肖 潔

(南京工業(yè)大學(xué) 社會(huì)工作與管理系，江蘇 南京 211816)

家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別收入差距的影響*
——基于第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)的分析

肖 潔

(南京工業(yè)大學(xué) 社會(huì)工作與管理系，江蘇 南京 211816)

家務(wù)勞動(dòng)；已婚在業(yè)群體；性別收入差距；婦女社會(huì)地位調(diào)查

本文運(yùn)用第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)，考察家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)群體收入獲得的影響及影響力的性別差異，分析家務(wù)勞動(dòng)、人力資本、性別歧視等因素對(duì)性別收入差距的相對(duì)作用。研究發(fā)現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)人口的勞動(dòng)收入具有懲罰效應(yīng)和門檻效應(yīng)；家務(wù)勞動(dòng)時(shí)長、日常家務(wù)勞動(dòng)和照料型家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)男女具有相似的懲罰效力；非日常家務(wù)勞動(dòng)、夫妻家務(wù)分工方式以及家務(wù)時(shí)點(diǎn)對(duì)收入獲得的影響存在性別差異；已婚在業(yè)男女平均收入的差距源于男女的稟賦差異，家務(wù)勞動(dòng)的性別差異是性別收入差距的主因，其對(duì)性別收入差距的影響更多通過性別歧視起作用。

一、問題的提出

在性別研究中，兩性家務(wù)勞動(dòng)分工與性別收入分層是分屬于兩個(gè)不同領(lǐng)域的重要議題。前者作為私人領(lǐng)域性別觀念和性別行為的重要指標(biāo)，學(xué)界對(duì)家務(wù)勞動(dòng)分工的現(xiàn)狀、影響因素等展開了充分的討論；而后者作為勞動(dòng)力市場這一公共領(lǐng)域中性別關(guān)系最直接的表現(xiàn)形式，也一直是社會(huì)分層研究和勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要議題。

現(xiàn)代社會(huì)中公共領(lǐng)域與私人空間并無絕對(duì)的界限分割，兩性私人領(lǐng)域的諸種安排亦會(huì)影響到其在公共領(lǐng)域的表現(xiàn)與地位。西方自20世紀(jì)60年代女性主義運(yùn)動(dòng)以來，大量女性進(jìn)入職場，其收入在許多家庭中成為不可缺少的經(jīng)濟(jì)來源。與男性相比，女性往往會(huì)在家庭中投入更多時(shí)間和精力，從而影響其在勞動(dòng)力市場中的表現(xiàn)。面對(duì)工作與家務(wù)的沖突，西方國家經(jīng)驗(yàn)研究顯示，家務(wù)負(fù)擔(dān)對(duì)女性勞動(dòng)收入有著負(fù)向影響[1](PP 187-210)，這種影響被稱為家務(wù)勞動(dòng)的懲罰效應(yīng)(penalty effects of housework)。家務(wù)勞動(dòng)尤其是家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的性別差異導(dǎo)致男女間的收入差距[2](PP 217-229)，甚至是性別收入差距的主因[3](PP 269-288)。然而家務(wù)勞動(dòng)懲罰效應(yīng)的研究雖持續(xù)了數(shù)十年，但都聚焦于西方歐美國家，中國女性是否面臨同樣的問題呢？

目前有關(guān)國內(nèi)性別收入差距的研究多在“市場轉(zhuǎn)型”范式下進(jìn)行[4](PP 45-56，P 92)[5](PP 52-65)[6](PP 140-165)[7](PP 23-53)

[8](PP 88-111)，通過引入一系列勞動(dòng)力市場特征變量來探尋男女收入差距的成因，較少關(guān)注市場之外的其他因素如生育、家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別收入差距的作用。而國內(nèi)關(guān)于家務(wù)勞動(dòng)的研究中，由于家務(wù)勞動(dòng)長期被視為私人領(lǐng)域的私事，家務(wù)勞動(dòng)性別分工社會(huì)后果的量化研究也不多。如果能夠證明家務(wù)勞動(dòng)的投入會(huì)負(fù)向影響男女的收入獲得，那么從家務(wù)勞動(dòng)角度解釋男女之間的收入差距也必然是一個(gè)可行的研究思路?，F(xiàn)有性別收入差距的研究主要采取收入分解的方法，將收入差距的來源分解為男女稟賦差異和性別歧視。從研究結(jié)果來看，性別收入差距仍有相當(dāng)大一部分不能被男女在人力資本、職業(yè)/行業(yè)隔離等方面的差異所解釋，性別歧視的貢獻(xiàn)率始終較高[9](PP 735-756)[10](PP 51-63)[11](PP 51-57)。實(shí)際上性別歧視部分中有部分差距應(yīng)來自于尚未被測量到的兩性稟賦差異[12](PP 3143-3259)。對(duì)女性而言，生育以及隨之而來的養(yǎng)育子女意味著家事負(fù)擔(dān)的增加，養(yǎng)育子女所發(fā)生的勞動(dòng)實(shí)際是由一件件家務(wù)項(xiàng)目構(gòu)成。承擔(dān)大量家務(wù)勞動(dòng)所導(dǎo)致的時(shí)間精力消耗會(huì)減少勞動(dòng)者在工作中的投入。中國女性的收入究竟在多大程度上受到家務(wù)勞動(dòng)的影響？家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別收入差距的貢獻(xiàn)又有多大呢？

本文嘗試在收入方程中引入家務(wù)勞動(dòng)變量，關(guān)注并回答三個(gè)問題：(1)家務(wù)對(duì)勞動(dòng)收入存在懲罰效應(yīng)這一命題在中國是否成立，相對(duì)于歐美國家具有怎樣的獨(dú)特性？(2)如果家務(wù)勞動(dòng)與勞動(dòng)收入間的懲罰效應(yīng)成立，其懲罰效應(yīng)是否存在性別差異？(3)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別收入差距的解釋力如何？

二、影響機(jī)制與研究假設(shè)

目前絕大多數(shù)研究都采取在收入方程中加入家務(wù)勞動(dòng)變量的方法測量家務(wù)勞動(dòng)懲罰效應(yīng)的大小和性別差異。精力分配論、家務(wù)時(shí)點(diǎn)與彈性論、補(bǔ)償性工資差異論、信號(hào)論等理論觀點(diǎn)相互補(bǔ)充，從勞動(dòng)力供給方和需求方視角解釋了家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入的影響。

精力分配論的觀點(diǎn)。加里·斯坦利·貝克爾(Gary Stanley Becker)最先提出精力分配論的觀點(diǎn)解釋家務(wù)勞動(dòng)與收入間的關(guān)系[13](PP 533-558)。個(gè)體的時(shí)間和精力是有限的。在時(shí)間約束條件下，個(gè)體基于利益最大化的考慮，將有限的時(shí)間精力分配到不同的日?；顒?dòng)中。承擔(dān)大量家務(wù)勞動(dòng)所導(dǎo)致的時(shí)間精力消耗，必然會(huì)減少勞動(dòng)者在工作中的投入程度，阻礙人力資本的積累，導(dǎo)致收入降低[14](PP 157-160)。工作投入程度既包括在工作中投入的精力，也包括全天工作的專注程度，以及進(jìn)修、出差、下班后與同事客戶之間的聚會(huì)和社交活動(dòng)。由于家務(wù)負(fù)擔(dān)不同，具有相同人力資本和職業(yè)特征的個(gè)體在勞動(dòng)力市場中獲得不同的收入回報(bào)[15](PP 587-605)。相對(duì)于男性而言，女性尤其是已婚女性的低收入，是因?yàn)樗齻兂袚?dān)了主要的家務(wù)職責(zé)。在家務(wù)中投入的時(shí)間和精力降低了女性勞動(dòng)力市場中的經(jīng)濟(jì)回報(bào)[16](PP 199-224)。即便男女在過去曾經(jīng)積累了相同的人力資本，但他們在市場和非市場勞動(dòng)的時(shí)間分配上存有差異，有酬勞動(dòng)上男性投入的時(shí)間多于女性，女性在工作和家務(wù)上投入的總時(shí)間長于男性，雙重負(fù)擔(dān)所導(dǎo)致的身心疲勞使女性在勞動(dòng)力市場中表現(xiàn)出低勞動(dòng)效率[17](PP 120-125)，拉大了兩性收入的差距。

家務(wù)時(shí)點(diǎn)與彈性理論的解釋。時(shí)點(diǎn)與彈性理論為解釋家務(wù)與收入的關(guān)系提供了另外一條思路。除家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)長以外，家務(wù)勞動(dòng)發(fā)生的時(shí)點(diǎn)和類型同樣影響勞動(dòng)力市場報(bào)酬[18](P 27)。家務(wù)對(duì)收入的影響主要來自于發(fā)生在工作日的日常家務(wù)勞動(dòng)；與家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)長相比，家務(wù)勞動(dòng)類型和發(fā)生時(shí)點(diǎn)的影響更大[19](P 19)。日常家務(wù)勞動(dòng)幾乎沒有彈性。當(dāng)日常家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間與工作時(shí)間沖突時(shí)，勞動(dòng)者生產(chǎn)效率和收入會(huì)受到影響[1](PP 187-210)。尤其是家有嬰兒和孩童的家庭，諸如給孩子做飯、接送上學(xué)等家務(wù)甚至必須在固定時(shí)間完成，這意味著父母可能需要推遲上班或提早下班，家務(wù)與工作之間的沖突狀態(tài)不利于職業(yè)發(fā)展和收入提高。而非日常家務(wù)勞動(dòng)具有高度彈性和非重復(fù)性，相對(duì)簡單單一，可以放在晚上或周末做，對(duì)工作基本不具干擾性[20](PP 1134-1145)。

日常家務(wù)勞動(dòng)多由女性承擔(dān)，男性負(fù)責(zé)非日常家務(wù)勞動(dòng)。與男性相比，日常家務(wù)的例行性和定時(shí)性使女性日常安排缺少彈性，工作投入的時(shí)間和精力受限，職業(yè)發(fā)展?jié)摿^低，收入受影響[21](PP 159-178)。男性則因家務(wù)可推遲到非工作時(shí)間，不必陷入女性的沖突境地，無須面對(duì)額外的精力消耗，時(shí)間安排更為自由。家務(wù)勞動(dòng)的性別分化進(jìn)一步拉大了兩性收入差距。

補(bǔ)償性工資差異理論的解釋。補(bǔ)償性工資差異理論從工作和職業(yè)特征的角度解釋家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入的負(fù)向作用，家務(wù)勞動(dòng)及家務(wù)責(zé)任通過限制個(gè)體工作和職業(yè)的選擇而影響收入[2](PP 217-229)。由于工作條件和工作環(huán)境的不同，具有相同人力資本水平的勞動(dòng)者工資會(huì)有所區(qū)別[22](PP 55-91)。雇主在支付報(bào)酬時(shí)，不僅依據(jù)勞動(dòng)者的勞動(dòng)質(zhì)量與能力，還考慮勞動(dòng)者的工作和職業(yè)環(huán)境特征。對(duì)于條件艱苦、從業(yè)難度高、時(shí)間彈性低、可能造成健康損失的工作，由于勞動(dòng)者比沒有處于同樣位置的人付出更多的勞動(dòng)和更大的代價(jià)，雇主必須支付比正常工資水平更高的工資以補(bǔ)償不良工作環(huán)境和條件所帶來的不愉悅感，以吸引潛在的雇員；反之對(duì)于工作環(huán)境安全、從業(yè)難度低、時(shí)間彈性高、身心壓力小的工作，雇主則提供低工資以彌補(bǔ)良好工作環(huán)境給企業(yè)帶來的成本損失[21](PP 159-178)，雇員以低工資換取較好工作條件所帶來的收益。如果群體間存在工作選擇的系統(tǒng)性偏好差異，一個(gè)群體看重工作的貨幣回報(bào)，另一個(gè)看重工作的非貨幣效用，收入差距便會(huì)產(chǎn)生。

女性由于承擔(dān)主要的家務(wù)責(zé)任、花在家務(wù)上的時(shí)間遠(yuǎn)多于男性，特別是日常家務(wù)和照料子女使得時(shí)間調(diào)配不自由，往往傾向選擇市場工資相對(duì)較低但能夠提供較為彈性的工作時(shí)間、工作要求不高、無需投入大量精力、離家近且通勤時(shí)間較短的工作，甚至對(duì)勞動(dòng)力市場就業(yè)“缺少興趣”[16](PP 199-224)；而男性所承擔(dān)的家庭責(zé)任使得他們更偏好勞動(dòng)力市場中高風(fēng)險(xiǎn)、高工資的工作，注重工作的貨幣回報(bào)[23](PP 101-118)；進(jìn)而產(chǎn)生并拉大收入差距。

信號(hào)論的解釋。從勞動(dòng)力需求方來看，因承擔(dān)家務(wù)所引發(fā)的雇主性別歧視對(duì)性別收入差距也有直接影響[24](PP 623-637)。信號(hào)是勞動(dòng)者在勞動(dòng)力市場上釋放出的關(guān)于生產(chǎn)效率的信息。雇主會(huì)依據(jù)觀測到的信號(hào)評(píng)估雇員的能力，決定薪資報(bào)酬[25](PP 355-374)。長期離開工作崗位、難以承擔(dān)工作責(zé)任者不可能與專心投入工作者擁有相同的收入提升空間[26](PP 63-77)。由于社會(huì)普遍認(rèn)為女性承擔(dān)了主要家務(wù)責(zé)任，需花費(fèi)大量時(shí)間精力照顧家庭和小孩，因此釋放出工作效率較低、雇用成本較高、易離職、靠不住的不良信號(hào)，因此雇主偏向雇傭男性，不傾向招聘女性員工或?qū)⑴苑旁诓恢匾膷徫簧喜挥枭?，給予較低的薪水。

應(yīng)該說在理論層面，家務(wù)勞動(dòng)如何影響收入獲得并擴(kuò)大性別收入差距的路徑是非常清晰的。精力分配論、家務(wù)時(shí)點(diǎn)與彈性論從勞動(dòng)力供給方視角分析家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入及性別收入差距的作用機(jī)制。補(bǔ)償性工資差異理論則強(qiáng)調(diào)男女由于家務(wù)負(fù)擔(dān)不同而產(chǎn)生的勞動(dòng)力市場中結(jié)構(gòu)位置差異對(duì)性別收入差距的貢獻(xiàn)。信號(hào)論從勞動(dòng)力需求方視角探討家務(wù)勞動(dòng)所引發(fā)的市場歧視的影響。從現(xiàn)有的理論解釋來看，家務(wù)勞動(dòng)不僅減少了人們投入工作的時(shí)間與精力，降低其工作效率，直接影響到勞動(dòng)力市場中的收入獲得，還經(jīng)由人力資本、職位和工作的選擇、職業(yè)性別隔離、就業(yè)方式、市場性別歧視等路徑間接影響人們的勞動(dòng)報(bào)酬。

首先，承擔(dān)大量家務(wù)勞動(dòng)所帶來的工作投入度下降，尤其是為照顧子女所產(chǎn)生的就業(yè)遲滯或中斷影響到個(gè)體就業(yè)過程中人力資本的積累，導(dǎo)致勞動(dòng)力市場收入水平下降。

其次，承擔(dān)大量家務(wù)勞動(dòng)者，當(dāng)然主要是女性群體，不僅向雇主釋放出低工作質(zhì)量的不良信號(hào)，而且婦女為平衡家庭和工作，偏好選擇壓力小、責(zé)任輕、上下班便利的工作，因此其職位晉升的可能性小于男性，往往位于較低的職位層級(jí)，再加上女性承擔(dān)家務(wù)所引發(fā)的雇主統(tǒng)計(jì)歧視，以及弱于男性的人力資本積累，導(dǎo)致女性在勞動(dòng)力市場中的低收入和性別收入差距。

再次，女性家務(wù)負(fù)擔(dān)導(dǎo)致并加劇職業(yè)性別隔離，影響女性收入獲得，拉大兩性收入差距。為兼顧家庭需求，承擔(dān)大量家務(wù)責(zé)任的女性一般傾向進(jìn)入技術(shù)發(fā)展與變遷較慢的職業(yè)，因?yàn)檫@類職業(yè)與女性進(jìn)入勞動(dòng)力市場前所受專業(yè)訓(xùn)練的職業(yè)匹配度較高，對(duì)工作中斷的折舊成本較低，一些職業(yè)所需技能甚至可以在家庭事務(wù)中習(xí)得，不需要額外的培訓(xùn)和人力資本投資。而女性的過度集中導(dǎo)致工資被低估和人為壓低。

此外，受限于性別角色分工和家務(wù)負(fù)擔(dān)，一方面為照顧家庭，另一方面也因?yàn)橥度牍ぷ鞯木τ邢?，女性主?dòng)或被動(dòng)選擇非正規(guī)就業(yè)。非正規(guī)就業(yè)的條件雖然比不上正規(guī)就業(yè)，但卻可以保持個(gè)人工作時(shí)間和進(jìn)出勞動(dòng)力市場的彈性，能夠兼顧子女照顧和家務(wù)勞動(dòng)?；谘a(bǔ)償性工資差異論的觀點(diǎn)，女性接受低工資作為對(duì)雇主提供彈性就業(yè)的補(bǔ)償，性別收入差距由此擴(kuò)大。

最后，因承擔(dān)家務(wù)勞動(dòng)所產(chǎn)生的市場性別歧視降低女性收入水平，導(dǎo)致兩性收入差距。勞動(dòng)力供需雙方相互作用決定市場收入水平。勞動(dòng)者憑借自身人力資本，依托職業(yè)和職位獲得工作收入。女性的家庭責(zé)任形成并加劇了勞動(dòng)力市場中針對(duì)女性的職業(yè)和職位歧視，女性人力資本收益減少。作為對(duì)收益率下降的回應(yīng)，女性降低收益的回報(bào)預(yù)期，減少人力資本投資；最終不公平待遇所引發(fā)的前勞動(dòng)力市場歧視降低女性收入水平，拉大男女收入差距。

基于理論基礎(chǔ)和解釋框架，本文從研究目的出發(fā)構(gòu)建如下假設(shè)，并借助第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)予以驗(yàn)證。從國外研究成果來看，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入的負(fù)向影響關(guān)系是成立的，對(duì)已婚的尤其是家有子女勞動(dòng)者的影響尤為明顯。因此本文提出的第一個(gè)研究假設(shè)是：

假設(shè)1：在中國家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)者的勞動(dòng)收入具有負(fù)向懲罰效應(yīng)。

家務(wù)勞動(dòng)概念較為抽樣難以直接測得，為驗(yàn)證假設(shè)1是否成立，本研究將家務(wù)勞動(dòng)分為2個(gè)層次測量：家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)勞動(dòng)量，并建立假設(shè)1a、假設(shè)1b。

假設(shè)1a：已婚在業(yè)者的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間越長，勞動(dòng)收入越低。

假設(shè)1b：已婚在業(yè)者的家務(wù)勞動(dòng)量越大，勞動(dòng)收入越低。

如前所述，本文還希望了解在中國“家務(wù)-收入”懲罰效應(yīng)是否存在性別差異。在性別文化和家庭分工模式影響下，通常由女性承擔(dān)主要的家務(wù)責(zé)任，相比于男性，女性在家務(wù)上的投入會(huì)導(dǎo)致更大的收入損失。因此研究推斷認(rèn)為：

假設(shè)2：家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)者勞動(dòng)收入的影響存在性別差異，對(duì)女性影響大于男性。

假設(shè)2a：家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚在業(yè)者勞動(dòng)收入的影響存在性別差異，對(duì)女性影響大于男性。

假設(shè)2b：家務(wù)勞動(dòng)量對(duì)已婚在業(yè)者勞動(dòng)收入的影響存在性別差異，對(duì)女性影響大于男性。

假設(shè)3：已婚在業(yè)者家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)的性別差異導(dǎo)致性別收入差距，是兩性收入差距的重要影響因素。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

(一)數(shù)據(jù)

研究所用數(shù)據(jù)來自2010年第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查主問卷部分的資料。調(diào)查對(duì)象為家庭戶內(nèi)18-64歲的中國公民(不含港澳臺(tái))。本文研究對(duì)象為18-64歲從事非農(nóng)勞動(dòng)的已婚在業(yè)勞動(dòng)力人口*研究未將從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的已婚在業(yè)人口納入研究對(duì)象，原因在于問卷中未對(duì)這部分群體展開職業(yè)層級(jí)、勞動(dòng)力市場部門、工作投入程度等核心控制變量的測量，剔除這部分樣本有利于更好評(píng)估家務(wù)勞動(dòng)的懲罰效應(yīng)。此外，由于核心自變量中包括夫妻間家務(wù)分工情況、照料子女家務(wù)量，因此研究對(duì)象亦未包含未婚、離異、喪偶的勞動(dòng)力人口。。

(二)變量

因變量。本文的收入是指勞動(dòng)收入，即勞動(dòng)力市場中各類勞動(dòng)者通過勞動(dòng)獲得的報(bào)酬，包括個(gè)人工資性收入和經(jīng)營性收入。問卷詢問了調(diào)查對(duì)象年勞動(dòng)收入總額，研究用“年勞動(dòng)收入”指標(biāo)測量男女的收入水平，并將該變量的自然對(duì)數(shù)作為收入方程的因變量，簡稱“對(duì)數(shù)年收入”。

自變量。研究的核心自變量包括性別和家務(wù)勞動(dòng)。

(1)性別：以“男性”為參照組。

(2)家務(wù)勞動(dòng)：家務(wù)勞動(dòng)主要包括家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、家務(wù)勞動(dòng)量、夫妻家務(wù)勞動(dòng)分工、家務(wù)勞動(dòng)時(shí)點(diǎn)四個(gè)子變量。

家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間：第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查中的家務(wù)勞動(dòng)包括做飯、洗碗、家庭清掃、洗衣、照料家人、處理家庭其他事務(wù)等所有的家務(wù)活。問卷要求被訪者填寫調(diào)查前一天用于各項(xiàng)家務(wù)勞動(dòng)的總時(shí)間，計(jì)量單位為小時(shí)。

家務(wù)勞動(dòng)量：問卷詢問調(diào)查對(duì)象近1年來承擔(dān)做飯、洗碗、洗衣服/做衛(wèi)生、日常家庭采購、照料孩子生活、輔導(dǎo)孩子功課、照料老人、家庭日常維修、買煤/換煤氣/砍柴9項(xiàng)家務(wù)勞動(dòng)的頻率。為方便分析，研究將選項(xiàng)“從不”“很少”“約一半”“大部分”“全部”的賦值依次為0、1、2、3、4，并提取“日常家務(wù)勞動(dòng)量”“照料家務(wù)勞動(dòng)量”“非日常家務(wù)勞動(dòng)量”三個(gè)因子，方差貢獻(xiàn)率累計(jì)79.73%。為方便分析，研究將因子得分值轉(zhuǎn)換為取值范圍在1至100的指數(shù)，得分越高說明該類型的家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)越重。

夫妻家務(wù)勞動(dòng)分工：夫妻間家務(wù)勞動(dòng)分工方式分為“本人承擔(dān)更多家務(wù)”“配偶承擔(dān)更多家務(wù)”“差不多”(參照組)三類。

家務(wù)勞動(dòng)時(shí)點(diǎn)：被訪者所記錄的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間是發(fā)生在工作日還是休息日，以“休息日”為參照組。

控制變量。在參考已有的實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，研究引入人力資本變量、職業(yè)及工作特征變量、勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)變量以及其他變量作為模型的控制變量。

人力資本變量包括初始人力資本和勞動(dòng)力市場積累性人力資本。具體測量指標(biāo)包括教育年限、工齡、工齡平方、半年以上的工作中斷時(shí)長、技術(shù)專長、近三年來的進(jìn)修培訓(xùn)次數(shù)、年資。其中半年以上的工作中斷時(shí)長以年為單位，若調(diào)查對(duì)象無半年以上的工作中斷則取值為0。技術(shù)專長分為無職稱(參照組)、初級(jí)職稱、中級(jí)職稱、副高級(jí)及以上職稱四類。年資主要反映調(diào)查對(duì)象從事當(dāng)前這份工作的時(shí)間。

職位工作特征變量包括職位、工作投入程度、工作時(shí)間和通勤時(shí)間。職位分為普通員工/職工(參照組)、基層管理人員、中層管理人員、負(fù)責(zé)人/高層管理人員4類。工作投入程度主要測量調(diào)查對(duì)象面臨工作與家庭沖突時(shí)的優(yōu)先選擇，研究通過相關(guān)測量語句提取“工作投入程度”因子，因子得分越高，說明調(diào)查對(duì)象工作投入度越高*工作投入程度是用因子分子法計(jì)算綜合因子值，并將其轉(zhuǎn)換為取值范圍在1至100的指數(shù)。原始測量語句包括：“因?yàn)楣ぷ魈?，很少管家里的事”和“為了家庭而放棄個(gè)人的發(fā)展機(jī)會(huì)”。答案分為4個(gè)維度：從不、偶爾、有時(shí)、經(jīng)常。。工作時(shí)間和通勤時(shí)間則分別測量調(diào)查對(duì)象用于工作/勞動(dòng)的時(shí)間以及往返路途的時(shí)間，以小時(shí)為單位。

勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)變量包括職業(yè)性別隔離程度，部門分類，職業(yè)和行業(yè)類別。職業(yè)性別隔離程度以調(diào)查對(duì)象所在職業(yè)的女性比例作為操作化指標(biāo)，根據(jù)第六次人口普查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算得到，變量取值區(qū)間從0到1。第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查使用的是與“六普”職業(yè)小類編碼相一致的編碼體系；而“六普”統(tǒng)計(jì)了全國分性別、職業(yè)小類的在業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)量，將職業(yè)小類中女性勞動(dòng)力人數(shù)除以該職業(yè)在業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)便可得到該職業(yè)小類的女性勞動(dòng)力比例，并作為新變量合并到婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)文件中。第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查始于2010年12月，幾乎與“六普”同期，數(shù)據(jù)沒有滯后性，分析結(jié)果可靠有效。

部門分類測量調(diào)查對(duì)象所在的就業(yè)部門。研究將勞動(dòng)者所在就業(yè)部門分為公共部門(參照組)、國有/集體經(jīng)濟(jì)部門、私有經(jīng)濟(jì)部門、非正式勞動(dòng)力市場4個(gè)類別。職業(yè)類別包括各類負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員、辦事人員、商業(yè)服務(wù)業(yè)人員、生產(chǎn)運(yùn)輸工人(參照組)。問卷中行業(yè)分為20大類。由于本文研究對(duì)象是已婚非農(nóng)勞動(dòng)力人口，因此行業(yè)類別剔除“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”，再加上調(diào)查對(duì)象中無“國際組織”類就業(yè)人員，因此文中行業(yè)類別實(shí)際包含18類，以“采礦業(yè)”為參照組*文中行業(yè)類別共包括采礦業(yè)，制造業(yè)，水電氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)，交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科研和技術(shù)服務(wù)及地質(zhì)勘查業(yè)，水利環(huán)境及公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)，教育業(yè)，衛(wèi)生社保和社會(huì)福利業(yè)，文體娛樂業(yè)，公共管理和社會(huì)組織18類。。

其他控制變量包括居住地，中共黨員，所在地市場化程度，0-3歲低幼子女照顧情況。居住地以農(nóng)村為參照組(城鎮(zhèn)=1)。中共黨員主要測量調(diào)查對(duì)象政治資本，以“否”為參照組。所在地市場化程度以樊綱2009年中國各地市場化相對(duì)指數(shù)作為操作化指標(biāo)[27](PP 7-8)反映各地市場化進(jìn)程的差異，以控制市場化水平對(duì)收入及性別收入差距的影響。0-3歲低幼子女照顧是一個(gè)二分變量。經(jīng)濟(jì)學(xué)者將未滿3歲的幼兒視為時(shí)間密集式產(chǎn)品；照顧低幼兒童會(huì)占用照顧者大部分的時(shí)間[28](PP 379-450)，減少其投入工作、學(xué)習(xí)等其他活動(dòng)的時(shí)間，長遠(yuǎn)來看對(duì)在職者收入獲得有不利影響。問卷直接詢問家中孩子3歲前白天是否由本人親自照顧，以“否”為參照組；已婚未育者該變量取值為否。

(三)方法

研究使用的統(tǒng)計(jì)方法主要是多元線性回歸，并在回歸基礎(chǔ)上對(duì)性別收入差距展開基于均值的Neumark分解。

LnY=α+βHWi+γHRi+δJOBi+λSTi+ρELSEi+εi

(1)

LnY表示對(duì)數(shù)年收入。模型中主要包括五組變量，HWi是核心的家務(wù)勞動(dòng)變量，HRi是一組人力資本變量；JOBi是職位工作特征類變量；STi是一系列勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)類變量；ELSEi表示其他控制變量。β、γ、δ、λ和ρ表示相應(yīng)解釋變量的回歸系數(shù)。為驗(yàn)證家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)者勞動(dòng)收入影響存在性別差異的假設(shè)，研究還以性別作為分層變量，對(duì)已婚男女分別構(gòu)建OLS模型。

Neumark分解是在傳統(tǒng)Oaxaca-Blinder分解基礎(chǔ)上所做的改進(jìn)分解，以全樣本模型中的系數(shù)矩陣*作為無歧視狀態(tài)下的收入結(jié)構(gòu)來分析性別收入差距來源。分解思路與傳統(tǒng)Oaxaca-Blinder分解一致，將不同群組的收入差異分解為可解釋和不可解釋部分?？山忉尣糠謱儆谌航M間稟賦差異導(dǎo)致的收入差異；不可解釋部分是由群組間回歸參數(shù)不同而產(chǎn)生的收入差異，即系數(shù)差異，通常被歸為性別歧視。具體分解公式為：

(2)

四、結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1顯示了“家務(wù)-收入”方程中核心變量的特征。不僅已婚在業(yè)女性的年勞動(dòng)收入低于已婚在業(yè)男性；而且與已婚在業(yè)男性相比，無論是在人力資本的持續(xù)積累上、還是在職業(yè)分布、職位分布以及家務(wù)勞動(dòng)的承擔(dān)上，已婚在業(yè)女性均處于弱勢地位：其家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、日常家務(wù)勞動(dòng)量和工作中斷的時(shí)間更長，承擔(dān)家務(wù)的比例和所在職業(yè)中女性的比例更高，在子女3歲前由自己親自照顧的比例也更大，同時(shí)已婚在業(yè)女性的工齡和年資更短，投入工作的時(shí)間相對(duì)更少，擁有各級(jí)職稱的比例、擔(dān)任各級(jí)管理層和共產(chǎn)黨員的比例低于已婚在業(yè)男性。值得注意的是，和已婚在業(yè)男性相比，已婚在業(yè)女性教育年限更長，進(jìn)修培訓(xùn)次數(shù)更多，工作投入程度更高，但這些優(yōu)勢并未轉(zhuǎn)為收入回報(bào)上的優(yōu)勢。從數(shù)據(jù)上看，兩性收入差距與兩性在眾多潛在影響因素上分布的不均衡似乎有著直接的關(guān)系，這種聯(lián)系是否成立將在回歸分析中展開驗(yàn)證。

表1 收入方程變量的樣本特征

注1：表中的*號(hào)用于標(biāo)注相關(guān)變量性別差異的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果，標(biāo)星號(hào)的變量存在顯著性別差異。***p<0.001、**p<0.01、*p<0.05、△p<0.1未標(biāo)注*說明該變量不存在性別差異，下同。

注2：篇幅所限，表1未報(bào)告所有變量的樣本特征。

(二)OLS結(jié)果：家務(wù)勞動(dòng)對(duì)勞動(dòng)收入的影響

表2是以對(duì)數(shù)年收入為因變量的OLS模型回歸分析結(jié)果。全樣本模型中，在控制了其他變量后，性別對(duì)收入影響依舊顯著，已婚女性的年均勞動(dòng)收入比已婚男性低9.1%。

與理論預(yù)期一致，在控制人力資本、職位工作特征、勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)等變量后，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)收入的影響依然顯著。全樣本模型中，日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間增加1小時(shí)，已婚在業(yè)人口的年均勞動(dòng)收入降低3.8%。家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)收入的影響在分性別樣本中得到穩(wěn)健一致的結(jié)果，日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間增加1小時(shí)，已婚在業(yè)男性的年勞動(dòng)收入平均下降3.1%，已婚在業(yè)女性下降3.8%，假設(shè)1a得到證實(shí)。性別對(duì)比顯示雖然家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性的影響力略大于男性，但這種差距并不顯著，假設(shè)2a未得到證實(shí)，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間與性別不具有交互效應(yīng)。

家務(wù)勞動(dòng)量的影響方面，個(gè)體的日常家務(wù)勞動(dòng)、對(duì)子女和老人的照料以及非日常家務(wù)勞動(dòng)投入均對(duì)勞動(dòng)收入獲得具有懲罰效應(yīng)。分性別的子樣本中，日常家務(wù)勞動(dòng)量和照料家務(wù)勞動(dòng)量的影響依然穩(wěn)健，非日常家務(wù)勞動(dòng)量的影響僅在男性樣本中顯著。男女回歸系數(shù)的等值性檢驗(yàn)顯示日常家務(wù)勞動(dòng)量和照料家務(wù)勞動(dòng)量對(duì)已婚男女的影響不存在性別差異；非日常家務(wù)勞動(dòng)量對(duì)已婚男性勞動(dòng)力市場收入的影響大于已婚女性，這主要是因?yàn)橹伢w力活等非日常家務(wù)勞動(dòng)主要是由男性承擔(dān)。假設(shè)1b得到證實(shí)，假設(shè)2b未獲得完全的數(shù)據(jù)支持。

夫妻家務(wù)分工的影響上，承擔(dān)較多家務(wù)對(duì)勞動(dòng)收入有負(fù)向作用且影響存在性別差異，夫妻間相對(duì)家務(wù)量的多少只影響已婚女性的收入。本人承擔(dān)家務(wù)更多者比夫妻共同承擔(dān)家務(wù)者的年均勞動(dòng)收入低5.4%。家務(wù)勞動(dòng)時(shí)點(diǎn)的影響上，工作日家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚男女收入的影響大于休息日。控制其他變量后，所記錄家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間發(fā)生在工作日的已婚在業(yè)人口年均勞動(dòng)收入較參照組低13.2%。家務(wù)勞動(dòng)時(shí)點(diǎn)的影響主要針對(duì)已婚女性，所記錄的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間發(fā)生在工作日的已婚女性年均收入較參照組低20.6%。

控制變量上，人力資本類變量的作用與理論預(yù)期一致，無論是全樣本模型還是分性別模型，人力資本均對(duì)勞動(dòng)力市場收入具有顯著正效應(yīng)，受教育年限的增加、技術(shù)職稱的晉升、進(jìn)修培訓(xùn)、年資的增長、工作中斷時(shí)間的減少均有利于已婚男女勞動(dòng)收入的增長；工齡的影響呈倒U形，其對(duì)已婚勞動(dòng)力收入的效應(yīng)隨工齡的增長而先增大后減小，已婚男性和已婚女性的拐點(diǎn)分別在11.85年和13.77年。職位工作特征類變量中，職位的晉升能夠帶來勞動(dòng)力市場收入的顯著增加；工作時(shí)間和上下班通勤時(shí)間的延長對(duì)已婚群體、主要是已婚女性勞動(dòng)力的收入提高有顯著正向作用，家務(wù)勞動(dòng)經(jīng)由收入補(bǔ)償機(jī)制影響收入獲得在已婚女性群體中得到部分的證實(shí)。勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)類變量中，與理論預(yù)期相一致，所在職業(yè)的女性比例對(duì)已婚勞動(dòng)力，主要是對(duì)已婚女性的收入有負(fù)向作用；國有/集體經(jīng)濟(jì)部門的勞動(dòng)收入低于公共部門，非正式勞動(dòng)力市場就業(yè)的已婚男性收入高于公共部門。其他控制變量中，居住在城市、所在地較高的市場化水平與已婚男女勞動(dòng)收入正相關(guān)，中共黨員身份有助于已婚男性收入的提高，對(duì)已婚女性作用不顯著；而子女3歲前由本人親自照顧主要對(duì)已婚女性勞動(dòng)收入有負(fù)向作用，對(duì)已婚男性作用不顯著。

OLS模型雖然顯示存在家務(wù)勞動(dòng)的收入懲罰效應(yīng)，但家務(wù)勞動(dòng)與勞動(dòng)力市場收入之間可能互為因果，模型存在內(nèi)生性問題。由于做家務(wù)的機(jī)會(huì)成本過高，高收入人群會(huì)傾向選擇購買市場化服務(wù)減少自身在家務(wù)勞動(dòng)方面的時(shí)間精力投入。對(duì)于解釋變量與因變量互為因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性，通常采用引入工具變量建立2SLS模型的方式予以修正。從理論和實(shí)證成果來看，家務(wù)對(duì)收入的影響主要源于日常家務(wù)勞動(dòng)，具體反映在日常家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的長短上，“家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”和“日常家務(wù)勞動(dòng)量”2個(gè)變量可能與因變量互為因果。因此研究選取子女?dāng)?shù)量、家庭人口規(guī)模、性別觀念得分*研究選取問卷中5個(gè)涉及性別角色意識(shí)的問題評(píng)估性別觀念，包括：男人應(yīng)該以社會(huì)為主，女人應(yīng)該以家庭為主；掙錢養(yǎng)家主要是男人的事情；丈夫的發(fā)展比妻子的發(fā)展更重要；男人也應(yīng)該主動(dòng)承擔(dān)家務(wù)；干得好不如嫁得好”。研究生成“性別觀念得分”因子評(píng)估個(gè)體性別觀念，因子得分越高個(gè)體性別觀念越現(xiàn)代。5個(gè)問題的Cronbach’s Alpha值0.674。、“學(xué)習(xí)/休閑/睡覺”活動(dòng)時(shí)長四個(gè)變量作為工具變量，通過Hausman檢驗(yàn)判斷其內(nèi)生性是否存在。表2弱工具變量檢驗(yàn)和過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果顯示所選工具變量是有效的，模型不存在過度識(shí)別問題，工具變量與擾動(dòng)項(xiàng)無關(guān)。Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯然無法拒絕“所有解釋變量均為外生變量”的假設(shè)，模型不存在反向因果路徑，數(shù)據(jù)適合用OLS模型分析，其結(jié)果穩(wěn)健有效。

表2 家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入的影響(OLS模型)

本人承擔(dān)更多家務(wù)-0.055*(0.024)0.009(0.043)-0.092**(0.028)0.101△ 配偶承擔(dān)更多家務(wù)-0.029(0.022)0.016(0.026)-0.125**(0.046)0.141*家務(wù)勞動(dòng)時(shí)點(diǎn)(休息日=0)-0.141***(0.034)-0.072(0.046)-0.231***(0.048)0.159*人力資本變量教育年限0.038***(0.003)0.036***(0.005)0.039***(0.005)-0.003工齡(年)0.013***(0.003)0.011*(0.004)0.012*(0.005)-0.001工齡平方-0.0005**(0.00007)-0.0005***(0.00001)-0.0004***(0.0001)-0.0001工作中斷時(shí)間(年)-0.054***(0.005)-0.071***(0.009)-0.037***(0.007)-0.034△技術(shù)專長(無職稱=0): 初級(jí)職稱0.078***(0.022)0.050△(0.028)0.140***(0.034)-0.090△ 中級(jí)職稱0.157***(0.033)0.145**(0.044)0.198***(0.050)-0.053 副高級(jí)及以上職稱0.356***(0.056)0.299***(0.068)0.525***(0.101)-0.226△進(jìn)修培訓(xùn)次數(shù)0.015***(0.004)0.013*(0.005)0.014*(0.006)-0.001年資(年)0.011***(0.001)0.010***(0.001)0.014***(0.002)-0.004△職位工作特征變量職位(普通員工/職工=0): 基層管理人員0.133***(0.026)0.123***(0.035)0.160***(0.039)-0.037 中層管理人員0.318***(0.035)0.243***(0.045)0.430***(0.055)-0.187* 負(fù)責(zé)人/高層管理人員0.492***(0.035)0.514***(0.045)0.394***(0.058)0.120工作投入程度0.0002(0.0003)0.001(0.0004)-0.0004(0.0005)0.0014工作時(shí)間(小時(shí))0.006△(0.004)-0.002(0.005)0.020***(0.005)-0.022*通勤時(shí)間(小時(shí))0.019△(0.011)0.003(0.014)0.033△(0.019)-0.030勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)變量職業(yè)性別隔離程度-0.174**(0.052)-0.116(0.075)-0.327***(0.077)0.211△勞動(dòng)力市場部門(公共部門=0): 國有/集體經(jīng)濟(jì)部門-0.125***(0.032)-0.104*(0.043)-0.130**(0.048)0.026 私有經(jīng)濟(jì)部門-0.038(0.032)-0.013(0.042)-0.070(0.047)0.057 非正式勞動(dòng)力市場0.070*(0.033)0.106*(0.044)0.036(0.050)0.079職業(yè)類別(生產(chǎn)運(yùn)輸工人=0): 各類負(fù)責(zé)人0.250***(0.039)0.286***(0.049)0.182**(0.069)0.104 專業(yè)技術(shù)人員0.184***(0.033)0.137**(0.044)0.291***(0.054)-0.154* 辦事人員0.142***(0.030)0.107**(0.038)0.232***(0.054)-0.125 商業(yè)服務(wù)業(yè)人員-0.019(0.028)-0.009(0.038)0.030(0.047)-0.039行業(yè)類別(控制)其他控制變量居住地(農(nóng)村=0)0.144***(0.019)0.164***(0.025)0.099**(0.031)0.065中共黨員(否=0)0.057**(0.020)0.082**(0.026)0.016(0.032)0.066所在地市場化程度0.084***(0.004)0.092***(0.005)0.073***(0.006)0.019*子女3歲前本人親自照顧(否=0)-0.117***(0.021)-0.045(0.039)-0.133***(0.025)0.088△常數(shù)9.135***(0.100)9.059***(0.130)9.161***(0.173)-0.102弱工具變量檢驗(yàn)(第一階段F)

家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間23.38***22.70***11.26*** 日常家務(wù)勞動(dòng)量30.04***31.92***12.20***過度識(shí)別檢驗(yàn)(p)0.1320.0540.063Hausman檢驗(yàn) χ226.74(df=52)11.67(df=51)18.72(df=51) p0.9981.0001.000n733743912946R20.3630.3060.398F81.28839.01139.255

注：回歸系數(shù)的性別差異值d=男性回歸方程系數(shù)-女性回歸方程系數(shù)。括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)“家務(wù)-收入”的門檻效應(yīng)

家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)勞動(dòng)收入的影響是否存在從量變到質(zhì)變的過程，具有門檻效應(yīng)呢？這里所談的門檻效應(yīng)是指少量的家務(wù)不足以對(duì)正常工作造成困擾，只有當(dāng)家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間累積到一定量時(shí)，才會(huì)影響收入獲得。表2顯示家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚在業(yè)男女收入獲得具有相似的影響，這與人們在現(xiàn)實(shí)生活中的經(jīng)驗(yàn)感知似乎有所偏差。研究嘗試用門檻效應(yīng)解釋研究結(jié)論與日常經(jīng)驗(yàn)間的差異。

在參考樣本中已婚在業(yè)男女平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的基礎(chǔ)上，研究將家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間分為6檔：0小時(shí)(參照組)、0.5小時(shí)以內(nèi)、0.5-1小時(shí)，1-1.5小時(shí)、1.5-2小時(shí)、2小時(shí)以上，以虛擬變量的形式分別帶入兩性收入方程，結(jié)果發(fā)現(xiàn)已婚在業(yè)男性每天1小時(shí)以上以及已婚在業(yè)女性每天1.5小時(shí)以上的家務(wù)勞動(dòng)才對(duì)其收入有顯著負(fù)作用，甚至對(duì)男性影響大于女性(各自的臨界點(diǎn)上男性年勞動(dòng)收入降低10.2%，女性降低9.7%)。樣本中60.3%的已婚在業(yè)女性每天家務(wù)勞動(dòng)超過1.5小時(shí)，2小時(shí)以上的比例達(dá)59.4%；已婚在業(yè)男性每日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間超過1小時(shí)的為41.9%。已婚在業(yè)男性小于臨界點(diǎn)的短時(shí)間家務(wù)勞動(dòng)和已婚女性在家務(wù)上超臨界值的時(shí)間投入使得現(xiàn)實(shí)生活中家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚男性收入所造成的影響遠(yuǎn)不及已婚女性(見表3)。

表3 “家務(wù)-收入”的門檻效應(yīng)(分性別)

注：模型中其他變量見表2，因與本表討論主題無關(guān)，此處未報(bào)告其他變量的回歸系數(shù)值以及模型擬合度。

(四)性別收入差距的分解

研究運(yùn)用Neumark分解進(jìn)一步分析家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別收入差距的作用。性別收入差距分解結(jié)果顯示，引入家務(wù)勞動(dòng)相關(guān)變量大幅提高了性別收入差距中可解釋部分所占比重，稟賦差異的貢獻(xiàn)率達(dá)71.6%，已婚在業(yè)男女的稟賦差異而非性別歧視是性別收入差距的主因(見表4)。

表4 已婚在業(yè)群體性別收入差距的Neumark分解結(jié)果

注：可解釋部分變量貢獻(xiàn)率計(jì)算以稟賦差異為分母；不可解釋部分貢獻(xiàn)率計(jì)算以系數(shù)差異為分母。

從表4還可以看出，稟賦差異部分，在引入家務(wù)勞動(dòng)類變量后，人力資本類、職位工作類、勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)類以及其他類控制變量的貢獻(xiàn)率均有較大幅度下降；家務(wù)勞動(dòng)類變量累計(jì)解釋了43.8%的收入差距，家務(wù)勞動(dòng)的性別差異是已婚在業(yè)男女性別收入差距的主因，假設(shè)3得到證實(shí)。系數(shù)差異部分，家務(wù)勞動(dòng)和其他控制變量(主要是“子女3歲前本人是否親自照顧”)是性別歧視的最主要來源。性別歧視的引致因素中，家務(wù)勞動(dòng)類變量的貢獻(xiàn)率為170.8%，這也間接支持了“信號(hào)論”的觀點(diǎn)，因承擔(dān)家務(wù)所引發(fā)的性別歧視對(duì)性別收入差距有著直接的影響。人力資本變量和職位工作特征變量的系數(shù)為負(fù)，意味著已婚在業(yè)女性的人力資本收益率和職位工作收益率高于已婚在業(yè)男性，相關(guān)變量有助于縮小性別收入差距。勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)類變量的系數(shù)差異為正，說明在勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)分布上存在對(duì)已婚在業(yè)女性的性別歧視，但其對(duì)系數(shù)差異的貢獻(xiàn)度小于其他變量。值得注意的是，家務(wù)勞動(dòng)所導(dǎo)致的性別收入差距中60.9%來自系數(shù)差異的貢獻(xiàn)，39.1%源于稟賦差異，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)兩性收入差距的影響更多是通過性別歧視起作用。

五、結(jié)論與討論

本文通過第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，針對(duì)已婚在業(yè)群體討論了家務(wù)勞動(dòng)的收入懲罰效應(yīng)，懲罰效應(yīng)的性別差異及其對(duì)性別收入差距的作用，數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持了大部分的研究假設(shè)。主要研究結(jié)論如下：

(一)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)人口的勞動(dòng)收入具有懲罰效應(yīng)和門檻效應(yīng)，部分家務(wù)勞動(dòng)因素的影響力存在性別差異。家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚在業(yè)人口的勞動(dòng)收入的影響是一個(gè)從量變到質(zhì)變的過程。家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、日常家務(wù)量和照料家務(wù)勞動(dòng)量對(duì)已婚在業(yè)男女具有相似的懲罰效力；但非日常家務(wù)勞動(dòng)量、夫妻家務(wù)分工方式以及家務(wù)發(fā)生時(shí)點(diǎn)對(duì)收入獲得的影響存在性別差異。

將本文的研究結(jié)果與國外同類群體的研究結(jié)果進(jìn)行對(duì)比顯示，中國家務(wù)勞動(dòng)對(duì)收入的影響與歐美國家相似但又存在差異性。相似之處在于中國家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚者的勞動(dòng)力市場收入同樣具有負(fù)向懲罰效應(yīng)。差異性或者獨(dú)特性的一面在于中國影響已婚群體收入獲得的家務(wù)勞動(dòng)因素，主要是家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，其負(fù)向影響并不存在性別差異，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚在業(yè)男女的收入懲罰效應(yīng)具有相似性。由于國內(nèi)已婚在業(yè)男性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間較短，短到未達(dá)到影響收入獲得的門檻時(shí)間，因而現(xiàn)實(shí)中家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚男性收入獲得的影響遠(yuǎn)沒有已婚女性大。而國外多數(shù)研究顯示家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)已婚女性的收入懲罰效應(yīng)更強(qiáng)[21](PP 159-178)[29](PP 224-241)，甚至家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚男性無顯著影響[30](PP 229-249)[31](PP 746-759)。

研究結(jié)論驗(yàn)證了開篇之初提出的觀點(diǎn)，家務(wù)勞動(dòng)性別分工的影響不僅僅局限在家庭這一私人領(lǐng)域內(nèi)部，同時(shí)也具有社會(huì)性的一面，私人領(lǐng)域的性別分工形塑著公共領(lǐng)域的性別分層。已婚女性“工作-家庭”雙重負(fù)擔(dān)的影響不僅僅表現(xiàn)為女性家務(wù)時(shí)間的延長，休閑時(shí)間的被擠占，以及總體勞動(dòng)時(shí)間的增加；更反映在女性就業(yè)競爭力的降低和就業(yè)質(zhì)量的下降，以及隨之而來的兩性經(jīng)濟(jì)不平等的加劇。家務(wù)勞動(dòng)不均衡、不平等的性別分工束縛了已婚女性在勞動(dòng)力市場上的表現(xiàn)。即便女性可以擺脫家務(wù)的束縛，源于傳統(tǒng)性別文化的、由家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)引發(fā)的性別歧視仍對(duì)女性收入有著直接的負(fù)面影響。

(二)已婚在業(yè)男女的收入差距源于男女稟賦差異，家務(wù)勞動(dòng)的性別差異是收入差距的主因。當(dāng)已婚在業(yè)男女具有相同的家務(wù)負(fù)擔(dān)時(shí)男性的收益回報(bào)率遠(yuǎn)高于女性，家務(wù)對(duì)性別收入差距的影響更多通過性別歧視起作用。從結(jié)論出發(fā)研究推斷認(rèn)為，隨著“全面二孩”政策的實(shí)施和女性生育二孩情況的增多，若政府不調(diào)整完善現(xiàn)有的社會(huì)服務(wù)體系，不考慮出臺(tái)系列政策將部分家務(wù)勞動(dòng)以家庭可接受的價(jià)格和質(zhì)量重新社會(huì)化，未來兩性收入差距將持續(xù)擴(kuò)大。

“全面二孩”時(shí)代，撫養(yǎng)二孩的職責(zé)仍主要由母親承擔(dān)，同時(shí)養(yǎng)育兩個(gè)孩子帶來女性家務(wù)投入、精力消耗和撫養(yǎng)壓力的倍增。當(dāng)已婚女性面臨職業(yè)、母親與配偶的多重角色沖突時(shí)，女性的就業(yè)軌跡是有所分化的。擁有充足的家庭外力支持的女性在經(jīng)歷了產(chǎn)假的短暫職業(yè)中斷后能迅速返回原有就業(yè)崗位。人力資本等影響收入獲得的生產(chǎn)力特征因素相對(duì)于生育子女前改變不大，家務(wù)對(duì)就業(yè)的沖擊雖有但有限。但根深蒂固的性別刻板印象所產(chǎn)生的母職身份的歧視對(duì)其收入的影響較大。性別歧視對(duì)收入獲得和性別收入差距的作用具有雙重疊加性。不僅性別歧視本身不利于女性的收入獲得，由性別歧視引發(fā)的已婚男女稟賦差異的擴(kuò)大對(duì)在業(yè)女性而言更是雪上加霜。雇主對(duì)女性低工作效率的預(yù)估使其不傾向、尤其在高薪重要崗位上不招聘已婚已育女性，已婚女性向收入較高的男性職業(yè)流動(dòng)的可能性低于男性，升職的機(jī)會(huì)少于男性，累積性人力資本的增幅亦小于男性；稟賦差異的擴(kuò)大進(jìn)一步拉大兩性收入差距。而且這部分女性的家庭外力支撐通常來自本人及配偶的父母，當(dāng)然也有少部分雇用全職保姆照料幼年子女，這類外力支援不具有長期穩(wěn)定性，難以貫穿女性完整的職業(yè)生涯。不僅一般工薪家庭無法負(fù)擔(dān)長期雇用全職保姆的費(fèi)用，而且父母也會(huì)年老成為被照顧的對(duì)象。通常在幼兒入學(xué)、家事負(fù)擔(dān)有所減輕后，來自家庭外部的支撐會(huì)逐漸退出，由夫妻雙方、當(dāng)然主要是妻子負(fù)責(zé)家事。增多的家務(wù)勞動(dòng)和增長的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間擴(kuò)大了已婚已育男女的稟賦差異，持續(xù)性就業(yè)的女性陷入與同等條件男性相比收入差距拉大的窘境。

對(duì)于家庭外力支撐有限、無法有效化解角色沖突的女性而言，綜合考慮家庭經(jīng)濟(jì)條件和家庭需求，作為家務(wù)主要承擔(dān)者的女性或是永久退出勞動(dòng)力市場；或是經(jīng)歷職業(yè)中斷后重返勞動(dòng)力市場就業(yè)。事實(shí)上，由于職業(yè)的中斷，很多女性難以重返之前的崗位和職位，或選擇接受一份收入相對(duì)較低但能照顧家庭的工作，或選擇進(jìn)入時(shí)間彈性相對(duì)較大的非正式勞動(dòng)力市場就業(yè)。受家務(wù)勞動(dòng)懲罰效應(yīng)和性別歧視疊加效應(yīng)的多重?cái)D壓，在現(xiàn)有政策體系下，其中任何一種選擇都會(huì)導(dǎo)致女性在收入獲得、福利保障以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等方面拉大與男性的差距。

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責(zé)任編輯：玉靜

TheInfluenceofHouseworkonGenderPayGapsBasedonthe3rdNationalSurveyoftheStatusofChineseWomen

XIAO Jie

(DepartmentofSocialWorkandAdministration，NanjingTechUniversity，Nanjing211816,JiangsuProvince，China)

housework; married workforces; gender pay gap; survey on the status of women

Drawing upon the 3rdNational Survey of the Status of Chinese Women in 2010，the paper analyzes the effects of housework on labor income，and discusses the gender based differences in the impact of housework on labor income.The paper also tries to measure the influence of housework，human capital，and gender based discrimination on gender pay gaps according to the decomposing results of Neumark decomposition.The results show that housework negatively affects labor income and has a threshold effect.Housework time，daily housework and caring work have similar penalty effects for married men and women.Non-daily housework，division of household labor，and the timing of housework have different influence on married men and women in the workforce.On average，the gender pay gap of married men and women arises from endowment effect，and gender-based differences in housework are the main source of gender pay gap.Housework influences the gender pay gap more by way of gender-based discrimination.

肖潔(1979-)，女，南京工業(yè)大學(xué)社會(huì)工作與管理系副教授。研究方向：家庭社會(huì)學(xué)。

本文為國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“我國生育政策調(diào)整帶來的新社會(huì)問題研究”(項(xiàng)目編號(hào)：14ZDB150)、國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“計(jì)劃生育政策調(diào)整的社會(huì)影響研究”(項(xiàng)目編號(hào)：14ASH013)、江蘇省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“生育政策調(diào)整對(duì)江蘇女性經(jīng)濟(jì)地位的影響研究”(項(xiàng)目編號(hào)：17SHB007)、江蘇省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目“‘全面二孩’政策對(duì)婦女經(jīng)濟(jì)地位的影響研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2017SJB0194)的階段性成果。本文得到全國婦聯(lián)和國家統(tǒng)計(jì)局第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查的數(shù)據(jù)支持，在此表示感謝！

C913.68

A

1004-2563(2017)06-0072-13