-36]。另外，配偶特征同女性自身相區(qū)別[37-38]，且配偶工作時長受勞動法律法規(guī)以及單位制度、具體工作任務進程等外生因素影響，理論上兩個工具變量均滿足外生性與相關性，使用工具變量法回歸的結果見表3。

結果表明，工具變量必要性與弱工具變量識別檢驗表明不存在弱工具變量問題。在一定程度上克服內(nèi)生性與樣本選擇問題后，女性相對收入的提高依然顯著降低了其家務勞動時長。進一步，根據(jù)Ashraf & Galor(2013)[39]的做法將工具變量替代原解釋變量進行模型擬合，在此基礎上再加入原解釋變量進行二次回歸。結果顯示，分別用配偶工作時長變化率、配偶工資收入兩個工具變量替代原解釋變量進入模型，所得到的兩個新模型中工具變量系數(shù)均顯著(配偶工作時長變化率變量p=0.000；配偶工資收入變量p=0.012)；在兩個新模型中分別再加入原核心解釋變量，兩模型中工具變量系數(shù)都變得不再顯著(配偶工作時長變化率變量在5%置信水平上不再顯著，p=0.062；配偶工資收入變量p=0.897)。

因此，工具變量影響被解釋變量僅通過核心解釋變量唯一路徑發(fā)生作用。過度識別檢驗結果表明兩個工具變量都與擾動項無關(p=0.46)，且前文已驗證不存在弱工具變量問題，綜合來看兩個工具變量合理。

5.3 穩(wěn)健性檢驗

第一，檢驗模型設定是否遺漏高次項。參照有關研究的做法[40]，重新設定模型如下：

houseworki=α1+βrelaincomei+γrelaincomei2+ξ′X+εi

(18)

(19)

(20)

式(18)為加入核心解釋變量二次項的方程形式，(19)式和(20)式為U型關系檢驗的上下邊界原假設與備擇假設，對于極值點接近變量取值范圍邊界時這種方法更為精確。結果顯示，上界處曲線斜率顯著為正，可能存在U型關系，但下界曲線斜率并不具有統(tǒng)計意義顯著性，因此未忽視U型或倒U型關系，原回歸方程設定更合理。

第二，采用替換核心解釋變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。由于本文關注女性收入大于或小于男性時家務勞動時長的變化，借鑒有關做法[41]，利用當前數(shù)據(jù)集構造女性實際收入與其配偶潛在收入分布有關的變量，表達式如下：

(21)

式中，highrelicoi表示第i個女性實際收入大于數(shù)據(jù)集包括配偶在內(nèi)所有男性收入的概率，N指男性個體總數(shù)，由于所用數(shù)據(jù)集是剔除了單身個體的配對數(shù)據(jù)集，因此N也等于女性個體數(shù)。ladyicoi指代第i個女性實際收入，husicoj指代第j個男性實際收入。用表征概率分布的變量替代女性相對收入進行分析，考察樣本中女性收入高于男性概率對家務勞動供給的影響，即從概率分布視角構造解釋變量替換原解釋變量進行分析。經(jīng)實證檢驗，結果依然穩(wěn)健。

第三，替換因變量。如前文所述，考慮到時間稀缺性條件下，工作日家務勞動時長不可能發(fā)生較大改變，女性相對收入和家務勞動時長不太可能存在顯著的關系，故而我們以女性休息日家務勞動時長為因變量進行分析。為確證結果的穩(wěn)健性，這里以女性工作日家務勞動時長為被解釋變量進行回歸估計。結果表明，女性相對收入對女性工作日家務勞動時長不具有統(tǒng)計意義上的顯著影響(p=0.102)，表明工作日女性家務勞動存在“剛性”供給。女性相對收入對非工作日家務勞動供給的負面影響以及在工作日家務供給中的中性表現(xiàn)，體現(xiàn)了家庭中女性面對時長稀缺性約束時的理性行為——將時間資源在勞動日與休息日之間進行合理分配。

6 進一步分析

家務勞動分配不僅取決于收入與時間有限性，還同個人偏好、性別角色等多種因素相關[42]。根據(jù)前文理論分析，女性家務勞動供給是與家庭成員互動的結果，女性家務勞動時長可能同配偶態(tài)度相關，也可能受代際關系影響。因此本文基于理論分析，從子代互動、配偶互動與長輩互動三個維度討論家庭成員互動在女性相對收入影響家務勞動供給時的調(diào)節(jié)效應。

6.1 女性與子代互動

盡管社會養(yǎng)老保障體系日趨完善，但成年子女提供向上的代際支持通常仍是大多數(shù)家庭父母退休后獲取養(yǎng)老資源的主要渠道[43]。同時，根據(jù)婚姻法有關規(guī)定，女性結婚年齡不得早于20周歲。因此，為剝離來自子女的代際支持對女性個體自身家務時間分配的影響，我們將樣本范圍進一步收縮為20-55周歲女性個體進行研究。不考慮子女數(shù)量過多的極端樣本，僅研究擁有兩個或兩個以下孩子數(shù)量的個體，分不同子女數(shù)量樣本研究女性相對收入對家務勞動時長影響差異，結果如表4所示。

表4 不同子女數(shù)量與女性家務時長

表5 不同配偶對女性家務貢獻滿意度

從表4可知，不論子女數(shù)量如何，女性相對收入與家務勞動關系都為反向關系，子女數(shù)量對兩者關系存在正向調(diào)節(jié)效應，緩解兩者之間的負向關系。一方面，從全樣本的交互項看，系數(shù)顯著為正，那么隨著子女數(shù)量逐漸增加，相對收入對女性家務時長產(chǎn)生的負向影響將減弱。另一方面，從分樣本看，就子女數(shù)量為“一個都沒有”的個體而言，相對收入提高其家務勞動時長減少2.46分鐘(4)本文被解釋變量為家務勞動，單位為小時/天，因此計算時邊際效應的單位原為小時/天，但考慮到尺度問題，調(diào)整為分鐘/天更為直觀，因此這里將小時數(shù)轉化為分鐘數(shù)以更清晰地觀察自變量對因變量的影響。；就子女數(shù)量為“有且僅有一個”的個體而言，相對收入提高時其家務勞動時長減少1.962分鐘；就子女數(shù)量為“一個或兩個”的個體而言，相對收入提高時其家務勞動時長減少1.692分鐘?？偟膩碚f，隨著子女數(shù)量增加，女性因相對收入提高而減少的家務勞動時長呈遞減態(tài)勢。

6.2 配偶認同的作用

一般而言，家庭分工是家庭成員在時間分配上的共同意志體現(xiàn)。由于性別展示行為的存在，男性對女性的認同，會增強其性別展示動力，因而女性會更多增加家務供給。

因此，考慮家務時間分配應充分考慮來自配偶行為的影響。根據(jù)表5可知，交互項符號為正且在1%置信水平上顯著，說明配偶對己方家務貢獻的肯定能在一定程度上緩解女性相對收入增加對家務勞動供給的負向沖擊，促使女性進行性別展示，增加其家務勞動供給時長。按配偶對家務貢獻滿意度程度將樣本分為“非常滿意”和“其他”進行分樣本考察，結果發(fā)現(xiàn)，相比“其他”而言，配偶對家務貢獻滿意度為“非常滿意”的樣本中，女相相對收入提高減少的家務勞動時長更少，這說明來自配偶的認同更能引起女性進行性別展示行為，從而促使其供給更多家務勞動。女性家務時間分配受來自配偶鼓勵干預，認同感會促使女性增加更多家務勞動，進行性別展示。配偶干預一定程度上會影響家庭中女性家務時間分配行為[44]，這可能是因為配偶對女性家務勞動參與的肯定與贊許或能形成有效激勵，女性往往在相對收入提高的同時相對供給更多家務勞動，從而形成對配偶認同的一種積極回應，女性積極主動進行家務勞動恰好反映了女性及其配偶家庭生活中良性互動的結果。

6.3 來自長輩的影響

隨著中國生育政策調(diào)整、社保體系逐漸完善與人均預期壽命延長，來自長輩的代際支持仍會繼續(xù)發(fā)揮家務勞動的協(xié)同作用[45-46]。來自長輩協(xié)同作用的消失可能促使女性性別展示行為發(fā)生，因為當家務供給需求出現(xiàn)缺口和“女主內(nèi)”的性別角色分工會共同促使女性主動進行性別展示行為，承擔家務勞動供給。所以，女性家務勞動時長可能受到代際協(xié)同作用的調(diào)節(jié)，當來自長輩代際協(xié)同減弱或消失時，將可能促使女性進行性別展示，提高家庭勞動供給。但同時，長輩代際協(xié)同減弱或消失也可能僅是因為家務供給需求出現(xiàn)缺口，女性需要去填補這樣的缺口，而增加家務勞動供給。為更好地揭示“女主內(nèi)”的性別展示，本文進一步做如下設計。一方面，中國傳統(tǒng)觀念中含有“從夫居”和“長嫂如母”的觀念，女性的“女主內(nèi)”的性別展示可能更多發(fā)生在夫家，當配偶父母代際協(xié)同減少或消失時，其更容易擔當起家庭女主人的角色。另一方面，女性在“自家”并沒有“女主內(nèi)”的性別展示動機，并不存在當自己父母代際協(xié)同減少或消失時，要進行家庭女主人角色的擔當?；诖?，本文實證從女性配偶父母和自身父母代際協(xié)同兩個維度進行分析，并考慮到是否同住。

表6 配偶父母代際協(xié)同變化

在表6中，分別考慮相對收入與配偶母親去世交互項(模型6a)、相對收入與配偶父親去世交互項(模型6b)、相對收入與配偶父母都去世交互項(模型6c)構建新的模型?？疾炫渑几改溉ナ赖恼{(diào)節(jié)效應發(fā)現(xiàn)，配偶父母一方去世會使得女性由于相對收入提高額外增加家務時長。配偶母親去世時，女性日收入每提高1元會額外增加2.22分鐘家務時長；配偶父親去世時，女性日收入每提高1元會額外增加1.74分鐘家務時長。我們認為該結果可能是配偶父母有一方去世時，女性進行性別展示的結果。一方面，配偶父母都在世時會提供一定的協(xié)同作用，來自長輩的協(xié)同作用一定程度上能夠分擔女性家務勞動，而這種協(xié)同作用在配偶父母一方去世后有所減弱。因此，配偶父母去世時，增加了女性家務勞動時長。從交互項來看，配偶父母有且僅有一方去世弱化了女性相對收入與家務勞動的負向關系。尤其是當雙方均去世后，在模型6c中，相對收入對女性家庭勞動供給的影響不再顯著，一定程度證明本文在理論部分提出的，相對收入對女性家庭勞動供給的負向影響只存在一定區(qū)間內(nèi)。

另外，從后三個模型中單個變量來看，配偶父母有且僅有一方去世的邊際效應為正，這側面印證了配偶父母在家務勞動上的確可能提供一定程度幫助，來自長輩的協(xié)同作用是存在的。類似研究也表明，女性經(jīng)濟獨立性增強并未根本改變家庭代際支持模式，當女性家庭成員獲取更多外部資源為家庭所用時，家庭中的老年成員可能因此配置更多時長至照料孫代與分擔家務上[47]。結果表明，配偶父母有且僅有一方去世仍會導致女性進行性別展示行為：配偶父母有且僅有一方去世會弱化女性相對收入提高對家務勞動供給的負向影響。這可能是由于當配偶父母一方去世時來自長輩的協(xié)同作用減弱，女性需及時轉換為家務產(chǎn)品生產(chǎn)中的主要角色，此時女性可能因性別展示行為進行更多的家務勞動。進一步考慮居住模式對家務時間分配機制的影響，將配偶父母是否同住納入考察范圍內(nèi)，對女性與其配偶父母同住時的家務勞動時長進行更為準確的分析，結果依然穩(wěn)健。

表7 女性自己父母代際協(xié)同變化

在表7中，使用女性自己父母去世變量替代相應變量進行檢驗。安慰劑檢驗表明，女性自己父母去世與否不產(chǎn)生顯著影響(表8)。這進一步說明當長輩協(xié)同減少或消失時，女性提供更多家務勞動的動機主要來源于性別展示，因為如果是僅為填補家庭勞務供需缺口，當自己父母代際協(xié)同消失時，女性應該增加顯著勞務供給。

最后，為進一步驗證上述影響機制分析的穩(wěn)健性，采用協(xié)方差分析考察在控制其他條件不變的情形下交互項的情況，結果同前文分析一致。

7 結論與啟示

女性相對收入提高導致家務勞動時長減少，一定程度上反映了家庭分工特征。兩者間的反向關系同較低的女性相對收入往往伴隨較多的家庭勞動參與的結論一定程度上吻合，女性相對收入過低時會退出勞動力市場，從而將更多精力投入家庭活動[49]。進一步，家庭成員互動弱化相對收入對婦女家庭勞動供給的負向影響，且當家庭成員互動干涉足夠大時，相對收入對婦女家庭勞動供給的負向影響只存在一定區(qū)間。具體實證結果如下：

(1)家庭中女性可能更多履行了母親和主要照料者的雙重角色。隨著子女數(shù)量上升，女性因相對收入提高而減少的家務勞動時長呈遞減趨勢。

(2)對比女性配偶父母與自己父母去世時，女性相對收入對家務勞動供給影響的差異，當家庭長輩的協(xié)同支持減弱或消失后，女性會更多通過進行性別展示行為，以彌補家務供給缺口。

本文的實證結果同角色沖突理論相吻合。角色沖突理論認為，女性面臨性別展示與家務時間分配矛盾，性別展示通常根據(jù)家庭成員相互間的資源獲取能力來確證。家庭內(nèi)女性時間分配行為會因性別展示等因素的調(diào)節(jié)發(fā)生改變[51]，為維持性別展示與家庭轉型間的沖突而通過性別展示[4]以換取家庭和諧以及配偶認同[52]，另外女性甚至可能會基于考慮家庭關系穩(wěn)定而做出放棄高收入工作，或者在相對收入提高時承擔更多家務勞動[53]。

研究的政策涵義為，當前我國正處于向低生育率轉變的關鍵時期，七普數(shù)據(jù)顯示2020年我國總和生育率為1.3，遠低于更替水平2.1。同時，女性社會勞動參與和收入水平也在不斷提高，如何協(xié)調(diào)工作與家庭時間分配是大多數(shù)女性所不得不面臨的一個問題。在此過程中，性別展示行為作為女性經(jīng)權衡作出的一種行為方式，雖一定程度能緩和工作和家庭矛盾，但與此同時也可能加重女性負擔，不利于女性身心健康以及對未來家庭發(fā)展的美好期待，可能影響其婚配或生育決策。現(xiàn)代家庭雖然主要根據(jù)效用進行時間分配，但受過去性別角色分工的影響，按性別分工仍是家庭時間分配的重要內(nèi)容，應對家庭時間分配進行合理的引導，保護女性權益的同時也穩(wěn)定了社會勞動供給，有助于“性別紅利”的持續(xù)釋放。

對此有如下啟示：

第一，家務勞動是家庭時間分配的重要內(nèi)容。以往研究證實，女性相對收入提高可能通過女性工作和生活時間的再分配以及提高社會經(jīng)濟地位等途徑，一定程度減少其家務勞動負擔，減輕女性工作和生活壓力，避免其陷入“時間貧困”[54]。

第二，女性進行性別展示是家庭按性別分工的反映，會促使其相對地增加自身家務勞動時長。盡管家務勞動不僅具有生產(chǎn)家庭產(chǎn)品的功能，也承載了夫妻間情感表達的功能，家務勞動時長及其質(zhì)量有助于維系夫妻間和諧關系，促進家庭和睦與成員相互信任[50]。同時實證結果也表明，配偶認可會促使女性自身采取補償性家務勞動，進行性別展示，這符合傳統(tǒng)家庭對女性的認知與定位，但勞動供給本身帶來負效用，因而過多的性別展示行為可能會加重女性負擔。適當減少女性家務勞動參與有助于釋放社會性別紅利，一方面有助于進一步釋放性別紅利，另一方面也給予了女性更多提升自我知識和能力水平的時間。

實施多胎政策后，生育一個及以上子女的女性可能需承擔更多家務勞動，因此家務分工中長輩的參與也極為重要。對于那些和配偶父母同住的女性而言，長輩也可能會分擔一部分家務勞動，但在配偶父母一方去世后女性會因協(xié)同作用消失以及性別展示行為動機而相對承擔更多家務勞動。因此，在有關家務勞動的法律框架下(5)2021年開始實施的《中華人民共和國民法典》(婚姻家庭編)第1088條規(guī)定：“夫妻一方因撫育子女、照料老年人、協(xié)助另一方工作等負擔較多義務的，離婚時有權向另一方請求補償，另一方應當給予補償。具體辦法由雙方協(xié)議；協(xié)議不成的，由人民法院判決?！薄睹穹ǖ洹返倪@一規(guī)定，實際上是以法律形式形成了一種離婚家務勞動補償制度安排，通過界定婚姻存續(xù)關系即將屆滿的雙方各自應承擔的義務和責任，以更好地推動家庭內(nèi)部成員的實質(zhì)性平等。，應不斷調(diào)整優(yōu)化家務勞動實施細則，通過從政策、制度角度引導家庭和社會對女性貢獻及其價值體現(xiàn)的科學理解與認知。譬如，三孩政策出臺后，國家出臺了相關配套政策(6)2021年5月31日，中共中央政治局召開會議，審議并通過了《關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》，作出“實施一對夫妻可以生育三個子女政策及配套支持措施”重大決策。會議強調(diào)了對生育休假和生育保險制度的完善和優(yōu)化。，強調(diào)要形成完善的生育休假和保險制度體系，這對于家庭時間分配而言有著極為重要的意義。該體系規(guī)定范圍內(nèi)，女性將能夠在育兒期間更好地進行家庭和工作之間的協(xié)調(diào)，政策和制度層面的頂層設計減輕了她們來自工作方面的壓力和失業(yè)風險，降低了育兒成本與風險，有利于三孩政策的更好推行。再譬如，有關離婚訴訟中對家務勞動價值的認定，能夠促使女性在家庭內(nèi)部和就業(yè)市場中獲得更平等的權利和地位，推動家務勞動實現(xiàn)性別和代際間的分工，減輕女性家務勞動負擔。

綜上，未來設計延遲退休政策不僅要堅持“小步慢走，漸進到位”的原則，還應充分考慮響應三孩政策的家庭中女性負擔與就業(yè)可能帶來的雙重壓力，加強對女性同胞的支持，提高家庭發(fā)展能力，促進家庭和社會效用最大化。同時，加大對家政類服務業(yè)的政策支持和財政優(yōu)惠力度，不斷推進家務勞動社會化、專業(yè)化和市場化，引導形成合理的定價機制。進一步，完善公立托幼機構、增加生育補貼和豐富母嬰產(chǎn)品供給等方式，來降低家庭購買生育服務的成本。通過以上舉措實現(xiàn)家庭購買家庭勞務相關服務的便利化和低成本化，減少現(xiàn)代女性的非意愿性別展示(即因為收入和價格等原因，女性舍不得購買社會化的家務勞動，而不能不進行的性別展示)，提升女性福祉。

此外，需推動家庭責任共同化，應出臺有關政策引導家庭分工觀念轉變，實現(xiàn)男女共同分擔家務，如適當延長男性成員產(chǎn)假。同時，促進形成性別角色多元化與合理分工，推動家務時間分配機制與社會政策機制有效銜接、良性互動，在婚姻法等相關法律制度中體現(xiàn)家務補償原則，推動家庭和社會中性別角色關系更加和諧平等[55]。