曹書睿，黃 乾，常帥男

（南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津，300071）

一、引 言

男女平等是我國(guó)的一項(xiàng)基本國(guó)策，但現(xiàn)實(shí)生活中仍然普遍存在性別不平等現(xiàn)象，尤其是在家庭無(wú)酬勞動(dòng)分工方面。全國(guó)婦聯(lián)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2010年第三期婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2010年城鎮(zhèn)女性工作日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間是城鎮(zhèn)男性的2.37倍，鄉(xiāng)村女性工作日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間是鄉(xiāng)村男性的2.04倍，均比2000年略有上升。即使是就業(yè)女性，在工作日仍然承擔(dān)著家庭中的大部分家務(wù)勞動(dòng)。女性長(zhǎng)期從事重疊性家務(wù)勞動(dòng)，會(huì)阻礙其自身人力資本的積累，并且家務(wù)勞動(dòng)所具有的封閉性特征會(huì)進(jìn)一步弱化她們與外部市場(chǎng)和社會(huì)的聯(lián)系，家務(wù)勞動(dòng)可能會(huì)對(duì)女性的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)產(chǎn)生不利影響（張錦華、胡軍輝，2012）[1]。家務(wù)勞動(dòng)包括為家人做飯、購(gòu)買食品、洗熨衣服、打掃房間、修葺院子等，女性花在家務(wù)勞動(dòng)上的時(shí)間多于男性，且大部分女性的家庭生產(chǎn)時(shí)間用于日常家務(wù)，如清潔和做飯等。有相當(dāng)多的證據(jù)表明家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)果有負(fù)面影響，并對(duì)女性工資的影響更大。但通過(guò)對(duì)家務(wù)勞動(dòng)研究的深入，學(xué)者發(fā)現(xiàn)并不是所有的家務(wù)勞動(dòng)都對(duì)工資有顯著的負(fù)向影響。家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的懲罰效應(yīng)受家務(wù)勞動(dòng)的種類、時(shí)長(zhǎng)以及家務(wù)勞動(dòng)能否在休息日完成的影響（Hersch&Stratton，2002[2]；卿石松、田艷芳，2015[3]）。此外，工資變量的選取不同（如小時(shí)工資率、周工資等），得出的結(jié)論也會(huì)不同。卿石松、田艷芳（2015）研究發(fā)現(xiàn)每周家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性小時(shí)工資率沒(méi)有顯著影響[3]。張芬、何偉（2021）發(fā)現(xiàn)每周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)女性周工資率有顯著的懲罰效應(yīng)[4]。

受性別角色觀念的影響，男性和女性承擔(dān)的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和種類存在差異。女性在結(jié)婚后，由于社會(huì)對(duì)妻子和母親相夫教子的角色期許，使得女性承擔(dān)更多的家庭責(zé)任（卿石松，2017）[5]。而企業(yè)在雇傭時(shí)，由于無(wú)法直接觀察求職者的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，對(duì)求職者承擔(dān)的家務(wù)勞動(dòng)判斷會(huì)受文化觀念，如“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別角色觀念的影響。因此，家務(wù)勞動(dòng)與女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)可能會(huì)受到傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”性別角色觀念的影響。

我國(guó)目前還沒(méi)有分工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)影響的研究?；诖耍疚姆止ぷ魅占覄?wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)，考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性就業(yè)情況、工作時(shí)長(zhǎng)以及小時(shí)工資率的影響，同時(shí)加入性別角色觀念變量，探究家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響是否會(huì)受到性別角色觀念的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻(xiàn)綜述

以往關(guān)于家庭勞動(dòng)與女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的研究主要集中在兩方面：一是家庭照料責(zé)任對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響分析；二是家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響分析。

在家庭照料方面，已有研究關(guān)注老年或兒童照料責(zé)任對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響，并一致認(rèn)為家庭照料會(huì)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)產(chǎn)生不利影響。家庭老年照料會(huì)降低女性的勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間（劉嵐等，2016[6]；吳燕華等，2017[7]）。陳璐等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，女性每周提供20小時(shí)以上高強(qiáng)度照料會(huì)使女性難以兼顧照料和工作，即老年照料對(duì)勞動(dòng)參與存在“門檻效應(yīng)”；對(duì)于仍然工作的女性，照料責(zé)任會(huì)使其每周工作時(shí)間和每月勞動(dòng)收入減少[8]。兒童照料對(duì)女性就業(yè)和勞動(dòng)產(chǎn)出也產(chǎn)生不利影響（熊瑞祥、李輝文，2017[9]；張抗私、谷晶雙，2020[10]）。

關(guān)于家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)研究，主要集中在家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性工資的影響，進(jìn)而探究家務(wù)勞動(dòng)在性別工資差距中的作用，但家務(wù)勞動(dòng)與女性工資的關(guān)系尚未達(dá)成共識(shí)，并且家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性工資的影響結(jié)果與變量的選取以及具體的家務(wù)勞動(dòng)內(nèi)容有關(guān)。陳潔、劉亞飛（2019）使用第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)，用已婚女性近一年家務(wù)勞動(dòng)承擔(dān)強(qiáng)度研究認(rèn)為，已婚女性更多地承擔(dān)家務(wù)勞動(dòng)和為了家庭放棄個(gè)人的發(fā)展機(jī)會(huì)使其遭受工資（過(guò)去一年的勞動(dòng)收入）懲罰[11]。Bryan 等（2011）在考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的影響時(shí)控制家庭中孩子的年齡組別，發(fā)現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和母親身份對(duì)女性工資具有顯著的懲罰效應(yīng)[12]。Keith&Malone（2005）探究美國(guó)已婚女性生命周期內(nèi)家務(wù)時(shí)間對(duì)工資的影響，發(fā)現(xiàn)只有青年女性和中年已婚女性的家務(wù)勞動(dòng)與工資存在顯著的負(fù)向關(guān)系[13]。然而，部分學(xué)者通過(guò)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資水平的影響不顯著。Hersch&Stratton（2002）使用美國(guó)家庭住戶調(diào)查數(shù)據(jù)（NSFH），將家務(wù)勞動(dòng)劃分為“典型的女性”家務(wù)“典型的男性”家務(wù)以及“中性”家務(wù)，發(fā)現(xiàn)只有“典型的女性”家務(wù)勞動(dòng)才會(huì)對(duì)男性和女性工資產(chǎn)生負(fù)面影響，并且通過(guò)對(duì)已婚和未婚人士分組考察，發(fā)現(xiàn)在不同婚姻狀況的群體中家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的影響差異不大[2]。卿石松、田艷芳（2015）使用1997～2011年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)每周家務(wù)勞動(dòng)以及各項(xiàng)家庭勞動(dòng)對(duì)小時(shí)工資收入的影響發(fā)現(xiàn)，各項(xiàng)家務(wù)勞動(dòng)和兒童照料對(duì)職業(yè)女性的工資不存在顯著的懲罰效應(yīng)，且只有購(gòu)買食品和做飯這兩項(xiàng)日?！暗湫团浴奔覄?wù)會(huì)對(duì)男性工資有顯著負(fù)作用[3]。國(guó)外研究認(rèn)為男性和女性承擔(dān)家務(wù)的種類以及時(shí)長(zhǎng)不同，以及能否把家務(wù)勞動(dòng)在休息日完成，是家務(wù)勞動(dòng)造成性別工資差距的主要原因（Hersch，2008[14]；Bonke 等，2005[15]；Maani 等，2010[16]）。此外，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的影響還存在門檻效應(yīng)（Hersch，2008）[14]。

勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)不僅包括工資水平，還包括就業(yè)狀況。蘇群等（2020）研究發(fā)現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)會(huì)顯著抑制農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與并減少她們的市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)間[17]。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)丈夫的家務(wù)分擔(dān)并不會(huì)影響女性勞動(dòng)參與，而老年父母的家務(wù)分擔(dān)對(duì)女性的勞動(dòng)參與率有促進(jìn)作用。沈可等（2012）認(rèn)為1990～2010年間，我國(guó)25～49歲女性勞動(dòng)參與率的下降與家庭結(jié)構(gòu)的變化有關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)在多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)中，老年父母通過(guò)盡力協(xié)助女兒料理家務(wù)，減少她們做家務(wù)的時(shí)間，從而能夠顯著改善女性的勞動(dòng)參與率和工作時(shí)間[18]。烏靜（2019）利用CFPS2016年數(shù)據(jù)分析16～35歲已婚女性就業(yè)的影響因素時(shí)發(fā)現(xiàn)，丈夫的家庭勞動(dòng)時(shí)間（工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)長(zhǎng)）對(duì)城鄉(xiāng)青年已婚女性就業(yè)的影響不顯著，而老人幫忙料理家務(wù)可以有效提升青年已婚女性外出就業(yè)的概率[19]。

事實(shí)上，家庭中的男女分工不僅受個(gè)人能力的影響，還受到社會(huì)價(jià)值體系和社會(huì)規(guī)范的重要影響。將文化分析嵌入到經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中將有利于獲得更立體、有效的解釋。傳統(tǒng)的性別角色強(qiáng)調(diào)女性對(duì)家庭的責(zé)任，不鼓勵(lì)女性參與社會(huì)就業(yè)，并會(huì)潛移默化地影響家庭責(zé)任分工。卿石松（2019）認(rèn)為性別角色觀念通過(guò)影響女性的教育獲得、勞動(dòng)參與、工作時(shí)間及職業(yè)地位等因素進(jìn)而形成性別工資差距，并且發(fā)現(xiàn)只有“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念會(huì)顯著影響女性的收入水平[20]。張川川、王靖雯（2020）研究發(fā)現(xiàn)性別角色越傳統(tǒng)的地區(qū)，女性從事受雇工作的概率越低，從業(yè)女性的工資收入也越低；性別角色對(duì)男性的就業(yè)和工資收入沒(méi)有影響[21]。Bonke等（2005）在不同分位數(shù)上檢驗(yàn)了家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的影響，發(fā)現(xiàn)在最高分位數(shù)上，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性的工資有正向影響[15]。在背離性別認(rèn)同（妻子收入高于丈夫時(shí)）的家庭中，妻子會(huì)增加家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間（續(xù)繼、黃婭娜，2018）[22]，此時(shí)可能會(huì)出現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)與工資正相關(guān)的現(xiàn)象。因此，我們?cè)谘芯恐屑尤搿澳兄魍?，女主?nèi)”變量，探究傳統(tǒng)性別角色觀念在家務(wù)勞動(dòng)與已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)中是否存在調(diào)節(jié)作用。

通過(guò)文獻(xiàn)梳理，本文發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)還沒(méi)有將家務(wù)勞動(dòng)區(qū)分為工作日家務(wù)勞動(dòng)和非工作日家務(wù)勞動(dòng)探究家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)影響的文獻(xiàn)。本文利用2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，分工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響，同時(shí)分析“男主外，女主內(nèi)”性別角色觀念在家務(wù)勞動(dòng)與女性就業(yè)表現(xiàn)和工資水平中的調(diào)節(jié)作用。本文的研究豐富了家務(wù)勞動(dòng)如何造成性別工資差距的文獻(xiàn)。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自2014年和2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），2016年CFPS數(shù)據(jù)收集了豐富的個(gè)人信息，包含勞動(dòng)力市場(chǎng)有關(guān)的就業(yè)和工資，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，并區(qū)分了個(gè)體工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間。2014年CFPS數(shù)據(jù)包含了個(gè)體的性別角色觀念相關(guān)問(wèn)題。我們選取了16～55歲已婚且有配偶的女性，刪除上學(xué)，退休，以及工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間大于16個(gè)小時(shí)的樣本，共5 877個(gè)樣本。

（二）變量與描述統(tǒng)計(jì)

勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)屬于非規(guī)范性的概念，是根據(jù)勞動(dòng)力市場(chǎng)含義和價(jià)值取向，選擇合適的指標(biāo)，對(duì)所關(guān)注的勞動(dòng)力市場(chǎng)內(nèi)容測(cè)量出的一般性特征的統(tǒng)稱，本文參考張川川、王靖雯（2020）[21]的研究，選擇四個(gè)變量衡量女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)，分別為女性是否非農(nóng)就業(yè)、是否受雇就業(yè)、每周工作時(shí)間和小時(shí)工資率。其中，小時(shí)工資率根據(jù)CFPS2016問(wèn)卷中主要工作每月稅后工資（扣除五險(xiǎn)一金）和每周工作多少個(gè)小時(shí)計(jì)算得出：小時(shí)工資率=每月稅后工資/（每周工作時(shí)間*4）。

本文的核心解釋變量是工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，根據(jù)CFPS調(diào)查問(wèn)卷中“一般情況下，您工作日每天用于家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)間”和“一般情況下，您休息日每天用于家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)間”問(wèn)題得到①此處的工作日和休息日是指受訪者自己的工作日和休息日，不是指常規(guī)的工作日和休息日。并且家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間不包括照顧家人的時(shí)間。。同時(shí)控制了年齡、受教育年限、戶口、民族、孩子數(shù)量和年齡、父母是否同住、家庭其他收入（包括丈夫收入）等變量對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響。

性別角色變量來(lái)自CFPS2014。文化觀念通過(guò)代際傳遞且相對(duì)穩(wěn)定（Guiso et al.，2006）[23]。某些文化觀念（如女性角色的價(jià)值觀）是非常持久的，但并不意味著它們永遠(yuǎn)不會(huì)發(fā)生變化（Alesina 等，2013[24]），會(huì)受到社會(huì)運(yùn)動(dòng)、制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素的影響。Botticini&Eckstein（2005）認(rèn)為宗教習(xí)俗，即使它們對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷作出反應(yīng)，也只能以數(shù)百年甚至千年的頻率隨時(shí)間變化[25]。個(gè)體的性別角色觀念形成于兒童或青少年時(shí)期并受原生家庭環(huán)境影響（Platt&Polavieja，2016）[26]，即使經(jīng)歷生育和產(chǎn)后就業(yè)等生命歷程，大部分人的性別角色觀念保持穩(wěn)定（Schober&Scott，2012）[27]。因此，我們選擇2014年CFPS數(shù)據(jù)設(shè)置區(qū)縣層面的性別角色觀念變量，并按照區(qū)縣編碼與2016年數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配②在2010～2018年CFPS數(shù)據(jù)中，只有2014年有關(guān)于“性別角色觀念”問(wèn)題的調(diào)查，而2014年的數(shù)據(jù)中樣本的工作日家務(wù)時(shí)間和休息日家務(wù)時(shí)間基本全部為異常值和缺漏值。考慮到性別角色觀念的相對(duì)穩(wěn)定性，本文使用的其他變量數(shù)據(jù)來(lái)自與2014年相近的2016年CFPS數(shù)據(jù)（2012年CFPS數(shù)據(jù)中沒(méi)有關(guān)于家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的調(diào)查）。。

2014年CFPS數(shù)據(jù)調(diào)查問(wèn)卷中與性別角色相關(guān)的變量共有四個(gè)：“男女分工”“女人婚姻”“女人子女”“男人家務(wù)”。對(duì)于這四個(gè)問(wèn)題，調(diào)查要求受訪者從“1～5”中選取一個(gè)數(shù)值表示對(duì)所問(wèn)問(wèn)題的同意程度，數(shù)值從小到大對(duì)應(yīng)“非常不同意”到“非常同意”。女性家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響可能依賴于“男女分工”的觀念。由于2016年CFPS 數(shù)據(jù)中沒(méi)有關(guān)于性別角色觀念問(wèn)題調(diào)查，考慮到文化普遍定義為由特定群體所共有的習(xí)俗、信念或價(jià)值觀（Guiso et al.，2006[23]；Alesina & Giuliano，2015[28]），且文化觀念通過(guò)代際傳遞并且相對(duì)穩(wěn)定；同時(shí)，個(gè)體的就業(yè)決策和收入水平不僅受到自身信念或價(jià)值觀的影響，還會(huì)受到當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力市場(chǎng)中雇主和其他勞動(dòng)力信念或價(jià)值觀的影響。因此，我們根據(jù)2014年CFPS中“男女分工”問(wèn)題設(shè)置性別角色變量，參照張川川、王靖雯（2020）[21]的做法，選取區(qū)縣層面而非個(gè)人層面定義性別角色變量。性別角色變量將根據(jù)樣本中受訪者的分值（1～5分）③分值越高表示該區(qū)縣的性別角色觀念越不平等。取每個(gè)區(qū)縣的均值進(jìn)行區(qū)縣層面的研究。

變量的描述統(tǒng)計(jì)下見(jiàn)表1。由表1可知，16～55歲已婚女性工作日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間約為2.5個(gè)小時(shí)，休息日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間約為3.0 個(gè)小時(shí)。2016年CFPS 數(shù)據(jù)顯示，16～60 歲已婚男性的工作日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間約為1.3個(gè)小時(shí)，休息日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間約為1.7個(gè)小時(shí)。工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間均存在顯著的性別差異。“男主外，女主內(nèi)”的性別角色觀念認(rèn)同程度均值為3.98，說(shuō)明我國(guó)16～55歲已婚女性存在傳統(tǒng)的“男主外，女主內(nèi)”的性別角色觀念。

表1 主要變量的定義與統(tǒng)計(jì)描述

（三）回歸模型

本文采用多元回歸分析，考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)的四個(gè)產(chǎn)出，包括非農(nóng)就業(yè)（non-agricultural employment，NAE）、受雇（employment）、每周工作時(shí)長(zhǎng)（hours）和小時(shí)工資率（wage）的影響。一般化的勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)出等式如下：

yic=f(Hic，Xic，uic)

uic=μr+εic

被解釋變量yic是處于地級(jí)市c的樣本i的勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)出，Hic是處于地級(jí)市c的樣本i的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，Xic是控制變量，包括個(gè)人、家庭和工作特征。uic為誤差項(xiàng)，包括表示區(qū)域固定效應(yīng)μr①我們劃分了六大區(qū)域，分別是東北地區(qū)、華北地區(qū)、華東地區(qū)、中南地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)。將西北地區(qū)設(shè)為對(duì)照組，在回歸方程中加入五個(gè)地區(qū)虛擬變量控制區(qū)域固定效應(yīng)以控制地區(qū)不可觀測(cè)因素。，如勞動(dòng)偏好和天生能力，和隨機(jī)誤差項(xiàng)εic。

回歸方程為：

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）家務(wù)勞動(dòng)與已婚女性的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)

我們首先用OLS回歸方法對(duì)回歸方程（1）～（4）進(jìn)行估計(jì)，表2匯報(bào)了OLS估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)，已婚女性的非農(nóng)就業(yè)率、受雇概率以及周工作時(shí)間就越低，且工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的影響效應(yīng)更大。工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性的小時(shí)工資率均沒(méi)有顯著影響。具體而言，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間每增加1個(gè)小時(shí)，已婚女性從事非農(nóng)就業(yè)的概率顯著減少4.7%，從事受雇傭工作的概率顯著減少4.8%，周工作時(shí)間顯著減少2.3個(gè)小時(shí)。休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間每增加1 個(gè)小時(shí)，已婚女性從事非農(nóng)就業(yè)的概率顯著減少2.1%，從事受雇傭工作的概率顯著減少0.7%，周工作時(shí)間顯著減少0.8個(gè)小時(shí)。

表2 家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響：0LS回歸

（二）家務(wù)勞動(dòng)與已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)：分城鄉(xiāng)估計(jì)

一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)村地區(qū)的女性地位和經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)都不如城鎮(zhèn)女性，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響可能也存在差異。為了從實(shí)證上檢驗(yàn)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響是否存在城鄉(xiāng)差異，我們分別使用城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本進(jìn)行了分析。表3匯報(bào)了分樣本OLS估計(jì)結(jié)果。表3結(jié)果顯示，對(duì)于城鎮(zhèn)女性，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間主要影響其非農(nóng)就業(yè)、受雇和周工作時(shí)長(zhǎng)，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間顯著影響了非農(nóng)工作和周工作時(shí)長(zhǎng)，而對(duì)于農(nóng)村女性，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)，其非農(nóng)就業(yè)、受雇、周工作時(shí)長(zhǎng)以及小時(shí)工資率就越低，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間僅影響非農(nóng)就業(yè)和受雇。也就是說(shuō)家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性的就業(yè)和小時(shí)工資的影響存在城鄉(xiāng)差距，城鎮(zhèn)已婚女性的就業(yè)參與和工作時(shí)間受工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)的影響更大，小時(shí)工資率沒(méi)有受到明顯影響；而對(duì)于農(nóng)村已婚女性，工作日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)其小時(shí)工資率有懲罰效應(yīng)。由于我國(guó)存在城鄉(xiāng)二元分割，城鄉(xiāng)之間仍存在社會(huì)福利制度、收入水平和公共服務(wù)設(shè)施等方面的巨大差距，農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工依然在就業(yè)、醫(yī)療、教育、福利保障等方面面臨不公平待遇。家務(wù)勞動(dòng)在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上通常被認(rèn)為是一種劣質(zhì)品，從事家務(wù)勞動(dòng)的直接負(fù)效應(yīng)表現(xiàn)為擠出“正常品”閑暇的消費(fèi)量。對(duì)于農(nóng)村已婚女性，特別是在面臨家庭收入得不到有效保障甚至威脅到生存的條件下，只能通過(guò)增加市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)間的方式來(lái)配置可支配時(shí)間，而城鎮(zhèn)女性在時(shí)間配置中更可能選擇“閑暇”，故而家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性的非農(nóng)就業(yè)狀況和周工作時(shí)長(zhǎng)的影響更大些。同時(shí)，長(zhǎng)期從事重復(fù)性家務(wù)勞動(dòng)，會(huì)阻礙家務(wù)勞動(dòng)者人力資本的積累，特別是農(nóng)村已婚女性。此外，家務(wù)勞動(dòng)所具有的封閉性特征進(jìn)一步弱化了她們與勞動(dòng)力市場(chǎng)和社會(huì)的聯(lián)系，因此，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間會(huì)影響農(nóng)村已婚女性的小時(shí)工資率。

表3 家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響：分城鄉(xiāng)估計(jì)

（三）家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的再考察：傾向匹配得分法

近年來(lái)國(guó)內(nèi)外的研究發(fā)現(xiàn)，在雙薪家庭中，女性依然是家務(wù)勞動(dòng)的主要承擔(dān)者（Baxter，2005[29]；劉娜、Anne，2015[30]）。女性的家務(wù)勞動(dòng)和勞動(dòng)供給是相互獨(dú)立的（程璆等，2017[31]），即使夫妻雙方都參加工作，女性也總是完成大部分的家務(wù)勞動(dòng)（Geerken&Gove，1983[32]）。在家務(wù)勞動(dòng)與工資的研究中，若家務(wù)勞動(dòng)與工資水平存在反向因果關(guān)系，潛在的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)使OLS估計(jì)高估家務(wù)勞動(dòng)對(duì)工資的作用。但是一些研究發(fā)現(xiàn)，工具變量法回歸得到的家務(wù)勞動(dòng)的工資懲罰效應(yīng)大于OLS回歸結(jié)果（Hersch&Stratton，1997[33]；Hundley，2001[34]；張芬、何偉，2021[4]），甚至無(wú)法拒絕家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的外生性（Hersch&Stratton，2002[2]；Bryan 等，2011[12]）。這說(shuō)明家務(wù)勞動(dòng)與工資間的反向因果關(guān)系或許并不嚴(yán)重，或許是因?yàn)楣ぞ咦兞坎⒉皇菨撛诘膬?nèi)生性問(wèn)題的有效解決方法。

張芬、何偉（2021）的研究顯示，每周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的門檻效應(yīng)閾值在10.5 小時(shí)左右[4]。Hersch（2008）的研究表明，每天花在家務(wù)勞動(dòng)上一個(gè)或更多的小時(shí)，會(huì)對(duì)男性和女性的工資都產(chǎn)生負(fù)面影響[14]?；谝陨涎芯?，我們將每天家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的門檻閾值設(shè)置為1.5小時(shí)，將工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間大于1.5小時(shí)的已婚女性作為實(shí)驗(yàn)組，將工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間小于等于1.5個(gè)小時(shí)的已婚女性作為對(duì)照組，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間也按1.5個(gè)小時(shí)進(jìn)行對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組的劃分，利用傾向匹配得分法解決家務(wù)勞動(dòng)與已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)可能存在的反向因果關(guān)系問(wèn)題。平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如下表4所示。由表4可知，匹配樣本在匹配前均存在顯著差異，而匹配后樣本處理組和控制組的組間偏差均大幅縮小，處理組和控制組之間無(wú)顯著差異，滿足平衡性假設(shè)。

表4 平衡性檢驗(yàn)

為了匹配結(jié)果更穩(wěn)健，本文同時(shí)選取鄰近匹配法、半徑匹配法和核匹配法進(jìn)行檢驗(yàn)。本文主要關(guān)注家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)影響的平均處理效應(yīng)。故表5和表6僅給出ATT的估計(jì)值，傾向匹配得分法估計(jì)結(jié)果與OLS估計(jì)結(jié)果一致。表5和表6顯示，工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的增加會(huì)降低已婚女性非農(nóng)就業(yè)概率、受雇情況和周工作時(shí)間，但不影響已婚女性的小時(shí)工資率。家務(wù)勞動(dòng)對(duì)小時(shí)工資的影響的t值小于1.96，說(shuō)明家務(wù)勞動(dòng)與小時(shí)工資之間的內(nèi)生性可能是由不可觀測(cè)到的變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。

表5 傾向匹配得分法估計(jì)工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響

表6 傾向匹配得分法估計(jì)休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響

（四）性別角色觀念的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

為了降低多重共線性的影響，我們將工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間變量、休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間變量和性別角色變量進(jìn)行了中心化處理來(lái)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸結(jié)果見(jiàn)下表7。從模型（1）、（3）、（5）可知，工作日家務(wù)時(shí)間與性別角色觀念的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說(shuō)明“男主外，女主內(nèi)”的性別角色觀念對(duì)工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)就業(yè)、受雇以及周工作時(shí)間的關(guān)系不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。從模型（7）可知，工作日家務(wù)時(shí)間與性別角色觀念的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明性別角色觀念越不平等的地方，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性小時(shí)工資率的負(fù)向影響越大。從模型（2）（4）（8）可知，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間與性別角色觀念的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說(shuō)明性別角色觀念越不平等的地方，休息日家務(wù)時(shí)間對(duì)已婚女性的非農(nóng)就業(yè)概率、受雇就業(yè)概率和小時(shí)工資率的負(fù)向影響越大。從模型（6）可知，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間與性別角色觀念的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說(shuō)明性別角色觀念對(duì)休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間與已婚女性周工作時(shí)長(zhǎng)的關(guān)系不存在調(diào)節(jié)作用。總的來(lái)說(shuō)，在“男主外，女主內(nèi)”性別角色觀念越不平等的地方，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性小時(shí)工資率的懲罰作用越大，休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性就業(yè)參與的負(fù)向影響更大。

表7 性別角色觀念調(diào)節(jié)作用結(jié)果

家務(wù)勞動(dòng)會(huì)影響已婚女性的就業(yè)參與，而女性的就業(yè)參與會(huì)影響女性的工資。因此，前文針對(duì)小時(shí)工資率的估計(jì)包含了一部分就業(yè)的效應(yīng)，即家務(wù)勞動(dòng)通過(guò)影響勞動(dòng)參與影響了工資水平。為了考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性小時(shí)工資率的直接影響，我們針對(duì)小時(shí)工資率的回歸方程中加入了“是否非農(nóng)就業(yè)”“工作是否在公共部門”和“是否是技術(shù)與管理人員”這三個(gè)控制變量，控制家務(wù)勞動(dòng)通過(guò)女性就業(yè)參與來(lái)影響工資水平這一傳導(dǎo)途徑，估計(jì)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)小時(shí)工資率的直接影響。表8結(jié)果顯示，在控制了已婚女性的就業(yè)參與后，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)小時(shí)工資率的影響仍然存在性別角色觀念的調(diào)節(jié)作用，并且系數(shù)估計(jì)值略有上升。表8結(jié)果顯示，即便是找到工作的女性，其小時(shí)工資率也受到家務(wù)勞動(dòng)和性別角色觀念的共同影響。

表8 家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性小時(shí)工資率的直接影響

五、主要結(jié)論和政策啟示

本文基于2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，從非農(nóng)就業(yè)、受雇、周工作時(shí)長(zhǎng)和小時(shí)工資率四個(gè)維度考察工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響，同時(shí)探究了性別角色觀念的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：工作日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性的非農(nóng)工作、受雇情況和周工作時(shí)長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響，并且工作日家務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性的負(fù)向影響大于對(duì)農(nóng)村女性的負(fù)向影響。工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性的小時(shí)工資率沒(méi)有統(tǒng)計(jì)上顯著影響，但對(duì)農(nóng)村已婚女性的小時(shí)工資率有顯著的懲罰效應(yīng)。休息日家務(wù)勞動(dòng)也會(huì)對(duì)已婚女性的非農(nóng)工作、受雇情況和周工作時(shí)長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響，并且休息日家務(wù)勞動(dòng)的負(fù)向影響小于工作日家務(wù)的負(fù)向影響。休息日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性的非農(nóng)就業(yè)和周工作時(shí)長(zhǎng)的負(fù)向影響大于對(duì)農(nóng)村已婚女性的影響，但休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)農(nóng)村已婚女性的受雇情況有顯著的負(fù)向影響，對(duì)城鎮(zhèn)女性的受雇情況沒(méi)有統(tǒng)計(jì)上顯著影響。考慮性別角色觀念的調(diào)節(jié)作用時(shí)，工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)均對(duì)已婚女性的小時(shí)工資率有顯著負(fù)向影響，即“男主外，女主內(nèi)”性別角色觀念越深的地方，工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚女性的小時(shí)工資率的負(fù)向影響更大。

隨著“三胎政策”的實(shí)施，已婚女性更有可能被局限于家庭無(wú)酬勞動(dòng)中，“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別角色觀念可能會(huì)被強(qiáng)化，這可能會(huì)加劇中國(guó)就業(yè)和收入的不平等。本文研究結(jié)論的政策啟示在于，社會(huì)要肯定女性在家庭無(wú)酬勞動(dòng)做出的貢獻(xiàn)，可在婚姻法中加入關(guān)于家務(wù)分工的條例，或者明確承擔(dān)大部分甚至全部家務(wù)勞動(dòng)女性的權(quán)益。在公益廣告中多一些男性干家務(wù)的畫面，鼓勵(lì)男性分?jǐn)偧覄?wù)勞動(dòng)，尤其是工作日的家務(wù)勞動(dòng)。逐步轉(zhuǎn)變我國(guó)“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別角色觀念：對(duì)于未成年人，在兒童繪本、動(dòng)畫片以及教材的制作中，對(duì)兩性形象的設(shè)定應(yīng)打破性別定型化和性別刻板印象；對(duì)于成年人，社會(huì)可以塑造一些“家庭主男”的形象。本文的研究還存在一些不足，在使用傾向匹配得分法估計(jì)工作日家務(wù)勞動(dòng)和休息日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)小時(shí)工資的影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)與小時(shí)工資率之間的內(nèi)生性可能是由不可觀測(cè)到的變量引起的。因此，在今后的關(guān)于家務(wù)勞動(dòng)與小時(shí)工資率的研究中，使用面板數(shù)據(jù)可期獲得更準(zhǔn)確的結(jié)論。?