李華民，王基鳴，姚凱辛

（廣東金融學院 區(qū)域金融政策研究中心，廣東 廣州 510521）

一、引言

國務院發(fā)布《中國婦女發(fā)展綱要（2021—2030年）》，目標是促進婦女全面發(fā)展，其中縮小兩性家務勞動時間差距、實現(xiàn)女性勞動權益平等保護是重要組成部分。伴隨經(jīng)濟體制改革進程的深入，中國勞動參與率出現(xiàn)了明顯的降低趨勢。據(jù)國際勞動組織統(tǒng)計，中國15歲以上勞動參與率從1990年的79.13%降至2019年的67.99%，降幅為11.14 個百分點。其中男性和女性勞動參與率分別從1990年的86%和73.2%降低到2019年的75.27%和60.45%，女性勞動參與率凈降幅度超過12.75個百分點，男女勞動參與率差距從12.8 個百分點擴大到14.82 個百分點。中國女性勞動參與率的更大降幅是解釋中國勞動參與率下降的主體元素（吳偉平等，2016）[1]。從女性勞動參與率的變化趨勢來看（見圖1），下降時段主要集中在20 世紀90年代以來的中國勞動市場化改革時期，從1998年起明顯加速下滑。眾多經(jīng)濟現(xiàn)象與中國女性勞動參與率變化趨勢伴行，其中始于1998年的中國住房商品化改革及之后的房產價格單邊提升最為典型。結合國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、安居客以及百度官網(wǎng)等數(shù)據(jù)測算，1998—2018年間，全國住宅商品房平均售價走勢如圖1所示。2018年全國住宅商品房平均售價大約為1998年的4.5 倍，一線城市平均年度增幅13.1%（陸銘等，2014）[2]，其中北京市、深圳市2018年住宅商品房平均售價分別大約為1998年的20 倍和12 倍，上海市年均漲幅15.9%（安居客官網(wǎng)發(fā)布數(shù)據(jù)），二線城市年均增長幅度達10.5%（Fang et al，2015）[3]。中國城鎮(zhèn)居民家庭資產的90%沉淀于住房價格（Li 和Wu，2017）[4]，房價變化的財富效應或者替代效應即居民家庭收入結構以及家庭資產結構演化，勢必引致居民家庭生產、生活方式的深度變遷，包括家庭成員的勞動分工結構的異變，特別是女性勞動供給意愿以及女性勞動參與率的重大變遷（Fu et al，2016）[5]。家庭女性勞動參與意愿的引導以及家庭勞動分工模式變遷研究，對于中國經(jīng)濟社會進入老齡化以及勞動供給跨過劉易斯拐點之后的就業(yè)政策引導與激勵而言，具有動員和釋放潛在女性勞動力資源的政策參考價值。

圖1 中國住宅商品房平均銷售價格和中國女性勞動參與率趨勢

已有數(shù)篇研究文獻（Johnson，2014；Disney 和Gathergood，2018；梁銀鶴等，2019；謝佳慧，2019；彭爭呈和鄒紅，2019；馮苑，2020；姚健，2021；胡元瑞等，2021）[6-13]關注住宅房產價格變動的財富效應、成本效應乃至承繼動機所引致的居民家庭成員勞動參與意愿、（代際）勞動參與決策及女性勞動參與率演化效應的研究。本文試圖把房產價格變動引致家庭資產結構變遷，通過財富效應和預算約束擴張或者收斂家庭效用進行邊際處理，形成家庭勞動分工決策的經(jīng)濟理性偏好，嵌入“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀念①本文把“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀念，等同簡化為“男主外，女主內”使用，全文把該表述統(tǒng)一表述為“傳統(tǒng)性別分工觀念”。主導家庭勞動分工模式的解釋范式，實證分析住房資產價格變動對于傳統(tǒng)性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的沖擊效應，以補充前期研究文獻僅把女性勞動參與率和家庭勞動分工模式完全解釋為性別勞動稟賦自然差分積淀下來的傳統(tǒng)性別分工觀念的研究范式。相對于已有研究文獻而言，為家庭社會學問題研究提供一個經(jīng)濟理性視角，在“房住不炒”及家庭資產逆金融化政策背景中，探索中國女性勞動供給動員和激勵政策的可調整空間。

二、理論梳理與假說演繹

有關中國女性就業(yè)和家庭勞動分工問題的研究，從CNKI 關鍵詞搜索可見，1993年《中美婦女問題研討會論文集〈收錄論文〉中國婦女就業(yè)問題的發(fā)展與前景》為最早中文文獻記錄，該問題在中國“全面放開二孩”政策推出后逐步得到多維度關注。眾多文獻對于女性勞動參與率下降和家庭勞動分工模式演變的原因給予了解釋：一類是勞動的性別稟賦差分積淀了家庭勞動分工的傳統(tǒng)觀念，比如對“天然的性別分工”的認同；另一類是家庭收入結構和家庭資產結構調整異化了女性勞動行為選擇偏好。房價變動當屬后者，但相關研究文獻尚顯寥寥。當然，接受教育水平、經(jīng)濟發(fā)展狀況以及國家就業(yè)政策等可外在影響以上兩種因素。

伴隨著中國經(jīng)濟體制轉軌尤其是統(tǒng)包統(tǒng)配勞動制度的松動，家庭成員兩性之間的勞動報酬水平差距開始拉大（潘錦棠，2002）[14]，相對于男性而言，中國女性就業(yè)參與率的收入彈性明顯加大，女性勞動參與率出現(xiàn)了更快下降趨勢（陳釗等，2004）[15]。一方面，生育觀念及生育行為決策（鄭美琴和王雅鵬，2006；張琳琳和張琪，2019）[16-17]，子女數(shù)量（孫繼圣和周亞虹，2019）[18]，家庭結構、家庭照護及代際支持等家庭責任與家庭可依賴程度（杜鳳蓮，2008；陳璐等，2016；鄭逸芳等，2017；宋月萍，2019；谷晶雙，2020）[19-23]，以及上述“唯實觀”承載的包括家庭性別角色觀念、宗族文化認知等在內的關乎女性勞動權利的傳統(tǒng)家庭文化（賈云竹和馬冬玲，2015；程佳朦，2021）[24-25]和家庭成員之間的議價能力差別及家庭性別角色不平等（陳釗等，2004）等元素，構成影響女性勞動參與率和家庭勞動分工模式變遷的主導因素；而女性就業(yè)制度變遷及公共家庭決策的性別差異（潘錦棠和許曉麗，2020）[26]則在一定程度上糾偏上述家庭勞動分工中的性別差分元素力。教育擴張以及女性受教育水平（詹鵬等，2021）[27]，配偶收入及家庭收入結構（姚先國和譚嵐，2005；趙婷，2019）[28-29]，家庭遷移和人口流動（李強，2012；馬骍，2017）[30-31]，諸如對外貿易方式、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化程度等在內的經(jīng)濟運行特征（趙寧和李永杰，2016；張翔，2018）[32-33]等，被認為是影響女性勞動參與率進而引致家庭勞動分工模式變遷的值變因素。而“全面放開二孩”政策（谷晶雙，2021[34]；詹鵬等，2021）實施后，經(jīng)濟理性偏好越來越成為相關研究的關注點①三孩政策的文獻效應尚未體現(xiàn)。理由有二：一方面時間太短，另一方面邊際效應不大。基于此，本文未渴求三孩政策元素之于家庭女性勞動參與率的計量效應。。本文試圖考察經(jīng)濟理性之于性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的沖擊效應。

住房價格單邊上漲②本文有關“住房價格單邊上漲”的相關判斷，依據(jù)全國住房價格數(shù)據(jù)變化趨勢圖。中央政策穩(wěn)定住房價格效應明顯，住房價格過快上漲勢頭得到遏制，房價走勢趨于平穩(wěn)，甚至在某個短期時間節(jié)點上有所緩降。但是，從年度數(shù)據(jù)變化描繪圖（見圖1）來看，1998年以來的住房價格單邊上漲態(tài)勢至今尚未呈現(xiàn)明顯拐點。至2020年數(shù)據(jù)，該判斷依然符合現(xiàn)實。和全面放開二孩政策構成家庭勞動供給決策的二元背向動力，前者被視作全面二孩政策落地的“阻力元素”而得以充分關注。吳偉平等（2016）把是否具有房產家庭作為比較樣本，開篇研究中國房價變動的女性勞動參與決策的凈影響，測算結果是住房商品化改革之后的房價單邊上漲帶來有房產家庭中的女性勞動參與率的下降，其彈性系數(shù)為0.08，反向帶來無房產家庭中的女性勞動參與率的提升，其彈性系數(shù)為0.15。兩個方向的沖擊強度差異明顯，但其研究結論蘊含了研究樣本有住房需求的前提假定。其研究結論與之前的Johnson（2014）的相關研究結論相左，后者認為房價變動對于女性勞動參與率的影響方向是不確定的，沒有確鑿證據(jù)證明房價變動一貫地影響家庭女性勞動參與率的遞減或遞增。Disney 和Gathergood（2018）有關英國的房價變動經(jīng)由財富效應引致居民勞動參與率變化的研究結論支持了吳偉平等（2016）的研究結果，擁有住房的老年男性和已婚年輕女性會因為房價上漲降低其勞動參與水平。梁銀鶴等（2019）和馮苑（2020）再次佐證吳偉平等（2016）的觀點，并且進一步研究認為財富效應、成本效應或預算約束以及遺產動機等是房價變動改變居民家庭勞動參與決策的中介變量，有剛性購房需求的家庭整體、年輕女性特別是已婚女性的勞動參與率會因此提升（馮苑，2020），而老年人以及有房產但無房貸的家庭（特別是女性）的勞動參與率顯著下降（梁銀鶴等，2019；馮苑，2020）。上述眾文獻研究房價變動的家庭勞動供給變動效應，一方面盡管沒有明確但確實觸及了家庭勞動分工的性別差分范疇的研究領域，另一方面有待檢驗傳統(tǒng)觀念韌性對于房價變動引致家庭勞動分工模式演變的收斂（惰性）功能。我們有理由認為，市場工資體制下的勞動稟賦性別差分所決定的傳統(tǒng)性別觀念主導家庭勞動分工模式，自始至終房價變動是通過財富效應抑或預算約束影響女性勞動參與率水平下降或者提升的收斂（惰性）變量。換言之，房價變動的家庭勞動分工效應只是對于性別分工觀念主導范式的值變。比較兩項變量的相互替代和砝碼沉浮，是本文選題的初衷，也是本文研究的邊際貢獻。

家庭勞動分工模式的性別分工觀念主導，體現(xiàn)為“男主外，女主內”典型特征，“男耕女織”是其寫照，家庭照護等家庭責任多由家庭成員中的女性來承載，而生育繁衍的生理特征和勞動性別稟賦差分構成性別自然分工觀念的“唯實邏輯”（詹鵬等，2021）。盡管社會職業(yè)的技能屬性已經(jīng)在很大程度上彌合了勞動的性別稟賦差分，盡管中國家庭結構、家庭成員性別角色伴隨中國經(jīng)濟市場化程度提高而早已經(jīng)接入了“平等化”進程乃至“角色翻轉”至“女主當家”程式，但上述性別分工觀念主導家庭勞動分工模式仍然沒有發(fā)生實質性轉變，甚至在勞動力市場化改革進程中有向傳統(tǒng)觀念回溯的趨勢（許琪，2016）[35]。相對于年輕女性來講，老年人和男性對于性別分工觀念主導模式更加偏執(zhí)（劉愛玉和佟新，2014）[36]。許琪（2016）把“嫁得好”嵌入居民家庭勞動分工模式變遷研究中，呈現(xiàn)了家庭分工決策的經(jīng)濟理性成分，成為其方法論的創(chuàng)新價值，值得本文研究方法借鑒。

經(jīng)濟學經(jīng)典架構表明，財富增值效應意味著家庭可能會增加閑暇消費，減少勞動供給，反向的預算約束強化則倒逼家庭勞動供給的增加。住房商品化之后的住房購置成為城鎮(zhèn)新組建家庭的主體開支，而房價上漲對于有房產家庭而言意味著家庭資產增值即財富效應，但同時對于住房剛性需求和住房借貸的家庭而言意味著負收入效應，即強化其預算約束。一方面，性別分工觀念主導居民家庭勞動分工模式受到房價變動引致的財富效應的沖擊（趙文哲等，2019）[37]，另一方面，房價上漲的財富效應出現(xiàn)了是否擁有房產的異質性特征。上述現(xiàn)象不以國別為異質檢驗結果，Glaeser 和Nathanson（2017）[38]對于美國的房價變動的外推模型結論大致相同，為滿足住房剛性需求支付購房費用，新組建家庭有必要提高儲蓄率，在社會收入水平穩(wěn)定預期前提下，只能通過壓縮消費水平或者增加家庭成員勞動供給水平實現(xiàn)儲蓄率的提高。在中國的普通家庭中，由于男性勞動供給處于低彈性狀態(tài)，只能通過提高女性勞動參與率增加家庭勞動供給。全面放開二孩政策后，中國學者開始關注Glaeser 和Nathanson（2017）所提出的“棘輪效應”，但相關研究文獻依然不夠充分。

上述學術史梳理和理論闡釋的邏輯含義是，住房價格變動等經(jīng)濟理性替補傳統(tǒng)觀念成為家庭效用選擇依據(jù)，淡化了傳統(tǒng)觀念對于家庭勞動分工模式的主導力，其中女性勞動參與率彈性變得比男性更加顯著；家庭是否擁有住房以及無住房戶是否具備住房剛性需求是房價變動引致家庭勞動分工效應的關鍵點，如新建家庭、多子女養(yǎng)護等有住房剛性需求家庭中的女性勞動參與率將會提高。其政策含義之一是，伴隨著城鎮(zhèn)居民家庭中有房戶占比的提高，社會全域中的女性勞動參與率降低。這一政策含義與現(xiàn)實相符?；谏鲜隼碚撗堇[，我們形成如下假說。

假說1：“男主外，女主內”性別分工觀念的認同程度主導中國居民家庭勞動分工模式演變，但房價變動淡化了居民家庭對于“男主外，女主內”性別分工觀念的認同程度，沖擊其家庭勞動分工模式的主導力。

假說2：房價變動的女性勞動供給決策和家庭勞動分工效應中，財富效應和預算約束等經(jīng)濟理性發(fā)揮了中介傳遞效應，其中房價收入比是合理解釋因子。

假說3：房價變動沖擊性別分工觀念主導家庭勞動分工模式和結構演化的方向與程度，面對擁有住房與否、婚姻狀態(tài)不同和子女數(shù)量差異以及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平等，存在異質性效應。

三、研究設計及描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)采集、模型建構和變量含義

關于數(shù)據(jù)采集。本文所用數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調查系統(tǒng)（CGSS,Chinese General Social Survey）和中國國家統(tǒng)計局。截至文章完稿，CGSS數(shù)據(jù)庫公開發(fā)布了2003年、2005年、2006年、2008年、2010年、2012年、2013年和2015年等八期數(shù)據(jù)。從2010年開始增加題目“您是否認同以下說法：男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”，該題目設計依據(jù)是性別分工觀念的認同程度被認為是家庭勞動分工模式的主導元素。本文選取2010年和2015年從時間跨度而言為最大間隔期間的兩期年份數(shù)據(jù)，作為實證分析數(shù)據(jù)依據(jù)。

有關“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀念的認同程度，在CGSS調查系統(tǒng)問卷中以五級量表法進行測度。通過受訪對象對于該問題量表刻度的不同選擇，來衡量受訪對象對于傳統(tǒng)性別分工觀念主導家庭勞動分工模式演變的認同程度?！巴耆煌狻辟x值1，“比較不同意”賦值2，“無所謂同意或不同意”賦值3，“比較同意”賦值4，“完全同意”賦值5。分值越高意味著受訪對象越認同“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀對于家庭勞動分工模式的主導特征。

本文根據(jù)研究目的和數(shù)據(jù)特征，構建如下計量模型：

其中, chdlmn是不可觀測的n 省份居民m 對于“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度，是本文的被解釋變量。rgrhpn表示剔除通貨膨脹因素后，n 省最近三年的住宅商品房平均銷售價格的實際上漲率。住宅商品房平均銷售價格數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》發(fā)布的各省份各年度住宅商品房平均銷售價格，是本文所關注的核心解釋變量。之所以用最近三年的房價上漲率作為解釋變量，是因為其可以排除因宏觀經(jīng)濟波動導致的房價上漲，使得房價上漲率能夠充分反映居民對于未來房價變化的預期。實際房價水平是將各省當年住宅商品房平均銷售價格用各省2000年消費者物價指數(shù)（CPI）為基期進行平減所得。為平滑回報（率）曲線得到比較穩(wěn)定的投資回報（率）預期值，有關最近三年的房價上漲率的計算方法，采用最近三年住宅商品房平均銷售價格的復合上漲率。同時，本文以房價收入比hp_inc 指標輔助驗證上述假說，該變量用各省當年住宅商品房平均銷售價格與當?shù)禺斈陚€人全年總收入之比來衡量，主要是用來刻畫房價水平和收入水平差異化引致的居民家庭對于“男主外，女主內”性別分工傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度的區(qū)域性異質性檢驗。CGSS調查數(shù)據(jù)中為“上年總收入”，其所對應的房價數(shù)據(jù)也應用“上年值”來計算房價收入比。由于CGSS 調查數(shù)據(jù)沒有具體到受訪對象所在的市縣行政區(qū)劃級別，因此本文只能使用與受訪對象對應的省級區(qū)域的房價數(shù)據(jù)來測算房價實際增長率和房價收入比兩個指標。

同時，考慮到居民家庭對于“男主外，女主內”性別分工觀念的認同程度還受到除房價變動之外的其他因素的影響，本文在計量模型中控制了受訪對象的其他個體特征因素Xm，包括性別、年齡及其平方、民族、宗教信仰、受教育水平、婚姻及子女狀況、政治身份、健康狀況、遷移狀況、戶口登記狀況等。受訪對象的性別變量通過虛擬變量gender 來刻畫，女性賦值為1，男性賦值為0。年齡變量記為age，以受訪對象在調查年份周歲計量，考慮到受訪對象的年齡可能對其觀念存在非線性影響，本文還引入年齡平方項記為age_sq予以糾偏。民族類型記為nation，漢族居民賦值為1，漢族以外其他民族居民賦值為0。宗教信仰記為religion，沒有宗教信仰的居民賦值為1，除此以外具有任何宗教信仰的居民均賦值為0。教育水平記為education，并總結為四類：初中及初中以下，賦值為1；高中、中專和技校，賦值為2；?？萍俺扇吮究疲x值為3；普通本科及以上，賦值為4?；橐鰻顩r記為marriage，并總結為三類：未婚，賦值為1；同居、已婚和喪偶，賦值為2；分居未離婚和離婚，賦值為3。政治身份記為party，中國共產黨黨員和民主黨派賦值為1，群眾和共青團員賦值為0。健康狀況記為health，由受訪對象自評健康狀況的5 級量表來衡量，“自己很不健康”賦值為1，“比較不健康”賦值為2，“一般”賦值為3，“比較健康”賦值為4，“很健康”賦值為5。遷移狀況記為migration，主要根據(jù)CGSS 調查問卷中受訪對象目前的戶口登記地來區(qū)分：戶口登記地在本鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、街道)和在本區(qū)/縣/縣級市以外表示流動人口，賦值為1；戶口登記地在本縣（市、區(qū)）其他鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）則表示本地人口，賦值為0。戶口登記狀況記為urban，主要根據(jù)CGSS調查問卷中受訪對象的戶口登記目前狀況來區(qū)分：藍印戶口、居民戶口和軍籍表示非農業(yè)戶口，賦值為1；除此以外其他則表示農業(yè)戶口，賦值為0。

考慮到受訪對象所在省份的社會、經(jīng)濟和文化因素差異可能會影響到居民家庭對于“男主內，女主外”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度，本文按照受訪對象所在省份分為東部、中部和西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個?。ㄊ校?；中部地區(qū)包括8個省，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括12 個省（區(qū)市），分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。，并在控制變量中加入了區(qū)域虛擬變量area。如果受訪對象所在省份屬于東部和中部，賦值為1，西部則為0。

另外，考慮到各不同省份居民可能在不同年份對“男主外，女主內”性別分工觀念的認同程度存在差異，本文還在控制變量中加入了年份虛擬變量與省份虛擬變量的交叉項μn×ydt。表1 交代的是本文主要變量及說明，包括CGSS 的2010年和2015年兩期年度調查樣本。

表1 主要變量及變量說明

（二）描述性統(tǒng)計

2015年在有關家庭分工模式問題的問卷調查結果中，有約22.44%的受訪對象認同“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式，女性受訪者的認同度更低。在有關“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭分工模式長期存在因素的可重復選擇項中，有45.6%受訪對象選擇“傳統(tǒng)觀念”，55.27%選擇“女性善于照料”，59.7%選擇“勞動市場的性別稟賦”，17.14%選擇“開支節(jié)省”，也同樣表明了受訪者對于傳統(tǒng)觀念的摒棄。表2 主要變量的描述性統(tǒng)計表明，全國全域樣本中，對于“男主內，女主外”認同程度的平均值為3.490，大致處于中位分布狀態(tài)。最近三年各省份住宅商品房平均銷售價格實際增長率的平均值達10.0%，最高21.0%。2010年的受訪對象中女性占比51.3%，2015年女性占比51.0%，比男性稍多。有子女者約80.0%。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗分析

（一）基準回歸

本文選擇用有序probit 方法對前文中的計量模型（1）（2）（3）（4）分別進行基準回歸。表3 是四個模型回歸的結果。第（1）列回歸中只對兩個主要解釋變量：各省住宅商品房平均銷售價格的實際增長率rgrhp 和房價收入比的自然對數(shù)ln（hp_inc）；第（2）列回歸中只對控制變量進行回歸；第（3）列回歸中同時對兩個主要解釋變量和表示個人特征的控制變量進行回歸；第（4）列回歸中加入了區(qū)域層面的區(qū)域虛擬變量area對整個模型進行回歸。

表3 有序probit模型的基準回歸結果

從回歸結果可以看出，不加入?yún)^(qū)域虛擬變量作為控制變量時，如第（1）列和第（3）列所示，rgrhp 的系數(shù)為正，并且在1%的置信水平上顯著；但是當加入?yún)^(qū)域虛擬控制變量area 時，如第（4）列所示，rgrhp的系數(shù)由正變負，并且在1%的置信水平上顯著。房價收入比自然對數(shù)lnhp_inc 在上述三種情況下都顯著為正，并且都在1%的置信水平上顯著。

個體特征控制變量中，民族變量、宗教信仰變量在三種情況下均不顯著，可能與受訪對象中漢族占比過高有關。全域婚姻狀況變量不顯著可能與分類方法有關，本文在異質性分析部分中將針對三類婚姻狀況進行分樣本回歸，預期會因為類型不同其檢驗結論不同。戶口登記狀況在加入?yún)^(qū)域虛擬變量后由顯著變?yōu)椴伙@著，健康狀況只在第（2）列回歸中顯著，其他變量在三種情況下均顯著，符號方向符合理論預期。戶口登記狀況在加入?yún)^(qū)域虛擬變量后由顯著變?yōu)椴伙@著，可能是因為東部、中部主要經(jīng)濟地區(qū)的不同戶口居民文化上更趨于一致。

從區(qū)域虛擬變量來看，相比西部地區(qū)，東部和中部地區(qū)省份的居民家庭對于“男主外，女主內”性別分工的傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同度更低?？赡艿慕忉屖?，一方面，經(jīng)濟發(fā)達層次及與之相關的收入水平對于傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的沖擊力更強，市場化進程快的區(qū)域經(jīng)濟中的居民家庭更容易接受并且有能力接受家庭勞動的社會化，從而把家庭女性從家務勞動中解放出來，通過增加勞動供給獲得更高的邊際效用；另一方面，經(jīng)濟越是發(fā)達的地區(qū)，房價預期漲幅越大，在面對較高的房價壓力以及較高生活成本的預算約束時，女性會傾向于通過選擇參加工作來分擔家庭開支壓力，同時經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的女性也更傾向于擁有經(jīng)濟獨立能力。另外的可能解釋是，經(jīng)濟越是發(fā)達地區(qū)，接受教育水平相對較高的女性聚集程度也越高，越來越多的女性反傳統(tǒng)意愿更加強烈，更加傾向于擺脫家庭責任的羈絆，當?shù)貏趧邮袌鲈趧趧庸┙o跨過劉易斯拐點之后為女性勞動參與率提供了環(huán)境條件。

（二）穩(wěn)健性檢驗

通過改變變量指代方式進行穩(wěn)健性檢驗。在CGSS 調查問卷中，關于“男主外，女主內”性別分工的傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度用五級量表來衡量，分別是“完全不同意”“比較不同意”“無所謂同意不同意”“比較同意”和“完全同意”。為進行穩(wěn)健性檢驗，本部分改變變量賦值方式，將五級量表合并成三級量表，定義變量為chdl_3，將“完全不同意”和“比較不同意”合并為“不同意”，賦值為chdl_3=1；“無所謂同意不同意”意味著中間立場，賦值為chdl_3=2；將“比較同意”和“完全同意”合并為“同意”，賦值為chdl_3=3。代入檢驗結果（見表4）與基準回歸結果一致，表明上述回歸結果穩(wěn)定，未出現(xiàn)系統(tǒng)性偏差。

表4 穩(wěn)健性檢驗

（三）異質性檢驗

本部分重點呈現(xiàn)以婚姻狀況、子女撫養(yǎng)情況以及家庭遷移等變量，比較分析和考察房價變動替代“男主外，女主內”性別分工傳統(tǒng)觀念主導家庭分工模式效應的沖擊效應的異質性。而有關性別、年齡和是否擁有住房，因為其效應差異的邏輯直觀性以及已有文獻的透徹研究，本文省略其實證檢驗表格，簡化其實證分析描述。

（1）婚姻狀況異質性檢驗。將婚姻狀況表示為未婚、分居未離婚和離婚的樣本合并為“未婚”，并定義變量為marriage_x=1；婚姻狀況表示為同居、已婚和喪偶的樣本合并為“已婚”，并定義變量為marriage_x=0。表5 回歸結果表明，相對于已婚女性而言，未婚女性有關“男主外，女主內”性別分工的傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度相對較低，房價收入比與未婚女性的交互項的系數(shù)顯著為正，表明房價上漲預期帶來了未婚女性勞動供給的增加，意味著未婚女性同樣面臨房價上漲帶來的預算約束效應。但是，我們認為，有關家庭勞動分工而言，適齡就業(yè)但未婚女性面對的主要是以父母為計量單位的家庭分工概念，而不是夫妻共同承擔責任的家庭分工概念，超越了家庭性別的天然分工范疇，其經(jīng)濟獨立性追求可能承托其對于“男主外，女主內”性別分工的傳統(tǒng)觀念的天生抵觸。

表5 婚姻狀況異質性檢驗

（2）子女數(shù)量的異質性檢驗。表6 數(shù)據(jù)可闡釋為，不考慮子女擁有情況下的房價變動對于家庭女性認同傳統(tǒng)性別分工觀念程度的沖擊明顯，但有孩情況下發(fā)生逆轉，即便嵌入控制變量后也是如此。對此，我們的解釋是，擁有需要撫養(yǎng)的子女數(shù)量的增加，一方面帶來了需要看護子女的家庭勞動供給增加，可能導致女性更多偏向于子女看護，并由此帶來女性勞動供給率的降低，但是區(qū)域差異性明顯，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的家務勞動社會化在一定程度上抵消了子女數(shù)量帶來的家庭勞動分工模式主導因素的異質性檢驗結果，女性通過勞動供給增加，能夠獲得更高的家庭總效用；另一方面子女數(shù)量增加會產生更大的住房面積需求，意味著家庭開支預算約束預期強化，需要增加勞動供給。兩項原因綜合強化了住房價格變動明顯沖擊傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認可程度，替代傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式演化。

表6 擁有子女數(shù)量的異質性檢驗分析

按照有序probit 方法進一步分析發(fā)現(xiàn)，上述面向性別兩分、年齡差異、婚姻狀況、撫養(yǎng)子女數(shù)量以及家庭遷移等變量進行的異質性分析表明，相對男性和老年人而言，女性特別是未婚女性、多子女需要撫養(yǎng)家庭以及遷移女性，對于“男主外，女主內”性別分工的傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同度都非常低。我們的解釋是，一方面未婚女性中接受高等教育占比較高，面對社會壓力包括房價上漲預期壓力，其理性選擇是對于個性自由的向往和獨立的經(jīng)濟能力，是對傳統(tǒng)觀念束縛的跳脫，而不是對于家庭的依賴，更不愿意因為家庭責任束縛而犧牲自我事業(yè)，因此不存在家庭勞動分工的傳統(tǒng)觀念認同問題；另一方面，上述比較分析組中，多子女撫養(yǎng)家庭和遷移家庭，較為普遍的情況是，無論已有房產還是沒有房產，其購房壓力較大，預算約束強，女性勞動參與率較高。基于此，房價變動通過預算約束替代傳統(tǒng)觀念主導家庭分工模式可以在經(jīng)濟理性框架中得到相對充分闡釋。

進一步演繹邏輯因果是，房價變動并非家庭勞動參與決策的始動主導變量，畢竟養(yǎng)育子女數(shù)量經(jīng)由借貸約束和房價變動，催化了新組建家庭的女性勞動參與率的提高（謝佳慧，2019）；財富效應或者預算約束也并非房價變動引致女性勞動參與率變動的唯一中介變量，年齡層次、婚姻及子女撫養(yǎng)情況、受教育水平甚至代際承繼等都是房價變動帶來家庭勞動參與決策效應的值變項（胡元瑞等，2021）。

五、中介效應檢驗

生育繁衍的生理特征等決定了勞動力市場上的性別稟賦和男女性別差分的不對等事實，習慣性地把女性勞動與社會就業(yè)環(huán)境“隔離”開來，家庭照護等家庭責任多由家庭成員中的女性來承擔，長期積淀成為家庭勞動性別分工觀念。因此，“男主外，女主內”的家庭勞動分工模式，可能只是傳統(tǒng)性別分工觀念的外化，其與房價變動的財富效應和預算約束效應及家庭該資產結構調整的關系，有必要實施中介效應檢驗，從中求解因果邏輯。

（一）傳統(tǒng)人文元素的決定機制檢驗

在模型（4）的基礎上，在控制變量中加入反映文化因素的變量，數(shù)據(jù)來源于CGSS 調查問卷中對于“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”性別分工觀念予以存在性闡釋的四種傳統(tǒng)觀念的五級量表。其中，“男性能力天生比女性強”記為culture1，“干得好不如嫁得好”記為culture2，“在經(jīng)濟不景氣時，應該先解雇女性員工”記為culture3，以及“夫妻應該均等分攤家務”記為culture4。其中culture4 反映受訪者在家庭家務勞動承擔方面的性別差分認同度，可以認為等同于“男主外，女主內”觀念的對立變量，不作為決定機制求證；變量culture1、culture2 和culture3則反映受訪者對于勞動力市場上競爭力方面的性別差分認同度。其賦值方式分為五級測度：“完全不同意”“比較不同意”“無所謂同意不同意”“比較同意”和“完全同意”。本部分在回歸模型中依次加入以上四個變量，求解中介效應（如表7所示）。

表7 文化因素的決定機制效應檢驗

從表7 可以看出，culture 1、culture 2、culture 3 的系數(shù)都顯著為正，表明受訪者有關勞動力市場上的性別稟賦差分的三項傳統(tǒng)觀念的認同度，決定了居民家庭高度認同“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式，三項傳統(tǒng)觀念的認同度越高，對性別分工觀念越是執(zhí)著。但加入上述變量后，房價實際增長率的系數(shù)顯著為負，而房價收入比自然對數(shù)的系數(shù)依舊顯著為正，表明三項傳統(tǒng)文化指標等傳統(tǒng)觀念承載的“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式，明顯受到房價上漲的沖擊，住房價格上漲的值變效應，超過了傳統(tǒng)文化元素的決定效應，構成家庭勞動分工模式演化的重要元素。

（二）財富效應的中介機制檢驗

在此，我們把房價變動的財富效應界定為房價預期上漲帶來有房家庭的預期總財富增加，家庭資產結構調整，可以使得家庭預算更加寬松，增強家庭成員面對未來不確定性的信心，從而使得家庭勞動分工決策更加從容，由此對“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭分工模式的認同程度產生影響。

我們按照家庭擁有住房數(shù)量和家庭成員性別及其交互分類進行財富效應傳遞中介檢驗。將CGSS樣本中受訪者擁有住房數(shù)量情況分為以下三類：沒有房產、有1 套房產和有2 套及以上房產，然后按照受訪者性別和擁有住房數(shù)量情況，將樣本分為六組（如表8所示），對六組樣本分別進行回歸。

表8 擁有住房數(shù)量對于性別差分的財富效應檢驗

從表8 回歸結果可以看出，房價上漲（預期）對于家庭僅僅擁有1 套房的家庭女性而言，其對于“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的反向（系數(shù)皆“-”）認同程度最高，但如果家庭擁有2 套住房及以上，家庭成員中的女性對于上述性別分工的傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的反向認同程度明顯降低（-2.935～-1.833）。但對于家庭男性而言，家庭擁有房產數(shù)量差別與其對于傳統(tǒng)觀念主導家庭分工模式的態(tài)度變化不明顯（-2.897～-2.971）。這是住房價格上漲的財富效應可以解釋的結果，房產擁有數(shù)量（面積）增加與房價上漲的財富效應，在較大程度上改變了家庭女性的勞動供給行為選擇，女性勞動參與率會明顯降低，但對于家庭男性的傳統(tǒng)觀念認同態(tài)度影響不明顯。住房購置和擁有已經(jīng)從住房不炒的消費行為轉換為投資行為，中國住房商品化改革之后房產擁有權的轉換確實給炒房客帶來了巨大的收益，轉化為家庭財富，其結果可能是更多的家庭女性選擇了放棄就業(yè)。當然，更多女性放棄就業(yè)不一定理解為家庭勞務責任的加重，更大可能是投入了閑暇消費，這是社會經(jīng)濟進步的表現(xiàn)。

（三）預算約束的中介機制檢驗

我們把所謂預算約束界定為了紓解家庭消費開支，家庭成員必須投入更多的勞動。由于CGSS數(shù)據(jù)庫中家庭負債數(shù)據(jù)確實嚴重，因此本部分根據(jù)受訪對象個人對于其家庭經(jīng)濟地位的自我判斷進行分組來檢驗不同家庭經(jīng)濟狀況對于居民家庭關于“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度。

CGSS 的2010年和2015年問卷中，受訪者個人對其家庭經(jīng)濟地位的判斷，分為五個檔次：“遠低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”和“遠高于平均水平”。但考慮到樣本量的有效性，我們把上述五個層次歸為“平均水平以下”“平均水平”和“平均水平以上”三個級別，然后交互性別項，進行有序probit回歸?；貧w結果如表9所示。

表9 家庭經(jīng)濟狀況對于性別差分的預算約束效應檢驗

從表9 的回歸結果看出，房價上漲預期經(jīng)由家庭經(jīng)濟狀況從稍差到較好，家庭女性對于“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭分工模式的反向認同程度（系數(shù)皆“-”）依次遞減（-3.016～-2.057）。家庭狀況越好，女性對于傳統(tǒng)觀念主導家庭分工模式的認同態(tài)度也就越不排斥，女性勞動參與率越低。對應男性，房價變動經(jīng)由家庭經(jīng)濟狀況差級對于家庭男性認同傳統(tǒng)觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度的影響相對較小，但方向與家庭女性相反（-2.781～-3.362）。這可以在預算約束傳遞機制中加以合理解釋。房價上漲預期中，經(jīng)濟狀況較差的家庭面臨的預算約束更為緊張，不僅傳遞給男性，同樣傳遞給家庭女性，家庭女性更有意愿選擇勞動供給增加，以獲得更多家庭收入，紓解家庭預算約束。房價收入比指標更是該預算約束中介效應的佐證。

六、結論與政策含義

住房對于中國居民家庭而言，超越了物理住所載體的簡單定義，其具有西方國家的居民家庭不能言喻的獨特性質，即不僅是中國居民家庭的情感載體，更是中國住房商品化改革后的居民家庭財產的主體構成。本文實證檢驗住房價格變動與居民家庭中性別差分之于“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度的沖擊效應及傳遞機制。實證分析結論表明，住房價格實際增長率效應顯著為負，表明房價上漲沖擊和替代“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式，改變了以往研究文獻所強調的家庭分工的傳統(tǒng)觀念決定范式，特別是家庭女性對于上述傳統(tǒng)觀念的認同程度超低。異質性檢驗和中介效應檢驗分析發(fā)現(xiàn)，具有剛性住房需求的已婚家庭或者遷移家庭，特別是多子女家庭或者有老人需要照護的家庭，其家庭分工模式?jīng)Q定元素受到房價上漲沖擊更為明顯，其家庭女性不得不付出更多的勞動，以此補充家庭高收入，紓解住房價格上漲的預算約束效應。

但對照組分析結果相反，對于有兩套及以上房產的家庭而言，住房價格上漲導致的家庭勞動分工模式更多遵循了“男主外，女主內”模式，其家庭女性勞動參與水平明顯較低。另外，加入了房價收入比指標之后的房價變動與家庭勞動分工的“男主外，女主內”模式有正向顯著相關關系，即房價收入比強化了傳統(tǒng)分工模式，理由是女性勞動報酬率以及收入增長率過低，導致其房價收入比過高。上述兩項狀況可以分別在財富效應以及經(jīng)濟理性框架內得以充分闡釋。家庭勞動實質上不過是已婚家庭成員在社會職業(yè)和家庭勞務的時間稟賦分配方式的權衡，女性在勞動力市場上報酬競爭劣勢挫傷了家庭女性社會職業(yè)勞動參與積極性，以至于家庭成員中無論男性還是女性，在經(jīng)濟狀況即預算約束不是過于窘迫的情況下，更加傾向于家庭女性成員將更多的時間配給在家庭照料勞動方面，恰好合拍了“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭分工模式，即房價收入比成為解釋房價上漲替代或者強化“男主外，女主內”性別分工觀念主導家庭勞動分工模式的認同程度的正向因子。上述對照組的檢驗結論的現(xiàn)實含義在于，隨著城鎮(zhèn)居民家庭房產占有比例上升，住房價格上漲的財富效應會強化，中國城鎮(zhèn)女性勞動參與率會逐步下降。這符合本文研究結論的邏輯演繹，也符合本文開篇（見圖1）所體現(xiàn)的房價單邊上漲與全域女性勞動參與率趨低共存的現(xiàn)實情況。

上述研究結論的政策含義是：第一，在當前“房住不炒”政策導引背景下，對于住房價格上漲預期的預算約束引致住房剛性需求家庭女性勞動參與率提升境況，其最終解釋元素同樣在于房價收入比，因此一是可通過住房供給政策調整和住房調控政策進行引導，二是可通過提高女性勞動報酬率，改善此類家庭女性住房收入比；第二，對于住房價格上漲通過財富效應引致多房產家庭女性勞動參與率趨降情況，通過提升家庭女性社會職業(yè)報酬水平，政策引導降低房價收入比，從而動員和激勵家庭女性勞動供給，補充在中國勞動供給跨過劉易斯拐點之后的越來越大的勞動供給缺口，符合中國當前實際。另外，日本解決勞動力短缺問題的女性M形勞動參與模式的激勵政策，是不錯的案例。