雙薪家庭的家務性別分工：經濟依賴、性別觀念或情感表達

劉愛玉 佟 新 付 偉

摘 要：基於2010年第三期中國婦女地位調查數據的分析顯示，城鎮家庭的家務勞動分工具有「女性為主,男性為輔」的特徵。研究表明，經濟依賴關係、工作時間、性別角色觀念均顯著地影響著兩性的家務分工，但其影響機制存在差別。對於男性而言，經濟上的獨立與成就對於其家務勞動投入的影響最大，其次是工作時間與性別角色觀念，這些要素均相對獨立地發揮作用，男性家務勞動的承擔不存在「性別表演」。對於女性而言，純粹的經濟獨立(對配偶收入的依賴程度、本人的絕對收入狀況等)並非其家務勞動投入的最好預測，性別角色觀念也不獨立地對家務勞動參與產生影響。部分女性的家務勞動在經濟依賴與性別角色觀念交互影響下存在著形態與效應各異的「性別表演」。這一特徵揭示了兩性在勞動力市場中的經濟地位與社會文化期待交互影響的形塑作用。

關鍵詞：經濟依賴 性別角色觀念 性別表演

一、問題的提出

家務勞動是指家庭成員在家庭內部為滿足其成員的精神生活和物質生活之需要而進行的無酬勞動。在傳統社會，家務勞動主要由家庭中的女性成員，如妻子(母親)完成，丈夫(或父親)則主要擔當養家糊口的角色，形成了傳統的「男外女內」的勞動性別分工格局。1949年之後，中國女性在社會主義性別平等理念的指引下，逐步走出家庭而進入就業領域，並在政治、經濟、教育、文化等領域取得了令人矚目的成就，與男性在上述各個領域中的差距日益縮小。1949年，中國城鎮女性從業人員為60萬人，占城鎮職工總數的7.5%,占女性城鎮人口的1.04%，到2012年，城鎮單位女性從業人員為5 458.9萬人，佔36%。*【注】數據來源為中國資訊行高校財經資料庫：http://www. bjinfobank．com。根據第三次中國婦女地位調查數據，2010年城鎮女性的在業率達到了60.9%，女性收入成為家庭收入的重要來源。另據國家統計局2012年公布的統計數據，2011年普通本專科在校生中女性的比例為51.2%;2010年中國人口普查數據顯示，女性在專業技術人員中的比例為51.1%，這表明女性在社會地位上與男性的差距正在縮小，傳統的「男主外」勞動分工格局已有很大突破。但在家務分工領域，兩性之間的差距依然很大，家庭內家務勞動的性別分工雖有所變化，但女性依然是家務勞動的主要承擔者。2000年第二期中國婦女地位調查資料顯示，男女每日家務勞動時間的差距僅比1990年縮短6分鐘，88%以上的家庭做飯、洗碗、洗衣、打掃衛生等日常家務勞動主要由妻子承擔(鄭丹丹，2013)，女性平均每天用於家務勞動的時間達4.01小時，比男性多2.7小時。*【注】 國家統計局.2002.第二期中國婦女社會地位抽樣調查主要數據報告.網址：http://www. stats.gov.cn。2010年第三期中國婦女地位調查數據顯示，女性每日家務勞動時間比男性多61.8分鐘，相比於2000年已有較大減少，但女性依然從事著絕大部分的家務勞動。西方學者的研究也發現，家務勞動性別分工在最近幾十年並未顯著變化(Coverman，1985)。女性在經濟、教育上的地位提升，並未顯著改善其家務勞動的分擔。那些妻子掙得比丈夫多的家庭，妻子擔負的家務勞動比例依然高於丈夫，甚至在那些丈夫不工作的家庭也是如此 (Brayfield,1992)。即使在兩性平等水平較高的福利國家，男性的家務勞動時間也不及女性的1/2(Bianchi, et al., 2000;Killewalda and Margaret, 2010)。因此，女性實際擔負著雙重的責任，她們工作下班後還要開始第二班工作(second-shift)(Hochschild, 1989)。女性的家務勞動不僅做得比男性多，而且在從事的家務勞動類型上也有明顯的性別差異(Blair and Lichter,1991; Brayfield,1992; Lennon and Rosenfield,1994)，女性大多從事「女人的活」 (如做飯、洗衣與收拾房間)，男性多干「男性的活」(如整理院子、維修等)，男性大約幹了70%的男性家務活，女性幹了75%的女性家務活(Lennon and Rosenfield,1994)。

從性別視角看，家務勞動的性別分工是性別分層的重要來源，是家庭內性別不平等關係的重要體現。有學者認為，家庭中的兩性關係既決定了其勞動力市場的參與，也體現了其階級地位(Shelton and Daphne，1996)。因此，對家務勞動的性別分工狀況和影響因素進行探討是理解和分析一個社會性別平等狀況的基本內容。

社會學者們提出了各種理論對家務勞動分工的趨勢及性別差異進行解釋(Shelton and John,1996),家務勞動也因此成為了「具有爭議的領域」。社會學的研究認為，有三類因素影響家務勞動的性別分工：一是工作時間的影響；二是家庭成員間的經濟依賴關係，即家庭成員中的經濟狀況決定了誰做家務，那些經濟依賴者會更多地從事家務勞動；三是人們的性別觀念，具有平等性別觀念者會將家務勞動視作為家庭成員提供精神和物質支持的工具，會盡其所能完成家務。國內一些學者也利用一些區域性或全國性的數據對居民家務勞動時間的變化以及家務分配的影響因素進行了分析(楊菊華，2006；徐安琪、劉汶蓉，2003；於嘉，2014)。上述三類因素對家務分配的影響都曾在不同的研究中被檢驗過，但對於經濟依賴與性別之間如何相互作用並對家務分工產生影響的分析卻相對欠缺。本文期望以一個具有代表性的全國抽樣調查數據為基礎，回答如下問題：目前中國家務勞動的最新狀況如何？經濟依賴和性別觀念如何相互作用而對家務勞動的性別分工產生影響？影響中國家務勞動性別分工的因素正沿著怎樣的路徑轉變？

二、文獻對話與研究假設

(一)研究回顧

關於家務勞動的量化研究大都基於歐美髮達國家。儘管公認女性從事的家務勞動量普遍高於男性，但對於何以如此卻有不同的解釋。經常用於解釋的有三個理論：時間約束理論(time constraint theory)、相對資源理論(relative resource theory)和性別角色理論(gender-role theory)(Ross,1987)。

1. 時間約束理論

時間約束理論認為，現代社會，時間有如下特性：第一，時間具有不可替代性，由此產生了時間成本問題。「時間成本」是指在同一時間內能完成的事是以該時間內不能完成的另一件事為代價的，如生育的代價是生育和養育時間內失去的學習或晉陞的可能性，加班的收益以減少休閑或陪伴家人為代價。第二，存在「有效時間」(time availability或available time)問題。家務勞動多基於家庭成員的時間可用性進行分配，家庭成員的時間可劃分為三部分:(1)在家庭中工作的時間,以生產家庭能夠生產的消費品(此即家務勞動時間);(2)在勞動力市場上工作的時間,以獲得工資,從市場上購買家庭生產所需的投入品以及家庭不能生產的消費品;(3)閑暇時間,以直接獲得效用並恢復工作能力。第三，時間是可安排和計劃的。

因此,平衡工作和家庭的關係成為時間分配的首要問題。已有研究對家務勞動分工至少有兩種觀點：觀點之一是將家庭作為整體，個人以家庭效用最大化為目標來配置時間。各種外生因素,包括工資率、家庭財產、商品價格的變化,都會引起家庭成員時間配置的變化(Becker,1985)。夫妻就在勞動力市場和家庭中花費的時間與勞動時間進行協商，達成有利於整個家庭效用最大化的安排。女性婚後和成為母親後往往會變得更擅長家務，因而承擔了更多家務勞動，男性則因收入上的比較優勢而將更多的時間投入在勞動力市場上(Coverman，1985;Presser，1994)。觀點之二是個人本位，強調兩性間有不同的利益。兩性在工作時間與家務勞動時間的分配上存在負相關 (Coverman,1985; Kamo,1988; South and Spitze ,1994)。關於中國家務勞動參與的研究也證實，已婚女性的工作時間增加可以顯著地幫助她們減少家務勞動時間(於嘉，2014；周旅軍，2013；齊良書，2005)。女性之所以承擔大部分家務被解釋為其從事有酬勞動時間較男性為少。

不過也有研究發現，男性對家務勞動的參與未必與其在勞動力市場上的工作時間相關(Sullivan,1997)。擁有可支配的時間並不一定意味著更多的家務參與，失業的丈夫雖然可支配時間充裕，但為了維持男性尊嚴和男性氣質，他們更少參與家務勞動。同樣，如果夫妻持有強烈的傳統性別角色觀念的話，有時間的丈夫也未必做家務(Brines，1994),因為夫妻可能基於其他因素共同決定家內勞動和社會勞動的時間分配。

雖然可用時間與家務勞動時間之間的關係存在一定爭議，不過作為家務勞動時間研究領域的傳統假設，本文依然希望以中國近期的數據對其進行驗證，故提出本文的第一個研究假設：

假設1：不論男女，勞動力市場工作時間越長者，則從事的家務勞動時間越少。

2. 相對資源視角

相對資源視角強調家務勞動參與與其相對資源的擁有狀況有關。這一視角隱含著兩個基本假設：一是夫妻勞動分工基於配偶間權力關係，權力源自反映社會經濟地位的資源對比，如教育、收入、職業地位等，握有更多權力與權威的一方有可能盡量減少其不願意參與的活動，包括家務勞動和子女照顧 (Perrucci, et al., 1978)。家務勞動分工是夫妻在投入(如收入)與產出(如誰做家務)上進行隱形博弈的結果 (Blair and Lichter, 1991; Kamo,1988)。齊良書(2005)用中國9 個省3 819 個雙薪家庭1989 —2000 年的調查數據,證明了議價能力的提高的確能減少本人的家務勞動時間和家務分擔比例,但其影響存在明顯的性別差異,對男性的效用遠大於女性。周旅軍(2013)基於第三期中國婦女社會地位調查數據得出的結論是，相比丈夫在家中更有實權者，妻子更有實權會在高分位點上顯著增加男性的家務投入，在中等分位點上減少女性的家務時間，即家庭權力狀況對於不同性別、不同收入分位點上人群的影響有所不同。二是家庭分工基於理性的決策，其關於市場工作、家庭工作與閑暇的分工基於效率最大化原則。如果丈夫相對於妻子的教育、職業、收入地位較高，這些資源強化了其市場工作的價值，則其家務勞動投入的時間會少 (Coverman，1985)。控制更多資源的配偶會有更強的協商地位，並可更好地實現其預想的結果，在其他條件相同的狀況下，擁有更多資源(教育、收入與職業地位)者從事的家務勞動將少於其配偶 (Bittman,et al.，2003; Brines，1994; Evertsson and Nermo，2004)。由於配偶的相對經濟狀況會影響夫妻權力關係，有更高收入的配偶在面對離婚時有更強的能力支持自己，有更強的協商地位 (Lundberg and Pollak，1996)。女性承擔絕大部分家務的原因是其更多地在經濟上依賴丈夫(Brines，1994; Greenstein，1996)。有學者以妻子的相對收入來測量其對丈夫的經濟依賴，發現妻子家務勞動時間與其丈夫的收入之間為負相關 (Baxter,et al.，2008; Bianchi,et al.，2000; Bittman,et al.，2003; Presser，1994)。不過於嘉(2014)基於2010年中國家庭追蹤調查數據得出的結論是,相對收入對於家務勞動參與的影響具有城鄉差異，城鎮地區女性相對收入的增加可以幫助她們持續地減少家務勞動，而農村地區的女性受到傳統性別觀念的影響，無法持續地利用相對收入的增加來減少其家務勞動。陳緋念(Chen，2005)對中國的研究發現，就業關係轉變會影響家務勞動分工，經歷了由農業向非農業轉變的一方，其家務勞動時間會減少，說明夫妻間一方職業地位的變化會對家務勞動分工產生影響。女性教育程度高於丈夫者,家務勞動時間更少(楊菊華, 2006)。對於城鎮已婚在業男性而言，夫妻受教育程度差對家務勞動參與有顯著影響，特別是在高分位點上。相對於丈夫受教育程度低於妻子的情況，丈夫受教育程度相當於或高於妻子都會減少丈夫的家務勞動投入(周旅軍，2013)。

有學者指出，不僅是相對資源，個體的絕對資源對家務勞動分工也有重要意義。絕對收入反映了妻子或者丈夫的經濟自主性，更多的收入意味著更多的自主性 (Gupta,2007)，女性隨著收入的提高，其家務勞動量會相應減少(Brines, 1994)。國內學者的研究也發現,女性的收入越高,從事家務勞動時間越少,丈夫做家務的概率越高(徐安琪、劉汶蓉,2003)。

不過，相對資源對於家務分工作用的看法受到了多重挑戰，其能否得到實證經驗的支持也存在爭議。對雙職工家庭的研究發現，妻子即使擁有與丈夫同等甚至更多的資源，也還是要做更多的家務勞動，或者說，這種不平等的分工與雙方的資源狀態並無直接關聯(Brines，1994；McAllister，1990)。如果經驗研究能夠支持隨著妻子相對收入的增加，她們能夠持續地減少家務勞動時間，則可以在某種程度上證明相對資源理論對於家務勞動參與的解釋；如果不能，說明其他要素的作用使得相對資源理論的解釋效力減弱或喪失。既往研究發現，存在妻子的收入超過丈夫時，她們依然會比收入低於丈夫的妻子做更多家務的現象(Brines,1994)，並將之概括為「性別表演」(gender display)。性別表演是指家務勞動具有符號象徵意義，它象徵著兩性依從於傳統性別分工，女性將家務勞動視為自己表達愛情和順從的方式，即使女性獲得了經濟獨立卻依然要努力承擔家務，以此來表達自己在家庭中的次要地位或情感，而「性別表演」的狀況又與性別角色觀念有關。

關於性別角色觀念以及家務勞動分工中的「性別表演」問題，我們將在下文著重討論。在此，針對家務勞動參與研究中傳統的相對資源和絕對資源理論，提出兩個假設：

假設2：不論男女，相對資源越多(經濟依賴越低者)，則從事家務勞動的時間越少。

假設3：不論男女，絕對資源越多(自主性越大者)，則從事家務勞動的時間越少。

3. 性別角色理論視角

性別角色理論認為，家務勞動所具有的性別意涵是社會性地建構起來並嵌入於文化結構之中的，它既維護男性特權，又使受壓迫的女性接受不平等的現狀，導致女性在傳統性別意識形態下缺乏權力，無法與男性平等協商(Zuo and Bian，2001)。家務勞動的性別分工因此不僅是權力不同的夫妻雙方博弈的結果，也是歷史沉澱下的一整套指導人們家庭生活和社會生產的穩定而有力的性別規範體系。傳統的性別角色觀念將男性定位為「養家糊口」的角色,並形成了「男主外、女主內」的勞動性別分工模式，這一勞動性別分工的文化模式並不會因為女性經濟依賴的變化而同步變化，可能存在滯後性。信奉傳統性別文化意味著沒有恪守傳統觀念的丈夫和妻子會受到配偶或社會的懲罰。事業型女性被認為是「不顧家」的、「沒有女人味」的，事業上不如意的丈夫也會被指是「沒能耐」、「沒出息」的男人，這就鼓勵妻子和丈夫向不同的勞動領域投資(左際平，2002)。

在既往經驗研究中，性別角色觀念對於家務勞動分工的影響主要從兩個方面進行探討：一是將其看作相對獨立的要素，探討其影響狀況及其與其他要素之間的關係。如一些研究發現，持有傳統性別角色觀念的男性承擔的家務勞動更少(Perrucci,et al., 1978),性別角色觀念越平等的女性承擔家務勞動的量也越少(Brayfield,1992;Presser,1994)。男性的性別角色觀念對家務勞動分工的影響強於女性性別角色觀念的影響，妻子承擔家務勞動的多少更多地受到丈夫性別觀念的影響,而不是相反(Shelton and John,1996)，具有平等性別觀念的男性和女性會更平等地擔負家務(Coverman,1985; Cunningham,2001;Blair and Lichter,1991;Presser,1994)。 家庭責任的理念對兩性有不同的影響，把家庭責任看得比工作更重要的女性，在成為母親後會減少工作時間，而男性則會在成為父親後用更多的時間工作 (Sanchez and Thomson,1997)。二是將性別角色觀念與相對資源結合起來進行分析，著重探討相對資源因性別觀念之影響而展現的「性別表演」問題。研究認為，經濟依賴對家務勞動的影響具有性別差異，女性的家務勞動時間遵行的是交換規則，而作為男性的丈夫則受性別文化的影響，社會認可丈夫即使掙錢少，也可以少做或不做家務,而妻子不論掙錢多少都要比丈夫多做家務，雖然妻子掙錢多的相對而言比掙錢少的做家務少一些(Brines,1994)。這就是社會性別分工的規則在起作用，其本質是人們如何看待家務勞動的性別屬性，即經濟資源對家務勞動的影響會受到社會文化對於家務勞動分工的期許以及個體對這種期許的認知的影響。經濟資源對於家務勞動的影響因「男主外、女主內」的傳統性別觀念表現出性別化的應對策略。夫妻雙方在勞動力市場和家庭中的時間分配並非簡單的權衡(trade-off)和議價(Greenstein,1996；South and Spitze,1994)，而是夫妻性別關係的符號性表現。個體的行為受他人期望的影響，男性和女性往往會實踐符合社會期待的行為，即通過家務勞動「實踐性別」。收入增加與家務勞動之間可能並不存在線性關係，那些比丈夫掙得多的妻子們可能會更多做一些家務勞動，以「性別表演」的方式來展示性別身份(West and Zimmerman,1987)，中和性別偏離(Bittman, et al.,2003; Greenstein,2000)，那些掙得少的男性有時則通過減少家務勞動以彰顯男性氣質 (Brines,1994;Greenstein, 2000)。中國大陸的不少研究認為,傳統的父權制和性別分工規範阻礙婦女將其資源有效地轉化為權力(徐安琪、劉汶蓉, 2003;鄭丹丹、楊善華,2003；左際平, 2002)。中國台灣的呂玉瑕、伊慶春(2005)提出,不同年齡層、階層或不同社區之間,隨著傳統性別規範的制約程度的不同,夫妻資源的作用效應也不同,且隨著社會的快速變遷和多元化的發展,不同社會化過程下的規範和行為的差異逐漸擴大。西方學者關於家務勞動參與上的「性別表演」現象，也在近來有關中國的一些研究中得到部分證實，如謝宇、於嘉等的研究(Yu and Xie，2012；於嘉，2014)都發現，中國農村地區的女性受到傳統性別觀念的影響，無法持續地利用相對收入的增加來減少其家務勞動，存在「性別表演」，但城鎮地區女性相對收入的增加可以幫助她們持續地減少家務勞動，不存在「性別表演」。

性別角色觀念會對家務勞動參與和分工產生影響，這幾乎已成既往研究的共識，不過本文認為，在關於相對資源、性別角色觀念與家務勞動分工之間關係的探討，尤其是「性別表演」現象的探討上，還存在一些有待改進的地方。「性別表演」假設(Brines，1994)主要通過擬合丈夫較妻子的相對收入與妻子家務勞動時間之間的二次項關係而進行操作化，此後許多學者也是繼續沿用此方法對美國、澳大利亞等發達國家的數據進行重新檢驗(Greenstein，2000；Bittman，et al.，2003；Evertsson and Nermo，2004)。關於中國家務勞動參與方面是否存在性別表演，基本上也是採用此種方法(Yu and Xie，2012；於嘉，2014)。性別表演理論認為，收入超過丈夫者會有性別表演，以獲得性別認同對她的期待，但實際上這一假設只是對於那些性別觀念較為傳統者適用，而對於性別觀念較為現代者的解釋卻令人難以信服。本文認為，是否有性別表演，取決當事者對其資源依賴/自主的認知。「性別表演」會因性別角色觀念的不同而有變化，當相對收入(資源)增加時，可能擔負非傳統養育者角色的傳統丈夫和妻子，有必要通過性別表演來逆轉其角色偏離，而那些更具性別平等觀念的丈夫或妻子，則不會以多做家務勞動來對「性別規範違反」進行彌補。於嘉和謝宇(Yu and Xie, 2012)也指出，社會上對男女平等的認知越高，妻子相對收入對減少家務勞動的作用越大，而性別表演越不容易出現。因此，以經濟依賴(或相對資源)二次項展示的「性別表演」之存在，實際上需要考慮性別角色觀念與其交互作用的情況，而這是以往的研究所欠缺的。

綜上，本文關於性別角色觀念與家務勞動之間關係的假設有：

假設4：性別角色觀念假設。越是持有傳統的性別角色觀念，則丈夫承擔的家務勞動越少，妻子承擔的家務勞動越多。

假設5：性別表演假設。

假設5a：對於女性而言，越是趨向傳統性別觀念，則相對收入的增長越會促其在家務勞動上採取性別表演；越是趨向於現代性別觀念，則相對收入的增長越會減弱在家務勞動上的性別表演。

假設5b：對於男性而言，越是趨向傳統性別觀念，則相對收入的增長越會促其在家務勞動上採取性別表演；越是趨向於現代性別觀念，則相對收入的增長越會減弱在家務勞動上的性別表演。

本文提出的5個研究假設，假設1至假設4是既往絕大多數研究都曾不同程度在不同國家進行過經驗驗證的，故本文希望重點驗證的是既往研究極少關注的假設5。我們認為，文化是應該考慮的重要因素，有著很強傳統性別觀念與父家長制傳統的東亞國家的女性，相對於西方女性更被期待從事幾乎全部或者大部分家務工作(Chang，1997; Lee，2002)。一項包括韓國、印尼、菲律賓、中國台灣和美國等國家和地區在內的研究發現，女性在就業、教育、子女生育決策和養育方面的相對資源對於丈夫家務勞動的參與沒有顯著影響,因此，文化和觀念的解釋很有必要 (Sanchez,1994)。本文希望以2010年中國婦女地位調查第三期數據，對經濟依賴、性別角色觀念與家務勞動之間的關係進行分析，探討經濟依賴與性別角色觀念交互作用下家務勞動參與的情況。

(二)研究變數及其界定

1. 數據收集與樣本構成

研究採用2010年全國婦聯主持的「第三期中國婦女社會地位調查」數據。本次調查以2010年12月1日為時點，採用了按地區發展水平分層的三階段不等概率(PPS)抽樣方法：第一階段抽樣單位為縣、區和縣級市(京津滬為鄉、鎮、街道)，全國樣本初級抽樣單元為460個，各省區市的獨立樣本初級抽樣單位為40個左右；第二階段抽樣單位為村、居委會，每個初級抽樣單位隨機抽選5個村、居委會，並按城鎮化水平確定村、居委會的樣本結構；第三階段抽樣單位為家庭戶，每個樣本村、居委會隨機抽選15戶，最後在每個被抽中的家庭戶中，採用特定隨機方法確定各類個人調查問卷的被訪者。調查共回收個人問卷29 698份。我們把研究對象確定為城鎮18-65周歲、目前在婚、有工作和勞動收入的非農業勞動者，共7 458人，其中5 888人在調查時為工作日，本文核心關注即為這部分人的家務勞動性別分工情況。對研究對象進行的上述界定主要是為了控制個體勞動力市場狀況(依附)、對家務勞動偏好還是市場勞動偏好等因素的影響。

2. 變數說明

國外多用每周從事家務勞動的時間進行測量,本文使用的是被訪者回答的工作日平均家務勞動時間，包括準備食物、打掃衛生、清洗衣服、購物等。這一測量主要是受限於問卷僅詢問了工作日家務勞動時間的狀況，而未對每周工作時間進行詢問。

由於數據包含了配偶的諸多信息，所以我們可以從相對資源和絕對資源兩個方面測量個體相對於配偶的經濟依賴程度與個體的自主性狀況及其與家務性別分工之間的關係：(1)相對資源。一是經濟依賴，採用布賴恩斯(Brines，1994)曾經使用的方法，計算公式為：(本人收入-配偶收入)/(本人收入+配偶收入)，其值為-1到+1。-1表示被調查對象對其配偶的完全的經濟依賴，+1表示被調查者向其配偶提供了完全的經濟支持，0表示雙方在經濟上彼此沒有依賴。二是夫妻教育程度差。以往一些研究發現，教育程度較高的妻子，家務勞動時間較短，而教育程度較高的丈夫家務勞動時間較長，教育因此可能會對兩性在家庭中的家務勞動時間分配產生影響(Coverman，1985)。本文將其區分為三類：妻子教育程度比丈夫低、妻子教育程度與丈夫一樣、妻子教育程度高於丈夫。(2)絕對資源。一是妻子絕對收入，以妻子年總收入測量；二是丈夫絕對收入，以丈夫年總收入測量。年收入包括勞動收入、加班收入及獎金等方面。通過考察妻子絕對收入、丈夫絕對收入與家務勞動之間的關係，探析何者是家務勞動性別分工的更為重要的預測因素。古普塔(Gupta,2007)的研究比較了相對資源與絕對資源對於家務勞動的影響，更強調了女性本人的資源、地位所帶來的自主性對於其家務勞動承擔更為公平模式的意義。

家務勞動的性別分工是否存在「性別表演」呢？在證明了存在「性別表演」的研究中，發現男性的家務勞動是倒U型曲線，其經濟依賴的二次項係數小於0，女性的家務勞動是U型曲線，其經濟依賴的二次項係數大於0(Brines,1994；Greenstein,2000)。本文在分析時也通過經濟依賴的一次項與二次項來進行驗證：如果模型中的二次項係數具有統計學意義上的顯著性，則表明性別表演存在；對於女性而言，性別表演的存在意味著家務勞動分工模型中的二次項係數在統計上顯著卻大於0。

用以檢驗時間約束理論視角的主要變數是工作時間，問卷中詢問了被調查對象工作日的工作時間，以分鐘為計量單位。

性別角色觀念是人們對性別分工的態度，可以區分為傳統主義取向和現代主義取向(Greenstein，2000)。本文根據被調查者對4項問題的回答構建量表，分別是「男人應該以社會為主, 女人應該以家庭為主」、「掙錢養家主要是男人的事情」、「丈夫的發展比妻子的發展更重要」、「男人也應該主動承擔家務」。量表的信度係數為0.68，最高得分為20分，最低得分為4分，經極限標準化處理後生成了一個百分制計量的變數，其得分的高低反映了性別角色觀念由傳統到現代的連續統。得分越高，越是趨向於現代性別觀念，得分越低，越是趨向於傳統性別觀念。

雖然以往絕大多數研究均以經濟依賴或者相對收入的二次項作為家務勞動承擔存在「性別表演」的檢驗，但對於性別觀念乃是「性別表演」背後之原因的解釋卻只是一種推斷，如謝宇、於嘉等的研究(Yu and Xie，2012；於嘉，2014)。本文依據上述關於經濟依賴和性別角色觀念的界定，構建了一個經濟依賴二次項與性別角色觀念的交互影響變數，以檢驗經濟依賴與性別角色觀念交互作用下家務勞動參與的情況。

本文的主要控制變數是年齡、家庭子女結構、職業類型、居住狀況、健康狀況、所在地區。(1)年齡。有研究顯示，妻子的家務勞動時間隨年齡的增加而增加，並在中年時達到頂點(South and Spitze，1994)。有學者根據第三期中國婦女社會地位調查吉林省數據，指出處於30-44 歲之間的女性休閑時間最少(王晶、孫曈，2013)，那麼，這一群體的家務勞動時間是否最多呢？根據生命歷程理論，個體會經歷不同的生命階段，如參加工作、結婚、生子、子女成家立業、退休等，不同生命時期的家務勞動時間可能會有差異：25-29歲處於生育高峰期，30-44歲的人群事業開始起步，孩子在上學，工作繁忙，家務勞動也依然繁多。本文將作為控制變數的年齡區分為三個群體：29歲及以下、30-44歲、45-65歲。(2)家庭子女結構。一般認為子女數量或者結構與家務勞動時間之間存在密切關係，本文將家庭子女結構區分為四種情況：沒有子女、有6歲以下子女、有6-17歲以內子女、有18歲及以上子女。(3)職業類型。不同職業的工作負擔與體力消耗會有所不同，本文將職業分為管理人員、專業技術人員、辦事人員和商業服務業人員、工人四個大類。(4)居住狀況。同住或相鄰的父母也會分擔力所能及的家務活，減少已婚子女及其配偶的家務量(楊菊華，2006)，因此將居住安排也納入分析，區分為兩種情況：與老人同住(家中有本人父/母或者配偶父/母同住)、未與老人同住。(5)健康狀況。主要是考慮到它會影響個體的勞動能力，故將其作為控制變數。根據問卷中自評健康狀況以及對於是否有慢性病和身體殘疾等的回答，把健康狀況區分為四類：很好、較好、一般、較差或很差。(6)所在地區。分為三個地區，即西部地區、中部地區和東部地區，其中東部地區作為參照類。

由於部分變數有缺失值，導致有效樣本的流失，男性樣本流失107人，女性樣本流失84人。表1為本文分析之核心變數在去除各種缺失值之後的基本情況。

表1：研究變數基本特徵與描述

變數男性(N=3158)平均值標準差女性(N=2539)平均值標準差家務勞動時間(分鐘)45.0153.04107.0967.31經濟依賴0.370.40-0.080.35經濟依賴平方0.290.370.130.22教育(年)11.993.1611.873.88配偶教育程度(年)11.163.4212.223.22工作日工作時間(分鐘)491.86118.70473.03118.84本人年總收入(萬元)3.375.622.5010.25配偶年總收入(萬元)1.653.622.934.44性別角色觀念53.1522.2261.3220.36年齡(歲)42.328.8939.547.65經濟依賴平方與性別觀念交互14.5620.667.7915.01夫妻教育程度差與性別觀念交互96.0458.13116.2263.63變數頻次有效百分比頻次有效百分比夫妻教育程度差 妻子教育程度低於丈夫117337.1484733.36 妻子教育程度與丈夫一樣116946.04259345.52 妻子教育程度高於丈夫56117.7652320.6年齡 29歲及以下2517.952539.96 30-44歲161151.01162063.80 45歲及以上129641.0466626.23家庭子女結構 沒有子女1775.601194.69 有6歲以下子女54617.2940615.99 有6-17歲子女1,23239.01119346.99 有18歲及以上子女120338.0982132.34職業類型 管理人員2768.741285.04 專業技術人員50215.954221.35 辦事人員與商業服務業人員129340.94144456.87 工人108734.4242516.74居住狀況 與父母/配偶父母同住83626.4761324.14 未同住232273.53192675.86健康狀況 很差或較差32710.3528111.07 一般41413.1144217.41 較好113335.8892036.23 很好128440.6689635.29所在地區 東部地區180457.12132652.23 中部地區85226.9872528.55 西部地區50215.948819.22

三、家務勞動差異：影響因素及其解釋

(一)家務勞動時間的性別差異

從發達國家的情況看，性別平等因素或現代性因素對勞務分工的影響是緩慢持續發生的。自20世紀70年代以來，丈夫的家務勞動時間有一個緩慢的增加，妻子的家務勞動時間則有所減少。以美國為例，1976-1984年(分析樣本為4 824人)，丈夫每周家務勞動時間為6.95小時，妻子為19.53小時；1985-1993年(分析樣本為8 403人)，丈夫每周家務勞動時間為7.37小時，妻子為16.14小時；1994-2003年(分析樣本為6 986人)，丈夫每周家務勞動時間為7.03小時，妻子為14.46小時(Killewalda and Margaret，2010)。

從中國的情況看，兩性家務勞動時間在1990-2010年間各自都有顯著減少，但家務勞動時間的性別差異的消減卻依然是一場「未完成的革命」(見表2和表3)。

表2：已婚者的家務勞動時間與其他時間分布狀況(單位：分鐘)

1990年男女2000年男女2010年男女工作時間465.8443.4473.4432.0492.0472.9學習時間50.929.832.722.721.019.0自由支配時間147.1111.777.760.449.938.2睡眠時間455.7456.7460.2465.5469.9471.3家務勞動時間123.7220.275.1180.245.1106.9

表3：已婚者自述承擔各類家務的比重(單位：%)

做飯洗碗洗衣服、做衛生日常家庭採購照料孩子輔導孩子功課照料老人2010年男性14.412.68.715.16.610.811.0女性61.063.372.665.056.236.624.7N(人)58885888588858885888588858882000年男性15.614.89.211.624.39.044.0--女性74.278.287.484.371.279.456.4--N(人)5573557155765587559451134470--

註：(1)對性別與從事相應類別家務勞動間的關係進行了卡方檢驗，所有各項均顯著。(2)2010年顯示的是被調查者認定的本人承擔絕大部分或全部的比例；2000年數據顯示的是被調查者認定的承擔相應類別家務勞動為妻子或者丈夫的比例。(3)「-」表示相應項目未做調查。

所謂「未完成的革命」是指，第一，兩性的工作時間接近。從工作日的工作時間看，2010年男性每天為492分鐘，女性為473分鐘，男性每日工作時間比女性多約19分鐘,女性的工作時間只比男性少約4%，說明女性進入公共領域進行有酬勞動的這場性別革命基本完成。但是，男性進入家務勞動領域的革命已經開始，卻尚未完成。表2數據表明，在婚、有工作的城鎮18-65周歲男女，從1990年至2010年，女性從事家務勞動的絕對時間明顯減少，但男性減少的比例更大。男性的家務勞動時間減少了1.7倍，女性的家務勞動時間只減少了1.1倍。第二，兩性間家務分工格局並無實質性變化。1990年男性工作日每天家務勞動時間128.2分鐘，女性258.6分鐘，女性家務勞動時間是男性的2倍；2000年男性工作日每天家務勞動時間88.1分鐘，女性214.2分鐘，女性家務勞動時間是男性的2.4倍； 2010年男性工作日每天家務勞動時間45.1分鐘，女性106.9分鐘，女性家務勞動時間依然是男性的2.4倍。從自我認定的家務勞動量狀況看，2010年男性承擔的家務勞動量也遠低於女性承擔的家務勞動量，女性回答承擔絕大部分或全部家務勞動的比例分別為：做飯61%，洗碗63.3%，洗衣服、做衛生72.6%，日常家庭採購65%，照料孩子56.2%，輔導孩子功課36.6%，照料老人24.7%。相比於2000年的調查結果，女性作為主要承擔者擔負上述各項家務勞動的比例均有不同程度的下降，但依然承擔了家務勞動的絕大部分。這說明，在家庭領域發生的夫妻平等承擔家務的革命尚未完成。

(二)影響家務勞動性別差異的因素

什麼因素影響家務勞動的性別分工呢？我們將工作日家務勞動時間作為因變數，以工作日工作時間、性別角色觀念、相對資源(經濟依賴、夫妻教育程度差)、絕對資源(本人年總收入、配偶年總收入)為自變數，以年齡、家庭子女結構、職業類型、居住狀況、健康狀況、所在地區為控制變數，分性別對家務勞動的承擔情況進行了多元回歸分析。

模型1m和模型1f的假設為線性模型，自變數包括控制變數+工作日工作時間+絕對資源+相對資源。模型2m和模型2f在模型1的基礎上增加經濟依賴的二次項，以考察未考慮性別角色觀念情況下西方學者經常檢驗的「性別表演」現象。模型3m和模型3f在模型2的基礎上增加性別角色觀念。模型4m和模型4f為全模型，考察性別角色觀念與經濟依賴平方交互作用下家務勞動的「性別表演」問題。表4和表5為分男性和女性的各模型的回歸係數。

表4：男性家務勞動性別分工的多元回歸分析結果：回歸係數(N=3 158)

模型1m模型2m模型3m模型4m年齡 30-44歲7.883(4.427)7.934(4.410)7.314(4.382)7.311(4.380) 45歲及以上9.468(5.325)9.245(5.304)7.782(5.236)7.731(5.222))家庭子女結構 有6歲以下子女-3.027(5.050)-3.494(5.021)-2.280(4.979)-2.276(4.976) 有6-17歲子女-9.377(5.296)-9.402(5.267)-7.833(5.243)-7.824(5.236) 有18歲及以上子女-6.943(5.687)-6.789(5.656)-4.940(5.610)-4.923(5.602)職業類型 專業技術人員11.442(3.861)11.498(3.853)10.581(3.874)10.577(3.871) 辦事人員與商業 服務業人員10.785(3.556)10.630(3.556)10.779(3.587)10.728(3.585) 工人10.446(3.579)10.277(3.579)11.084(3.605)11.088(3.605)居住狀況:與父母/配偶父母同住-1.468(2.432)-1.572(2.415)-1.411(2.409)-1.420(2.411)健康狀況 一般2.552(4.359)2.621(4.359)2.675(4.344)2.726(4.347) 較好0.190(3.661)0.407(3.657)0.587(3.652)0.663(3.649) 很好-7.022(3.331)-6.996(3.336)-6.783(3.356)-6.741(3.360)所在地區 中部地區0.267(2.450)0.003(2.453)0.219(2.432)0.241(2.429) 西部地區-1.351(3.011)-1.452(3.023)-2.539(2.999)-2.528(2.997)工作日工作時間-0.085(0.010)-0.085(0.010)-0.085(0.010)-0.085(0.010)本人年總收入-0.074(0.129)-0.061(0.128)-0.028(0.124)-0.024(0.124)妻子年總收入-0.463(0.251)-0.520(0.256)-0.537(0.280)-0.542(0.280)夫妻教育程度差 妻子教育程度與 丈夫一樣-0.120(2.536)-0.115(2.534)0.287(2.542)0.276(2.545) 妻子教育程度 高於丈夫4.641(3.437)4.626(3.432)5.174(3.392)5.145(3.400)經濟依賴-21.091(2.979)-29.204(6.641)-27.029(6.602)-27.180(6.634)經濟依賴平方-10.002(6.444)9.901(6.404)7.404(8.534)性別角色觀念--0.293(0.050)0.277(0.067)經濟依賴平方與性別角色觀念交互---0.051(0.128)常數項85.731(8.385)86.026(8.359)68.669(9.084)69.561(9.357)R平方0.0770.0780.0930.093

表5：女性家務勞動性別分工的多元回歸分析結果：回歸係數 (N=2 539)

模型1f模型2f模型3f模型4f年齡 30-44歲12.209(6.360)12.345(6.379)12.375(6.403)12.002(6.395) 45歲及以上29.578(7.764)29.696(7.778)29.623(7.789)29.042(7.785)家庭子女結構 有6歲以下子女10.457(8.056)10.547(8.053)10.355(8.018)10.285(7.998) 有6-17歲子女23.944(8.179)23.789(8.180)23.414(8.157)23.442(8.135) 有18歲及以上子女13.349(8.822)13.129(8.830)12.548(8.816)12.614(8.788)職業類型 專業技術人員-7.621(6.554)-7.592(6.573)-7.471(6.502)-7.167(6.543) 辦事人員與商業 服務業人員9.176(6.310)8.838(6.324)8.474(6.244)8.537(6.284) 工人5.817(6.908)5.643(6.918)5.125(6.855)5.154(6.890)居住狀況:與父母/配偶父母同住-0.469(3.578)-0.491(3.578)-0.738(3.590)-0.733(3.589)健康狀況 一般7.177(6.477)7.316(6.492)7.003(6.497)6.658(6.499) 較好2.889(5.882)3.127(5.910)3.030(5.895)2.794(5.891) 很好-5.314(5.853)-4.961(5.887)-4.830(5.858)-5.131(5.849)所在地區 中部地區6.657(3.897)6.563(3.888)6.286(3.859)6.351(3.849) 西部地區-5.352(3.725)-5.357(3.727)-5.110(3.736)-5.253(3.732)工作日工作時間-0.130(0.015)-0.129(0.015)-0.129(0.015)-0.128(0.015)本人年總收入-0.169(0.078)-0.174(0.075)-0.176(0.073)-0.184(0.072)妻子年總收入-1.124(0.432)-1.180(0.432)-1.175(0.431)-1.228(0.438)夫妻教育程度差 妻子教育程度與 丈夫一樣0.484(3.544)0.641(3.560)0.777(3.567)0.667(3.558) 妻子教育程度 高於丈夫-9.809(4.236)-9.573(4.238)-9.125(4.273)-8.948(4.260)經濟依賴-13.467(4.814)-14.076(4.872)-13.428(4.811)-13.175(4.823)經濟依賴平方-6.343(6.855)6.292(6.836)39.416(21.513)性別角色觀念---0.115(0.076)-0.047(0.087)經濟依賴平方與性別角色觀念交互----0.522(0.300)常數項134.069(14.460)133.011(14.616)140.839(15.336)136.647(15.595)R平方0.1230.1230.1240.125

註：(1)參照類。年齡：29歲及以下；家庭子女結構：沒有子女；職業類型：管理人員；居住狀況：未與父母/配偶父母同住；健康狀況：很差或較差；所在地區：東部地區；夫妻教育程度差：妻子教育程度比丈夫低。(2)模型分析時，對數據進行了加權。(3)模型3m和模型4m、模型3f和模型4f後括弧中數字為標準誤。

通過對錶4和表5的分析，本文有以下發現：

(1)生命周期和家庭子女年齡結構對兩性有不同影響。30-44歲男性人群的家務勞動承擔量最高，日均家務勞動時間比30歲以下者高7.3分鐘，這一年齡段女性日均家務勞動時間比30歲以下者高12分鐘。從模型3m和4m看，家庭子女年齡結構對男性家務勞動時間沒有顯著影響，但對女性有作用，有6-17歲子女的女性，其家務勞動量比沒有子女者日均高23分鐘。這說明中年階段的家務勞動多數由女性承擔，母親身份會明顯增加女性的家務勞動量。

(2)工作狀況可以有效減少兩性家務勞動量。在控制其他要素的情況下，不論男女，從事有酬勞動的時間越長，其家務勞動時間越少。模型4m和4f顯示，每日工作時間每增加10分鐘，男性的家務勞動會減少0.85分鐘，女性會減少1.28分鐘。這說明，時間約束理論可在一定程度上解釋中國男女家務勞動的時間分配，女性參加有酬勞動可能減少其家務勞動量的效用略大。

(3)絕對資源對兩性家務勞動的承擔有不同影響。2010年男性年均總收入為3.37萬元，顯著高於妻子，在控制其他要素的情況下，男性本人絕對收入對家務勞動時間沒有影響，但妻子的絕對收入增加時，可以減少其家務勞動時間。2010年女性年均總收入為2.5萬元，略低於其彙報的丈夫的年均總收入。在控制其他因素的情況下，本人絕對收入和丈夫絕對收入的增加，都可以減少家務勞動時間，但丈夫絕對收入對於家務勞動時間的影響程度要大於本人絕對收入的影響。本人和配偶的絕對收入，一方面體現了本人在經濟上的自主性，但更體現了由絕對收入影響的家庭經濟狀況，進而影響到家庭能否使用較好的電器、僱用家務助理等。

(4)相對資源，即夫妻間資源差異對家務勞動承擔有明顯影響。對於男性而言，其影響主要體現在經濟依賴上。模型4m經濟依賴的標準化回歸係數值為-0.205，即男性對其妻子經濟依賴的程度每降低1個標準差單位，家務勞動時間會減少0.205個標準差單位。對於女性而言，夫妻間教育程度差與經濟依賴對家務勞動時間均有顯著影響：相比於那些妻子教育程度比丈夫低者，妻子教育程度高於丈夫者的每日家務勞動時間平均少8.9分鐘。經濟依賴程度的降低也會顯著減少妻子家務勞動時間的配置。模型4f女性經濟依賴的標準化回歸係數值為-0.066，即在其他條件不變的情況下，女性經濟依賴的程度每降低1個標準差單位，其家務勞動時間相應減少0.066個標準差單位。從標準回歸係數的值來看，經濟依賴狀況對男性的影響要大於對女性的影響，但教育程度差的影響主要體現在女性研究對象上。從男性樣本的四個模型和女性樣本的四個模型看，經濟依賴對於兩性家務勞動時間的影響各自都具有相對穩定性，但相對資源越多者(即經濟依賴越低者)，從事家務勞動的時間越少，可見，相對資源雖然對於兩性影響的程度有些差異，但還是證明了假設2可以得到經驗數據的支持。

(5)性別角色觀念與家務勞動之間的關係，對於兩性而言，其作用的機制有著顯著差異。對於男性而言，在控制其他要素的情況下，性別角色觀念可以相對獨立地對家務勞動時間發揮作用：性別角色觀念每增加1個標準差單位，則家務勞動時間相應增加0.117個標準差單位，即越是性別角色觀念趨向現代的男性，其家務勞動時間也越長。但對於女性而言，性別角色觀念並不獨立地對家務勞動時間產生影響。這種差異可能與兩性性別角色觀念的不同及其形塑機制有關。基於2010年第三期中國婦女地位調查數據的研究發現：男性的性別觀念更偏傳統，卻在不同年齡群體間表現出較高的一致性與穩定性；女性的性別觀念更趨現代，卻在不同年齡群體之間存在差異。性別觀念的形塑源自三類重要社會結構/關係下的三類地位(先賦地位、自致地位和夫妻間性別地位)實踐，其中自致地位的作用更為重要。自致地位對女性性別觀念的影響略大於男性。兩性性別觀念因夫妻間性別地位的不同而有差異。對於女性而言，婚前家庭經濟地位越高、家庭經濟貢獻比丈夫大、至少有與丈夫一樣的職業地位、家庭權力上至少與丈夫一樣甚至比丈夫高者，則性別觀念表現出更趨向現代的特徵(劉愛玉、佟新，2014)。因此，研究假設4對男性是成立的，但對女性並不成立。

(6)在不考慮性別角色觀念與經濟依賴平方交互作用的情況下，男性經濟依賴的二次方和女性經濟依賴的二次方對於家務勞動時間都沒有顯著影響，因此不存在西方學者討論的「性別表演」問題。當模型3m和模型3f分別引入性別角色觀念與經濟依賴平方交互項變數後，男性的經濟依賴二次方回歸係數依然不顯著，但對於女性而言，我們發現一個非常有趣的現象，其經濟依賴的二次項回歸係數一開始顯著，*【注】其顯著性為0.067。其值為正，即女性家務勞動時間隨著對丈夫經濟依賴程度的減弱而有所下降，但到一定程度後，其家務勞動的時間反而增加。性別角色觀念與經濟依賴平方交互項的回歸係數顯著，其值為負，對性別角色觀念與交互項進行聯合統計檢驗，F檢驗的統計量為2.71，顯著性為0.067，在接受研究假設標準為0.1顯著度的情況下，可在某種程度上說明女性若存在家務勞動承擔上的「性別表演」,主要是經濟依賴與性別角色觀念交互影響的結果，即越是性別角色觀念(得分越高)趨向於現代者，「性別表演」的效應會減弱。因此，研究假設5a得到一定程度的證實，但假設5b沒有得到證實。

(7)以模型3m與模型4f的結果作圖，對於年齡30-44歲、有6-17歲子女、職業為辦事人員與商業服務業人員、與父母/配偶父母同住、健康狀況較好、東部地區、夫妻教育程度一樣，工作日工作時間、本人年總收入、妻子年總收入或丈夫年總收入、性別角色觀念具有平均值的人群，則：

男性家務勞動=78.392-0.085×工作日工作時間+0.293×性別角色觀念-0.028×本人年總收入-0.537×妻子年總收入-27.029×經濟依賴+9.901×經濟依賴平方=51.177-27.029×經濟依賴+9.901×經濟依賴平方

女性家務勞動=183.356-0.128×工作日工作時間-0.047×性別角色觀念-0.184×本人年總收入-1.228×丈夫年總收入-13.175×經濟依賴+39.416×經濟依賴平方-0.522×61.32×經濟依賴平方=115.868 -13.175×經濟依賴+7.416×經濟依賴平方。

圖1展示了男性和女性的經濟依賴與家務勞動投入時間的關係。可以看到，具有平均經濟依賴與性別角色觀念的女性的家務勞動不是直線關係，存在一定程度的性別表演，而男性的家務勞動幾乎是一條直線，不存在性別表演。

根據計算結果，當經濟依賴為0.888左右，即妻子收入是丈夫的16.8倍左右時會出現性別表演。那麼，這樣的個案在樣本中是否真實存在，或者只是少數的極端值呢？我們發現，在分析的2 539個女性樣本中，這樣的情況有85例，佔3.3%，應該算是少數。這一人群從目前或最後職業狀況上看有如下特徵：26人為妻子有工作而本人沒有工作者(如下崗、失業或長期未工作)， 佔31%；1人職業狀況不詳。有工作

圖1：經濟依賴與家務勞動時間性別分工

者中，29人為普通工人，7人為農民，7人為技術人員，5人為管理人員，6人為個體從業者，4人為服務業人員，7人為農民。有工作者是否因健康原因導致收入低下？因問卷中沒有詢問丈夫的健康狀況而無法得知。從教育程度看，其平均受教育時間為10.2年，與妻子的平均受教育程度持平，但從結構上看，26%的人教育程度低於妻子，46%的人教育程度與妻子一樣。因此，非線性關係主要適用於妻子有工作但丈夫無工作或者丈夫雖然有工作但職業主要為工人和農業勞動者或因各種原因收入低下的人群。

我們還可分別以女性性別角色觀念得分四分位上的第一分位點(其值為43.75)和第三分位點(其值為75)來作圖，考察經濟依賴平方與性別角色觀念交互效應對於家務勞動時間的影響(見圖2)。

從圖2可以看到，當性別角色觀念得分在第一個分位值，即性別角色觀念更趨向於傳統時，女性家務勞動的「性別表演」比較明顯，而當性別角色觀念得分為第三個分位點，即性別角色觀念更趨向於現代時，女性家務勞動的「性別表演」效應已經很弱，其曲線的形狀非常接近於男性家務勞動時間狀態。

圖2：經濟依賴與家務勞動時間性別分工

(8)對男性的模型3m和女性的模型4f求標準回歸係數，發現對於男性而言，標準化回歸係數絕對值由大往小依次為(只考察影響顯著的要素)：經濟依賴、工作日工作時間、性別角色觀念。對於女性而言，排在前四位的要素分別為工作日工作時間、年齡結構與家庭子女結構(體現的是生命周期中會遭遇的家務勞動狀況)、經濟依賴與性別角色觀念的交互影響。在控制其他要素的情況下，對於男性而言，經濟上的獨立與成就對於家務勞動的影響最大，但對於女性而言，純粹的經濟獨立並不是其家務勞動投入的最好預測，還需要詢問在婚姻與家庭生活中她會碰到什麼樣的家務，她在社會化過程中認同的是什麼樣的性別角色觀念以及對於自身經濟成就的認知。

四、結論與討論

研究表明，當代中國的家務勞動時間有明顯減少，但女性依然是家務勞動的主要承擔者。家務勞動的時間，無論男女，首先受制於可用的時間，因此，工作時間的狀況構成了可以用於家務勞動時間的約束。但在兩性工作時間幾乎相似的情況下，何以女性依然是家務勞動的主要承擔者呢？本研究證實，在中國現階段的市場條件下，家庭成員家務勞動的時間投入與經濟依賴有顯著關係，夫妻雙方的任何一方具有經濟依賴關係，都會在家務勞動上有更多的投入。但經濟依賴對於家務勞動時間影響的程度，對於兩性而言有著很大差異。在控制其他要素的情況下，對於男性而言，經濟上的獨立與成就對於其家務勞動投入的影響最大，其次是工作時間與性別角色觀念，這些要素都相對獨立地發揮影響。但對於女性而言，純粹經濟獨立(對配偶收入的依賴程度、本人的絕對收入狀況等)並不是其家務勞動投入的最好預測，還需要詢問在婚姻與家庭生活中，她會碰到什麼樣的家務，她在社會化過程中認同的是什麼樣的性別角色觀念以及對於自身經濟成就的認知，這些影響要素之間存在著交互作用。自1949年以來，女性已越來越多地參與到了經濟活動之中，但其經濟收入依然顯著低於男性。就兩性的經濟依賴狀況而言，男性的經濟依賴均值為0.37，女性的經濟依賴均值為-0.08，兩者有顯著的差異(t=44.82，顯著性=0.000)。這種差異部分回答了女性何以會比男性從事更多的家務勞動。

兩性家務勞動投入的差異還與性別角色觀念對於兩性作用的機制不同有關。對於男性而言，性別角色觀念相對獨立地對家務勞動投入產生影響，家務勞動的承擔不存在「性別表演」現象, 即在控制其他要素的情況下，越是傾向於傳統性別角色觀念者，其承擔的家務勞動越少，反之，則越多，而女性的性別角色觀念並不獨立地對家務勞動參與產生影響。就本研究的數據而言，男性的性別角色觀念得分為53.15，女性為61.32，女性的性別角色觀念相對男性更趨向現代。如果女性的性別角色觀念對於其家務勞動也是相對獨立地發揮作用，則可以預期由此會相應縮小女性在家務勞動時間投入上與男性的差距，但女性性別角色觀念對於家務勞動的影響與其經濟依賴狀況及其認知緊密相關，可以將性別角色觀念看作是經濟依賴對於家務勞動影響的一個中介。這種中介作用，是以往經驗研究中曾經被直接或間接驗證過的，即經濟依賴程度與家務勞動之間並非一種線性增減關係，而是存在著 「性別表演」特徵，女性的家務勞動會隨著其對於丈夫經濟依賴的降低而減少，但這種減少是遞減的，並在達到某一個臨界點後，反而出現家務勞動增加的情況。不過，本文認為，在以往關於「性別表演」的研究中存在著一種預設，即認為女性隨經濟自主性提升而減少的家務勞動和這種自主性達到一定程度後家務勞動反而增加的現象，對於不同女性的效應是相同的。這種預設有一定的問題。本研究證實，首先，「性別表演」之存在是在考慮了經濟依賴平方與性別角色觀念交互影響的情況下發生的；第二，性別角色觀念不同的女性，存在著不同的「性別表演」形態。性別角色觀念更趨現代的女性，家務勞動的「性別表演」效應會減弱,即女性對男女平等的認知越高，其相對收入提升對減少家務勞動的作用越大，性別表演越不容易出現；對男女平等的認知越低，其相對收入提升對減少家務勞動的作用越小，性別表演越容易出現，但不同性別角色觀念下的「性別表演」會有不同的「性別表演」效應。上述發現也是本研究不同於以往研究之處。

總之，現當代中國城鎮家務勞動的性別分工是相對經濟依賴和性別角色觀念共同形塑下的以女性為主的模式。這一家務勞動分工模式對女性意味著什麼？至少有兩方面的意義。第一，從歷史視角和現代性的視角看，工業化、經濟發展和科技進步使得家用電器日益普及，兩性從家務勞動的負擔中都獲得了極大的解放。恩格斯在《家庭、私有制和國家的起源》一書中說過:「婦女的解放，只有在婦女可以大量地、社會規模地參加生產，而家務勞動只佔她們極少工夫的時候，才有可能」(馬克思、恩格斯，1972： 158)。可以肯定的是，1990年以來，與歷史上任何時期相比，中國城鎮無論男女都從家務勞動中獲得了更多解放。

第二，從性別比較的視角看，女性擔負更多家務勞動體現了兩性在勞動力市場中的經濟地位與社會文化對於兩性期待交互影響所形塑的家庭內部的不平等。從性別觀念的社會建構理論看，在性別角色觀念與家務勞動這一客觀變數間可能存在一個「雞生蛋、蛋生雞」的問題。一種觀點認為，結構形塑觀念，人們在生產關係、社會結構中的位置會影響其態度與信念(謝立中，2005)。另一種觀點則認為，文化更為重要。韋伯主張意識/觀念對經濟基礎有主導性影響，觀念在歷史中具有獨立的作用，物質關係的變遷可歸因於觀念的變化，觀念影響人們在社會經濟生活中的地位和行動。本文採用相互建構的理論立場，認為文化/觀念是社會關係的一種反映，同時，又能夠再生產出社會關係，文化/觀念與社會行動和社會結構之間存在複雜的因果關係(沃特斯, 2000)，因而不能孤立地討論性別角色觀念對於家務勞動的影響。因此，如何重構兩性在社會和家庭中的角色定位，建立共同分擔家庭責任和社會責任的機制，最終實現男女在地位、權利、機會、資源上充分的平等，依然任重而道遠。

最後，有關家務勞動的「性別表演」問題，需要更深入的討論。這涉及對家務勞動性質的分析。家務勞動是一種情感勞動，而非簡單的勞動付出，這或許是「性別表演」僅出現在少數收入遠遠大於其丈夫之女性群體中的原因。對城鎮家庭而言，家務勞動可能具有相互支持的意義。城鎮家庭的家務勞動分工可能有三種典型的模式：第一是傳統型，主要由妻子做；第二是轉型型或變化型，女性多做，男性輔助；第三是現代型，即相互支持型。什麼樣的男性在從事家務勞動，從事得多一些，什麼樣的女性在經濟成功的同時依然擔負較多的家務勞動，需要考察性別觀念、市場壓力和夫妻關係的共同作用。由於本研究的數據在收集時沒有涉及市場壓力、夫妻間情感關係以及對於家務勞動情感表達方面的問題，因而依然不能對此進行回答，需要後續的研究來進一步跟進。另外，改革開放30多年來，中國社會既經歷著從計劃體制向市場體制的轉型，也經歷著從傳統到現代的轉型，這種雙重轉型對家庭內勞動性別分工產生了複雜的影響，一方面，夫妻間的經濟依賴關係作用於家務勞動分工，另一方面，夫妻雙方性別角色觀念的現代轉型亦會對平等化的家務勞動分工產生影響。由於本研究數據只是一個截面數據，以此為基礎進行的回歸分析本身也並不能回答上述問題，因此希望有後續的研究進一步跟進。

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責任編輯：田 青

Household Division of Housework for Double-Income Family：Economic Dependence， Gender Ideologies， or Emotional Express?

LIU Aiyu TONG Xin FU Wei

Abstract：Based on the analysis of sampling data of Third National Women』s Status Survey in 2010，this paper finds that household division of housework in urban China displays a characteristic of 「women do much more than men」.Household division of housework is influenced by the economic dependent relation between the couple，time spent on paid work and gender role attitude，and with quite different mechanisms for male and female.For male，economic independence and success is the best indicator for time spent on housework，with those more dependent economically shouldering much more household work. The influence of gender role attitude on division of housework is significant statistically and independently regardless of other factors.No gender display exists for male.Economic dependency is not the best predictor for female』s housework involvement，and gender role attitude does not work independently as well. The interaction of economic dependency and gender-role attitude on household division displays very complex results for female, and the gender display appeared under such context has quite different patterns and effects.The effects of gender display decrease if women』s gender-role attitude is increasingly toward modern.The gendered division of housework is shaped by the economic status of labor market and social cultural expectation and their interactions as well. Gender-role attitude plays as an intermediate variable between economic dependency and household division.So we give an explanation why household division of housework in China remains women doing more housework than men despite the fact that Chinese female greatly improve their economic situation and pay as much time as male on productive work.

Keywords：economic dependency, gender-role attitude, gender display

*作者1：劉愛玉 北京大學社會學系，北京大學中國社會與發展研究中心(Author 1:LIU Aiyu,Department of Sociology,Peking University;Chinese Social and Development Center,Peking University)；作者2：佟 新 北京大學社會學系(Author 2: TONG Xin, Department of Sociology,Peking University)；作者3：付 偉 北京大學社會學系(Author 3: FU Wei, Department of Sociology,Peking University) E-mail：potatopku@pku.edu.cn

特別感謝兩位匿名評審專家的寶貴意見。文責自負。

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