劉寧寧

(中南大學(xué)公共管理學(xué)院，湖南長沙 410083)

隨著現(xiàn)代社會的快速發(fā)展，時間成為一種稀缺資源。這種資源體現(xiàn)為一種形式上的人人平等(每人每天均有24小時)，但在有限時間內(nèi)的時間利用差異則體現(xiàn)了日常生活中個人的自主選擇能力與所享有的社會地位、社會福祉的差異。時間利用受個體自由發(fā)展能力與意愿的影響。個體自由發(fā)展能力受個人的資源稟賦、客觀資源制約。個體自由發(fā)展意愿不僅是個人的自由選擇和主觀意志，而且受社會文化的影響，包含文化預(yù)設(shè)的結(jié)果。因此，時間利用隱含著個體的資源獲取能力與主觀認(rèn)同方式。時間成為一種分層變量，與財富變量結(jié)合成為階層劃分的依據(jù)[1]，是個人社會地位的重要表征。個人為維持生存與生活或提升生活質(zhì)量，需要將時間分配給獲取經(jīng)濟(jì)資源的生產(chǎn)勞動、實現(xiàn)個人再生產(chǎn)的家務(wù)勞動與表征生活方式的休閑活動。而家庭作為生活和生產(chǎn)的重要單位，家庭內(nèi)部成員為實現(xiàn)勞動生產(chǎn)與個人再生產(chǎn)進(jìn)行了性別勞動分工，男性與女性在家庭內(nèi)部面臨不同的工作選擇從而影響到其時間利用差異。這種時間利用的差異成為衡量社會性別平等程度的重要指標(biāo)之一[2]。

一、理論回顧與研究假設(shè)

(一)相對資源、比較優(yōu)勢與兩性時間利用差異

兩性時間支配差異涉及經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間與休閑時間的差異，體現(xiàn)了兩性的勞動分工差異與權(quán)力關(guān)系，時間支配狀況成為兩性社會地位的重要表征。

相對資源理論強調(diào)兩性勞動分工的依據(jù)是兩性權(quán)力關(guān)系與相對資源擁有狀況[3]。社會地位的獲取依據(jù)人們對客觀資源的占有狀況，個人稟賦成為人們獲取權(quán)力的重要依據(jù)。在家庭這一社會基本單位中，資源占有的差異導(dǎo)致家庭內(nèi)部男女地位的差異，占有更高社會地位與更多經(jīng)濟(jì)資源的一方擁有更高的顯在能力、潛在能力與協(xié)商能力[4-5]，依據(jù)能力、運用權(quán)力來優(yōu)先選取勞動內(nèi)容并規(guī)避家務(wù)勞動。

比較優(yōu)勢理論強調(diào)家庭分工是基于理性的決策、效率最大化的行動[3]、經(jīng)濟(jì)效率的兩性分工[6]和個體理性的選擇[7]。家庭按照比較優(yōu)勢進(jìn)行以性別為基礎(chǔ)的分工[7]，遵循市場經(jīng)濟(jì)下的經(jīng)濟(jì)人理性，而個人稟賦的差異導(dǎo)致個體市場競爭能力的差異。參與市場活動的個體基于經(jīng)濟(jì)理性追求利益最大化，從而使市場競爭力較高的一方更多地投入到經(jīng)濟(jì)勞動中，進(jìn)行公共領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)勞動，而市場競爭力較低的一方將更多時間投入到家務(wù)勞動中，進(jìn)行私人生活領(lǐng)域的再生產(chǎn)勞動。由此，本研究提出假設(shè)1。

假設(shè)1：資源的擁有狀況影響兩性的時間支配狀況。

假設(shè)1.1：相對資源的擁有狀況影響兩性的時間支配狀況，擁有較多相對資源的一方選擇規(guī)避家務(wù)勞動，從而增加經(jīng)濟(jì)勞動時間與休閑時間。

假設(shè)1.2：絕對資源的擁有狀況影響兩性的時間支配狀況，擁有較多絕對資源的一方選擇規(guī)避家務(wù)勞動，從而增加經(jīng)濟(jì)勞動時間與休閑時間。

勞動分工作為一種性別形象與性別氣質(zhì)的建構(gòu)方式，具有維持性別認(rèn)同與展示性別身份的重要功能，不僅在時間分配上起到性別形象的建構(gòu)與補償作用，還對其他領(lǐng)域偏離性別形象具有補償作用[8]。家務(wù)勞動具有符號象征意義[3]，女性在家務(wù)勞動中實踐自己的性別意識，并期望通過這種具有社會性別意義的活動塑造自身的女性氣質(zhì)以符合大眾傳遞的性別規(guī)范與性別角色期待。這具體表現(xiàn)為當(dāng)家庭中男性的經(jīng)濟(jì)地位低于女性而偏離社會塑造的男性形象時，將使其選擇更少的家務(wù)活動來補償自己在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域男性氣質(zhì)的缺失。由此導(dǎo)致隨著兩性雙方經(jīng)濟(jì)依賴度的降低，女性對于家務(wù)勞動的時間耗費呈U型曲線趨勢，而男性對于家務(wù)勞動時間的耗費則呈倒U型曲線趨勢。本質(zhì)上，性別表演是男性與女性對社會文化中傳遞的性別規(guī)范與性別意識的接受，是自我內(nèi)在對于男女地位差異的認(rèn)同，受男性與女性個體性別意識的影響。由此，本研究提出假設(shè)2。

假設(shè)2：男性與女性的時間利用存在性別表演。

假設(shè)2.1：對于女性來說，相對收入的增長使得其家務(wù)勞動時長呈U型曲線趨勢，其他性質(zhì)的時間消耗受其影響同樣呈相應(yīng)的曲線趨勢。

假設(shè)2.2：對于男性來說，相對收入的增長使得其家務(wù)勞動時長呈倒U型曲線趨勢，其他性質(zhì)的時間消耗受其影響同樣呈相應(yīng)的曲線趨勢。

(二)性別角色、性別呈現(xiàn)與兩性時間利用差異

貝克爾將家庭看作具有生活和生產(chǎn)雙重性質(zhì)的單位[2]，家庭內(nèi)部依據(jù)經(jīng)濟(jì)議價進(jìn)行時間分配，其中的勞動個體遵循經(jīng)濟(jì)人理性。這種從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角對兩性分工進(jìn)行的探討，強調(diào)客觀事實與個人理性對個人行為選擇的影響，而忽略了社會文化與社會情境對個人日常生活的影響。兩性的勞動分工與時間利用差異是社會文化建構(gòu)的結(jié)果。

社會性別理論與性別角色理論強調(diào)男女之間的差異是社會性的、文化性的與結(jié)構(gòu)性的，文化建構(gòu)社會性別觀念與社會性別差異。處在社會中的個人在日常生活中接受由媒介傳遞出來的性別評價、性別規(guī)范與性別角色期待話語，形成一種無意識的性別認(rèn)知模式，并將性別角色規(guī)范內(nèi)化到個人的認(rèn)知結(jié)構(gòu)中，形成自身的性別認(rèn)同與性別角色認(rèn)知[2]。這種潛在的認(rèn)知結(jié)構(gòu)導(dǎo)致兩性在日常生活中行為的習(xí)慣性與例行化，并通過勞動分工與行為選擇在日常生活中實踐這種性別角色認(rèn)知。

性別地位差異與性別不平等的根源在于社會文化因素[9]，這種差異與不平等是社會化和文化預(yù)設(shè)的結(jié)果[10]。傳統(tǒng)的父系制與夫居制催生了等級化的性別勞動分工，而性別分工模式與價值系統(tǒng)支持以男性為主體、以女性為他者的不對稱的對立關(guān)系結(jié)構(gòu)[10]。社會觀念建構(gòu)了家務(wù)勞動的性別意涵[11]，家務(wù)勞動成為補償與建構(gòu)性別形象的手段。由此，本研究提出假設(shè)3。

假設(shè)3：男女的性別觀念影響時間分配狀況。

假設(shè)3.1：持傳統(tǒng)性別觀念的女性花費更多時間從事家務(wù)勞動，從而擠壓其他活動時間。

假設(shè)3.2：持傳統(tǒng)性別觀念的男性花費較少時間從事家務(wù)勞動，從而提升其他活動時間。

(三)生命歷程、家庭結(jié)構(gòu)與兩性時間利用差異

從相對資源與比較優(yōu)勢視角開展的相關(guān)探討主要基于個體客觀資源，依據(jù)市場經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)人理性，提出家庭內(nèi)部兩性分工追求的是利益最大化，經(jīng)濟(jì)邏輯蘊含于其中。從性別角色與性別呈現(xiàn)視角開展的相關(guān)研究基于社會文化對性別意識與性別觀念的建構(gòu)，提出社會情境與社會文化對于兩性的影響，彌補了經(jīng)濟(jì)議價理論對社會因素的忽略。然而，個人的日常生活不是一個靜止不變或循環(huán)重復(fù)的片段，而是不斷向前發(fā)展的動態(tài)過程。在分析兩性的日常生活時間分配時，應(yīng)注意到不同時期面臨不同情境所造成的環(huán)境變遷與意識變化。依據(jù)生命歷程理論，時代變遷的記憶影響人們的行為觀念，使得生命個體的思維方式與行為習(xí)慣表現(xiàn)出不同時代的異質(zhì)性與同一時代的一致性[12]，求學(xué)、工作、結(jié)婚、生育作為人生的重要事件對于個人行為的選擇具有重要影響。對于已婚的男性和女性而言，生育成為影響家庭決策的重要事件。生育行為不是暫時性的事件，還包括撫養(yǎng)子女的義務(wù)和責(zé)任，是一種長期的責(zé)任與義務(wù)。由此，本研究提出假設(shè)4。

假設(shè)4：兩性時間支配受生命歷程中重大事件的影響，家庭子女結(jié)構(gòu)影響男性與女性的時間支配狀況。

假設(shè)4.1：家庭子女結(jié)構(gòu)對家庭內(nèi)女性時間支配影響較大，影響程度隨子女年齡增加而減弱。

假設(shè)4.2：家庭子女結(jié)構(gòu)對家庭內(nèi)男性時間支配影響較小，影響程度隨子女年齡增加而減弱。

(四)現(xiàn)代化進(jìn)程、城鄉(xiāng)居住類型與兩性時間利用差異

我國社會變遷的主要表現(xiàn)之一是城鄉(xiāng)關(guān)系的變遷。歷史上城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了城鄉(xiāng)等級與社會空間等級[13]，進(jìn)而導(dǎo)致城市與農(nóng)村在發(fā)展進(jìn)程、空間開放、社會文化等方面的差異，城市與農(nóng)村體現(xiàn)出不同的現(xiàn)代化進(jìn)程。城市因其在現(xiàn)代社會生活中的中心地位實現(xiàn)資源集聚，促進(jìn)了城市的經(jīng)濟(jì)與文化發(fā)展，城市生活被營造成為繁榮的現(xiàn)代大都市生活，在人口與資源的快速流動中提升了城市的開放性，營造出現(xiàn)代化的社會文化情境。相對而言，農(nóng)村成為資源流出空間，空間內(nèi)部流動性較差，從而使傳統(tǒng)觀念更多地得到保留。相對于農(nóng)村，城市現(xiàn)代化進(jìn)程更快，城市生活經(jīng)歷改變了兩性的性別觀念意識，從而導(dǎo)致在城市與農(nóng)村兩個不同居住環(huán)境中家庭內(nèi)部男女兩性的時間分配差異。由此，本研究提出假設(shè)5。

假設(shè)5：家庭內(nèi)部男性與女性日常時間支配影響因素存在城鄉(xiāng)差異。

二、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的是2020年開展的第四期中國婦女社會地位調(diào)查中的湖南省數(shù)據(jù)，樣本總數(shù)為2700人。由于本研究對于時間利用的考察主要關(guān)注家庭內(nèi)部男性與女性的時間分配差異，即夫妻雙方的時間利用差異，因此將研究對象確定為18—65歲的已婚群體。最后獲得有效樣本2261人，其中女性1388人(占61.4%)，男性873人(占38.6%)。

(二)變量選擇

1.因變量

時間分配差異具有表征家庭內(nèi)部兩性地位、分工與生活質(zhì)量的作用，本研究選取的因變量為男性與女性平常的一天中在經(jīng)濟(jì)勞動、家務(wù)勞動與休閑上所花費的時間。第四期中國婦女社會地位調(diào)查問卷中詢問被調(diào)查者用于“有收入的工作/勞動/經(jīng)營活動(含家庭手工/種養(yǎng)殖等)”“學(xué)習(xí)培訓(xùn)(含專業(yè)培訓(xùn)和借助媒體的學(xué)習(xí)等)”“工作/勞動/學(xué)習(xí)往返路途”“照料/輔導(dǎo)/接送孩子”“照料家里的老人/病人/殘疾人”“做飯/清潔/日常采購等家務(wù)勞動”“休閑娛樂/健身鍛煉”“社會交往”“睡覺(含午休)”的時間分別為多少，涉及工作、通勤、學(xué)習(xí)、家務(wù)勞動、休閑娛樂與睡眠等方面。同時在詢問昨天活動時間分配狀況前詢問：“昨天是您的工作/學(xué)習(xí)日還是休息日？”并要求：“若昨天日程較為特殊，請選擇平常的一天?！币虼吮徽{(diào)查者回答的是平常的一天中的時間分配狀況，表現(xiàn)了具有日常規(guī)律性的時間分配方式。因變量為經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間與休閑時間，對因變量的處理則是通過被調(diào)查者回答的具體數(shù)值計算其在平常的一天中從事經(jīng)濟(jì)勞動(有收入的活動)、家務(wù)勞動(實現(xiàn)人的再生產(chǎn)與照料活動)、休閑娛樂的時間。

2.自變量

第一，依據(jù)經(jīng)濟(jì)議價理論，關(guān)注絕對資源與相對資源對兩性時間利用的影響。其中絕對資源通過男性與女性的絕對收入與受教育程度進(jìn)行衡量。絕對收入包括稅后勞動收入、經(jīng)營性純收入、財產(chǎn)性收入以及其他收入。由于收入為數(shù)值較大的連續(xù)型變量，為縮小數(shù)值范圍，消除異方差問題，將絕對收入取對數(shù)后作為研究的自變量①。受教育程度則借鑒已有研究，將受教育情況的分類變量轉(zhuǎn)換為受教育年限的連續(xù)型變量②。相對資源則是家庭內(nèi)部男性相對于女性或女性相對于男性的資源擁有情況，相對資源通過經(jīng)濟(jì)依賴程度與受教育程度差值進(jìn)行衡量。其中經(jīng)濟(jì)依賴程度利用公式(本人收入-配偶收入)÷(本人收入+配偶收入)進(jìn)行計算，其值域為[-1,1]。當(dāng)經(jīng)濟(jì)依賴度為-1時，此時對配偶是完全依賴。當(dāng)經(jīng)濟(jì)依賴度為0時，說明夫妻雙方并不存在經(jīng)濟(jì)依賴。當(dāng)經(jīng)濟(jì)依賴度為1時，說明此時為配偶提供完全的經(jīng)濟(jì)支持，配偶對其是完全的經(jīng)濟(jì)依賴③。并依據(jù)性別表演假設(shè)，加入經(jīng)濟(jì)依賴度平方，考察經(jīng)濟(jì)依賴度與各項時間利用是否存在曲線關(guān)系[3]。

第二，依據(jù)性別角色理論，關(guān)注性別觀念對兩性時間利用的影響。性別觀念依據(jù)“性別觀念與態(tài)度”項目的量表進(jìn)行衡量，包括11個問題，使用非常同意、同意、說不清、不太同意、很不同意五類表述代表被調(diào)查者的態(tài)度傾向。其中“黨和國家為婦女發(fā)展創(chuàng)造了越來越好的條件”“婦女在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中發(fā)揮了半邊天作用”“女人能力不比男人差”“有一份有收入的工作對女人很重要”“如果沒有合適的結(jié)婚對象，不結(jié)婚也挺好”“男人應(yīng)該兼顧家庭和工作”為正向命題，即認(rèn)同程度越高，越趨于現(xiàn)代性別觀念，對其進(jìn)行賦分：很不同意為1分；不太同意為2分；說不清為3分；同意為4分；非常同意為5分?！澳腥藨?yīng)該以社會為主，女人應(yīng)該以家庭為主”“在家里妻子應(yīng)該順從丈夫”“照料孩子只是母親的責(zé)任”“女生不適合學(xué)理工科”“男性比女性更適合當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)”為負(fù)向命題，即認(rèn)同程度越高，越趨于傳統(tǒng)性別觀念，對其進(jìn)行賦分：非常同意為1分；同意為2分；說不清為3分；不太同意為4分；很不同意為5分。量表的信度系數(shù)為0.766，最低得分為11分，最高得分為55分。

第三，依據(jù)生命歷程理論，關(guān)注家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性時間利用的影響。家庭子女結(jié)構(gòu)包括生育子女人數(shù)以及現(xiàn)有子女的年齡結(jié)構(gòu)。處于不同年齡階段的子女需投入的時間與精力不同，本研究采取劉愛玉等對子女年齡階段的劃分，將家庭是否有子女以及是否擁有6歲以下子女、6—17歲子女、18歲以上子女作為自變量[3]。

第四，依據(jù)現(xiàn)代化理論，關(guān)注各類因素對兩性時間利用的影響所存在的城鄉(xiāng)差異。選取居住在城市、農(nóng)村(居住在城市、農(nóng)村分別賦值為1、0)作為自變量。

3.控制變量

控制變量主要選取能體現(xiàn)被調(diào)查者個人情況的項目，包括年齡、年齡平方、戶口狀況(城市、農(nóng)村戶口分別賦值為1、0)、政治面貌(黨員、非黨員分別賦值為1、0)、自評健康狀況(設(shè)1—5分，數(shù)值越高自評健康狀況越好)。

三、兩性時間利用差異

本研究對連續(xù)型變量、分類變量分性別進(jìn)行描述性統(tǒng)計(見表1、表2)，并針對時間利用的性別差異、城鄉(xiāng)差異進(jìn)行詳細(xì)分析。

(一)時間利用的性別差異

數(shù)據(jù)顯示，兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間的差異顯著，而兩性休閑時間的差異不顯著(見表1、表3)。其中：男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間均值約為330分鐘，女性約為204分鐘，男性用于經(jīng)濟(jì)勞動的時間比女性約多126分鐘；男性的家務(wù)勞動時間均值約為125分鐘，女性約為296分鐘，女性用于家務(wù)勞動的時間比男性約多171分鐘；男性的休閑時間均值約為69分鐘，女性約為62分鐘，男性用于休閑的時間比女性約多7分鐘，休閑時間的差異并不顯著(P>0.05)。

表1 對連續(xù)型變量分性別的描述性統(tǒng)計

表2 對分類變量分性別的描述性統(tǒng)計④

表3 男性與女性兩組獨立樣本T檢驗

(二)兩性時間利用的城鄉(xiāng)差異

1.城市樣本中兩性時間利用差異

城市樣本中男性與女性在經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間以及休閑時間上均存在顯著差異(見表4)。其中：男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間均值約為315分鐘，女性約為229分鐘，男性用于經(jīng)濟(jì)勞動的時間比女性約多86分鐘；男性的家務(wù)勞動時間均值約為138分鐘，女性約為275分鐘，女性用于家務(wù)勞動的時間比男性約多137分鐘；男性總勞動時間約為453分鐘，女性約為504分鐘，女性總勞動時間比男性約多51分鐘；男性休閑時間均值與女性休閑時間均值存在顯著差異(P<0.05)，男性休閑時間均值約為78分鐘，女性約為65分鐘，男性休閑時間比女性約多13分鐘。

表4 城市男性與女性兩組獨立樣本T檢驗⑤

2.農(nóng)村樣本中兩性時間利用差異

農(nóng)村樣本中男性與女性在經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間方面的差異顯著，而休閑時間的差異并不顯著(見表5)。其中：男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間均值約為343分鐘，女性約為184分鐘，男性用于經(jīng)濟(jì)勞動的時間比女性約多159分鐘；男性的家務(wù)勞動時間均值約為114分鐘，女性約為312分鐘，女性用于家務(wù)勞動的時間比男性約多198分鐘；男性總勞動時間約為457分鐘，女性約為496分鐘，女性總勞動時間比男性約多39分鐘。

表5 農(nóng)村男性與女性兩組獨立樣本T檢驗

3.城市與農(nóng)村樣本中兩性時間利用差異的比較

城市男性與農(nóng)村男性對比：城市男性經(jīng)濟(jì)勞動時間均值約為315分鐘，農(nóng)村男性約為343分鐘，農(nóng)村男性經(jīng)濟(jì)勞動時間比城市男性約多28分鐘；城市男性家務(wù)勞動時間均值約為138分鐘，農(nóng)村男性約為114分鐘，城市男性家務(wù)勞動時間比農(nóng)村男性約多24分鐘；城市男性總勞動時間約為453分鐘，農(nóng)村男性約為457分鐘，城市男性總勞動時間比農(nóng)村男性約少4分鐘；城市男性休閑時間均值約為78分鐘，農(nóng)村男性約為61分鐘，城市男性休閑時間比農(nóng)村男性約多17分鐘。

城市女性與農(nóng)村女性對比：城市女性經(jīng)濟(jì)勞動時間均值約為229分鐘，農(nóng)村女性約為184分鐘，農(nóng)村女性經(jīng)濟(jì)勞動時間比城市女性約少45分鐘；城市女性家務(wù)勞動時間均值約為275分鐘，農(nóng)村女性約為312分鐘，農(nóng)村女性家務(wù)勞動時間比城市女性約多37分鐘；城市女性總勞動時間約為504分鐘，農(nóng)村女性約為496分鐘，城市女性總勞動時間比農(nóng)村女性約多8分鐘；城市女性休閑時間均值約為65分鐘，農(nóng)村女性約為59分鐘，城市女性休閑時間比農(nóng)村女性約多6分鐘(見表4、表5)。

四、兩性時間利用差異的影響因素分析

為探尋各因素對兩性時間利用差異的影響程度，以及影響兩性時間利用的不同因素，分別建立女性模型與男性模型，通過對比兩個模型找出兩性時間利用影響因素的差異⑥。

(一)樣本基本情況對兩性時間利用的影響

本研究建立模型1，探討控制變量即兩性的基本情況對其時間利用的影響。在女性模型與男性模型中加入控制變量，探討年齡、戶口狀況、政治面貌與健康狀況等基本情況對兩性時間利用的影響(見表6)。

表6 樣本基本情況對兩性時間利用的影響(模型1)

1.基本情況對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間的影響

不論是在男性模型中還是在女性模型中，年齡與年齡平方均顯著(在女性模型中顯著度較高，在男性模型中顯著度較低)，說明年齡對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間具有顯著影響，且這種影響呈現(xiàn)出曲線特征。在男性模型與女性模型中，年齡對于經(jīng)濟(jì)勞動時間的回歸系數(shù)為正值，年齡平方的回歸系數(shù)為負(fù)值，說明18—65歲的男性與女性隨著年齡的增長先增加經(jīng)濟(jì)勞動時間，當(dāng)達(dá)到一定程度后，隨著年齡的增長將減少經(jīng)濟(jì)勞動時間。在女性模型中，戶口狀況對女性的經(jīng)濟(jì)勞動時間并不存在顯著影響，而在男性模型中戶口狀況對男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間存在顯著影響(P<0.001，顯著水平較高)，相對于農(nóng)村戶口的男性而言，城市戶口的男性經(jīng)濟(jì)勞動時間約少57分鐘。政治面貌對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間的影響存在差異。在女性模型中，黨員身份對于女性經(jīng)濟(jì)勞動時間的影響顯著，相對于非黨員而言，黨員經(jīng)濟(jì)勞動時間增加約70分鐘。而在男性模型中，政治面貌對男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間并不存在顯著影響。健康狀況對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間存在顯著影響，其中自評健康水平每提升1個單位(自評健康水平通過1—5的分值進(jìn)行衡量)，女性的經(jīng)濟(jì)勞動時間增加約17分鐘，男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間增加約24分鐘，說明健康狀況對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間具有重要影響。

2.基本情況對兩性家務(wù)勞動時間的影響

年齡對兩性家務(wù)勞動時間存在不同影響。在女性模型中，年齡與年齡平方對女性家務(wù)勞動時間存在顯著影響，其中年齡對于女性家務(wù)勞動時間的回歸系數(shù)為負(fù)值，年齡平方對于女性家務(wù)勞動時間的回歸系數(shù)為正值，說明在18—65歲的女性群體中，隨著年齡的增加其家務(wù)勞動時間呈現(xiàn)出先減后增的U形曲線趨勢。而在男性模型中，年齡與年齡平方不顯著，說明年齡對于男性家務(wù)勞動時間并沒有顯著影響。戶口狀況對兩性家務(wù)勞動時間均有顯著影響但影響的方向不同，其中：相對農(nóng)村戶口的女性而言，城市戶口的女性家務(wù)勞動時間約少28分鐘；相對農(nóng)村戶口的男性而言，城市戶口的男性家務(wù)勞動時間約多33分鐘。這在一定程度上體現(xiàn)了現(xiàn)代化程度對男性與女性承擔(dān)家務(wù)勞動程度的影響。是否為黨員在女性模型與男性模型中均不顯著，說明政治面貌對兩性家務(wù)勞動時間不存在顯著影響。在女性模型中，自評健康狀況在5%水平上顯著，自評健康水平每提升1個單位，女性的家務(wù)勞動時間約增加16分鐘；而這種健康水平對男性的家務(wù)勞動時間并不存在顯著影響。

3.基本情況對兩性休閑時間的影響

在女性模型中，年齡與年齡平方均不顯著，說明年齡對于女性的休閑時間沒有顯著影響。而在男性模型中，年齡在10%水平上顯著⑦，年齡平方在5%水平上顯著，說明年齡對于男性的休閑時間存在影響，并呈U型趨勢。戶口狀況在男性模型與女性模型中顯著，且作用方向相同，其中城市戶口女性的休閑時間比農(nóng)村戶口女性約多16分鐘，城市戶口男性的休閑時間比農(nóng)村戶口男性約多25分鐘。健康水平對兩性休閑時間不存在顯著影響。

(二)相對資源與絕對資源對兩性時間利用的影響

本研究建立模型2，探討家庭內(nèi)部相對資源與絕對資源對兩性時間利用的影響，即分析經(jīng)濟(jì)資本與文化資本的狀況以及對比配偶所具有的經(jīng)濟(jì)與文化方面的優(yōu)勢對兩性時間利用的影響。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入絕對收入對數(shù)、受教育年限、經(jīng)濟(jì)依賴度、經(jīng)濟(jì)依賴度平方、受教育程度，探討在控制基本情況變量后這些因素對兩性時間利用的影響(見表7)。

表7 相對資源與絕對資源對兩性時間利用的影響(模型2)

1.相對資源與絕對資源的擁有情況對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間的影響

在男性模型與女性模型中，絕對收入對數(shù)顯著，而受教育年限不顯著，說明受教育程度對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間沒有顯著影響，而經(jīng)濟(jì)收入對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間具有顯著影響(經(jīng)濟(jì)收入增加，經(jīng)濟(jì)勞動時間也增加)。這一結(jié)果驗證了假設(shè)2.1，經(jīng)濟(jì)絕對資源影響兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間，而文化絕對資源并不影響兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間。經(jīng)濟(jì)依賴度與經(jīng)濟(jì)依賴度平方在男性模型與女性模型中顯著，相對經(jīng)濟(jì)狀況對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間具有顯著影響，且這種影響呈倒U型曲線趨勢，男性與女性均隨著相對經(jīng)濟(jì)條件的提升增加經(jīng)濟(jì)勞動時間，達(dá)到一定水平時則隨著相對經(jīng)濟(jì)水平的提高減少經(jīng)濟(jì)勞動時間。受教育程度對于兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間不存在顯著影響。

2.相對資源與絕對資源的擁有情況對兩性家務(wù)勞動時間的影響

在女性模型中，絕對收入對數(shù)顯著，說明女性絕對經(jīng)濟(jì)收入增加時將減少家務(wù)勞動時間。在男性模型中，絕對收入對數(shù)在10%水平上顯著，男性在邊際顯著的水平隨絕對收入的增加將減少家務(wù)勞動時間。受教育年限對兩性家務(wù)勞動時間均不存在顯著影響。在女性模型中，經(jīng)濟(jì)依賴度與經(jīng)濟(jì)依賴度平方在10%水平上顯著。在邊際顯著的水平上，女性隨經(jīng)濟(jì)依賴度的降低先減少家務(wù)勞動時間，經(jīng)濟(jì)依賴度降低到一定水平后再增加家務(wù)勞動時間。女性的經(jīng)濟(jì)依賴度與家務(wù)勞動時間呈U型曲線趨勢，這一結(jié)果驗證了假設(shè)2.1。而男性模型的回歸結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)依賴度并未達(dá)到顯著水平，說明男性的家務(wù)勞動時間與經(jīng)濟(jì)依賴狀況并不呈現(xiàn)曲線關(guān)系，這一結(jié)果否定了假設(shè)2.2，說明男性在家務(wù)勞動中不存在性別表演。相對受教育程度在男性模型與女性模型中均不顯著。

3.相對資源與絕對資源的擁有情況對兩性休閑時間的影響

在女性模型中，絕對收入影響女性的休閑時間，絕對收入水平越高，其休閑時間越多。但絕對收入對男性的休閑時間并不存在顯著影響。受教育年限在女性模型中在10%水平上顯著，而在男性模型中并不顯著。經(jīng)濟(jì)依賴度平方在女性模型中顯著，而在男性模型中不顯著。相對資源與絕對資源狀況對男性休閑時間并不存在顯著影響。

(三)性別觀念對兩性時間利用的影響

本研究建立模型3，探討家庭內(nèi)部性別觀念對兩性時間利用的影響。模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入性別觀念變量，探討在控制基本情況變量、相對資源與絕對資源變量后性別觀念對于兩性時間利用的影響(見表8)。

表8 性別觀念對兩性時間利用的影響(模型3)

表8 (續(xù))

本研究依據(jù)性別角色理論提出假設(shè)3，即假設(shè)兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間與家務(wù)勞動時間受性別觀念影響，持傳統(tǒng)性別觀念的男性趨向于規(guī)避家務(wù)勞動，持傳統(tǒng)性別觀念的女性趨向于更多地承擔(dān)家務(wù)勞動。然而回歸結(jié)果顯示，性別觀念對男性經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間與休閑時間并不存在顯著影響，對女性的家務(wù)勞動時間與休閑時間也不存在顯著影響。性別觀念對女性經(jīng)濟(jì)勞動時間的影響僅在10%水平上顯著，為邊際顯著水平，表明無論男性或女性，無論持傳統(tǒng)或現(xiàn)代的性別觀念，都不影響其時間利用。

(四)家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性時間利用的影響

本研究建立模型4，探討家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性時間利用的影響。模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入家庭子女結(jié)構(gòu)變量，以沒有子女為參照項，探討在控制基本情況變量、相對資源與絕對資源變量、性別觀念變量后，家庭子女結(jié)構(gòu)(是否擁有子女，是否擁有6歲以下子女、6—17歲子女、18歲以上子女)對兩性時間利用的影響(見表9)。

表9 家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性時間利用的影響(模型4)

表9 (續(xù))

回歸結(jié)果顯示，家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間均不存在顯著影響。在女性模型中，有6歲及以下子女顯著，說明與沒有子女的女性相比，這部分女性要花費更多時間在家務(wù)勞動上，其家務(wù)勞動時間約多134分鐘。擁有6—17歲子女的變量僅在10%水平上顯著，說明與沒有子女的女性相比，這部分女性的家務(wù)勞動時間約多35分鐘。擁有其他年齡段子女對女性的家務(wù)勞動時間并不存在顯著影響。與女性不同，擁有子女并不會增加男性的家務(wù)勞動時間，僅擁有18歲以上子女對男性家務(wù)勞動時間的影響在10%水平上顯著。相對沒有子女的男性，擁有子女男性的家務(wù)勞動時間約少32分鐘。子女結(jié)構(gòu)對于男性與女性的休閑時間不存在顯著影響。

(五)城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響

本研究建立模型5，探討城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響。模型5在模型4的基礎(chǔ)上加入城鄉(xiāng)居住類型變量，探討在控制基本情況變量、相對資源與絕對資源變量、性別觀念變量、家庭子女結(jié)構(gòu)變量后，城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響(見表10)。

城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響不同于戶口狀況對兩性時間利用的影響。繁華的城市生活更多地展現(xiàn)出現(xiàn)代性，鄉(xiāng)村更多地展現(xiàn)出傳統(tǒng)性，城鄉(xiāng)居住類型強調(diào)兩性日常生活所處環(huán)境對其時間利用的影響?；貧w結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居住類型僅對女性的經(jīng)濟(jì)勞動時間具有顯著影響，即相對于居住在農(nóng)村的女性，居住在城市的女性花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，其經(jīng)濟(jì)勞動時間約多37分鐘。

表10 城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響(模型5)

五、結(jié)論與討論

本研究以第四期中國婦女社會地位調(diào)查的湖南省數(shù)據(jù)為樣本，分析兩性的時間利用差異，并通過建立多元線性回歸模型分析絕對資源、相對資源、性別觀念、家庭子女結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居住類型對兩性時間利用的影響。研究結(jié)果展現(xiàn)了男性與女性的時間利用狀況，這種對比分析可以為衡量婦女社會地位提供客觀依據(jù)。

(一)兩性時間利用差異展現(xiàn)男女性別分工

對經(jīng)濟(jì)勞動時間與家務(wù)勞動時間的比較反映了兩性的勞動性別分工，即男性更多地承擔(dān)經(jīng)濟(jì)勞動任務(wù)，女性更多地承擔(dān)家務(wù)勞動任務(wù)。而綜合兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間與家務(wù)勞動時間的差異可以看出，女性雖然比男性花費更少的時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，但是更多的家務(wù)勞動時間導(dǎo)致女性的總勞動時間高于男性，女性比男性承擔(dān)了更多的勞動壓力。雖然男性具有較低的總勞動時間，但男性并沒有將多余的時間用于休閑活動，從而維持了兩性大致相當(dāng)?shù)男蓍e水平。在勞動時間與休閑時間之外，個人時間利用包括生理維持、出勤、學(xué)習(xí)以及社交活動，休閑時間相當(dāng)意味著其他時間利用方面的差異，而其他時間利用項目并不具有明顯的地位區(qū)分功能。

(二)城鄉(xiāng)兩性時間利用差異展現(xiàn)資源稟賦差異

時間具有稀缺性，人們一般理性地進(jìn)行時間分配，追求更好的投入產(chǎn)出比。人們的絕對經(jīng)濟(jì)收入越高，花費時間從事經(jīng)濟(jì)勞動的收益越高，越會選擇花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動而選擇花費更少時間從事家務(wù)勞動。但經(jīng)濟(jì)收入并非影響個人時間利用的絕對因素，男性與女性在收入達(dá)到一定程度后會選擇增加其他時間利用項目以綜合提升自己的生活水平。此外，勞動時間的利用展現(xiàn)了男性與女性的性別分工。不同于男性，女性的經(jīng)濟(jì)勞動時間受其對配偶經(jīng)濟(jì)依賴度的影響，展現(xiàn)出性別表演現(xiàn)象，即隨著經(jīng)濟(jì)依賴度的降低，女性家務(wù)勞動時間減少。但隨著經(jīng)濟(jì)地位提升，女性為了展現(xiàn)女性氣質(zhì)、實踐性別規(guī)范、滿足性別角色期待，將會增加家務(wù)勞動時間，維持家務(wù)勞動中的社會性別意義。

(三)城鄉(xiāng)兩性時間利用差異展現(xiàn)生活情境差異

1.城鄉(xiāng)居住類型影響兩性時間利用

農(nóng)村男性比城市男性花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，而花費較少時間從事家務(wù)勞動，這在一定程度上體現(xiàn)了現(xiàn)代化程度對男性性別觀念的影響，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)村男性對家務(wù)勞動的規(guī)避，居住類型的差異導(dǎo)致城鄉(xiāng)男性的經(jīng)濟(jì)勞動時間與家務(wù)勞動時間差異。城市女性比農(nóng)村女性花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，而花費較少時間從事家務(wù)勞動，且城市女性休閑時間高于農(nóng)村女性。這同樣體現(xiàn)出城鄉(xiāng)居住類型差異對女性時間利用的影響。需要注意的是，雖然城市女性比農(nóng)村女性花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，但仍花費大量時間從事家務(wù)勞動，使得城市女性總勞動時間多于農(nóng)村女性。無論在城市還是在農(nóng)村，均是男性花費更多時間從事經(jīng)濟(jì)勞動，女性花費更多時間從事家務(wù)勞動。但是，女性依然承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)勞動責(zé)任，加上更為繁重的家務(wù)勞動，使得女性的總勞動時間高于男性。城鄉(xiāng)兩性休閑時間的區(qū)別是：在城市中，男性與女性的休閑時間存在顯著差異；而在農(nóng)村中，男性與女性的休閑時間不存在顯著差異。

2.家庭情境影響兩性時間利用

家庭子女結(jié)構(gòu)對兩性經(jīng)濟(jì)勞動時間不存在顯著影響。生育作為女性生命歷程中的重大事件，顯著影響女性的行為選擇與家庭決策。擁有子女會影響女性的家務(wù)勞動時間而不影響男性的家務(wù)勞動時間，表明女性承擔(dān)了更多撫養(yǎng)子女的責(zé)任。在從事經(jīng)濟(jì)勞動的同時，家務(wù)勞動時間對其他非勞動時間的擠壓加大了女性的生活壓力。因此，男性與女性時間利用的差異隨著生育事件的發(fā)生而變得更加顯著。

注釋：

①由于絕對收入存在0值，因此在取對數(shù)前加1。

②不識字或識字很少= 0年，小學(xué)= 6年，初中=9年，高中=12年，職高、中專、技校=13年，大學(xué)?？?15年，大學(xué)本科=16年，研究生=19年。

③由于存在夫妻雙方收入均為0的情況，導(dǎo)致對經(jīng)濟(jì)依賴度的計算過程中出現(xiàn)除零計算，此時意味著本人收入與配偶收入均為0，二者對對方均不存在經(jīng)濟(jì)依賴。因此當(dāng)本人收入與配偶收入之和為0時，對經(jīng)濟(jì)依賴度手動賦值為0。

④因為部分家庭有多個子女，所以存在家庭有多個年齡段子女的情況，導(dǎo)致家庭子女結(jié)構(gòu)各項有效百分比之和大于100%。

⑤考慮城鄉(xiāng)差異對兩性時間利用的影響，城市與農(nóng)村樣本的劃分不依據(jù)戶口狀況，而依據(jù)城鄉(xiāng)居住類型。

⑥在回歸分析前進(jìn)行假設(shè)檢驗，發(fā)現(xiàn)存在因變量的異常值即離群值。通過對離群值個案進(jìn)行檢查，發(fā)現(xiàn)離群值并非人為原因造成。同時因變量為經(jīng)濟(jì)勞動時間、家務(wù)勞動時間與休閑時間，日常生活時間總和并未超過24小時，且不存在邏輯問題，因此為避免刪除反映真實情況的個案，保留離群值。

⑦顯著性水平通常取α=0.05或α=0.01，一般認(rèn)為P<0.05時存在統(tǒng)計學(xué)差異，P<0.1時存在邊際顯著。