一、问题的提出

近半个世纪以来，性别平等主义的发展使得在世界范围内公众对带有性别歧视的政策、制度、组织形式以及行为的容忍程度大幅度下降(Bem，1993)，多数国家肯定女性的人权和公民权，并致力于减少经济领域中性别准入障碍和性别隔离，由此推动了女性在市场劳动参与、教育获得、职业选择等领域中性别鸿沟的消除(Charles，2011)。女性在市场劳动参与率、高等教育入学率、专业技术人员占比等方面正逐渐赶上甚至超过男性(U.S. Bureau of the Census，1999；UNESCO，2008；刘爱玉、佟新等，2015)，自1990年以来，中国劳动力市场的中性职业比例逐渐上升，职业性别隔离现象不断减少(李汪洋、谢宇，2015)。然而，一个持续困扰社会学、人口学、经济学研究者的问题是，相对于性别分工在社会生活其他领域的快速变迁而言，家庭内部的劳动性别分工变迁速度非常慢，依旧呈现明显的“经济支柱/家庭主妇”的传统主义模式(Arrighi and Maume, 2000)。有研究发现，在家务劳动领域仍存在明显的性别隔离现象，妻子依旧承担主要的家务劳动责任(Baxter and Hewitt, 2013)。妻子所报告的家务劳动时间普遍是丈夫的2—3倍(Kornrich, et al., 2013；Hu，2015)，而且，上述比例随时间推移保持了较高的稳定性(Evertsson and Nermo, 2004)。家庭内外的劳动性别分工变迁趋势的差异引发了进一步的研究问题：在市场劳动领域的性别隔离程度快速下降的时代，是什么因素使得传统主义的家务劳动性别分工模式得以延续？

女性主义将已婚女性相对于丈夫的经济差距视为女性社会附属地位得以维系的核心机制(Brenner and Ramas, 1984)。索伦森与麦克拉那罕(Sorensen and Mclanahan, 1987)的研究认为，仅考虑就业率和职业的平等化而不考虑个人收入领域中依然明显的性别差异，有可能会夸大妻子与丈夫在社会经济地位的平等化趋势，进而有可能会高估已婚女性所拥有的家庭权力。上述研究启发之后的研究者将收入的性别差异视为传统主义家务劳动的性别分工模式得以维持的核心机制(Brines，1994；Greenstein，2000；Gupta，2007)。尽管如此，不同研究者在收入通过何种机制以及在何种程度上影响了已婚夫妻的家务劳动分工的问题上还是存在争议，由此发展出三种不同的理论框架：“经济交换理论”认为传统主义的家务劳动分工是夫妻双方经济资源博弈的后果；“性别偏离中和理论”认为夫妻双方将传统主义的家务劳动分工视为在经济领域偏离性别形象的补偿机制；“经济自主理论”强调个人的绝对收入对于家务劳动投入的作用(Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。

基于跨国数据比较的研究发现，致力于解释收入与家务劳动的理论可能具有情境适应性(Knudsen and Wærness，2008；Aassve, et al., 2014)，即，在不同的社会结构与文化情境中，收入对于夫妻家务劳动分工的影响可能有不同的规律，其作用机制与方向也存在差异，需要采用不同的理论来解释(Fuwa，2004；Fuwa and Cohen, 2007；Thébaud，2010)。那么，与欧美发达国家在社会结构与性别理念存在较大差异的中国社会，收入又是如何影响了家庭内部的家务劳动分工的呢？本研究通过文献梳理发现，在公开发表的论文中，只有少数研究在研究设计中将收入对家务劳动的影响考虑在内(於嘉，2014；刘爱玉、佟新等，2015；刘爱玉、庄家炽等，2015)，不仅如此，上述研究在相关研究发现上也存在明显争议。因此，收入对中国夫妻家务劳动分工的作用尚不明晰，需要更为直接与具体的专门研究进行考察。本研究通过对中国综合社会调查的数据(CGSS2012)的分析发现，收入对妻子家务劳动的影响呈现明显的经济交换特征，收入对丈夫家务劳动的影响具有性别偏离中和特征。不仅如此，不同于国外研究普遍认同的独立性机制，本研究发现，收入对丈夫家务劳动的作用机制与妻子的绝对收入有紧密的联系。

二、文献综述与研究假设 (一) 家务劳动及其影响因素

家务劳动通常被定义为：出于满足家庭成员需要或者维持家庭关系与家庭财产需要而做出的一系列无薪酬的劳动(Shelton and John, 1996；Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。既往研究多数把个人每周家务劳动的小时数作为家务劳动的操作化指标(Brines，1994；於嘉，2014)，这一指标不仅具有较高的客观性，还保证了在不同群体和不同时间段进行比较的标准一致性，其不足之处在于无法体现夫妻之间家务劳动的分配公平性。为了弥补上述不足，格伦斯坦提出了一种替代性方案，即采用个人家务劳动的比例作为家务劳动分工的指标，从社会学的视角而言，家务劳动的比例作为一种具有分配属性的测量方式能够更直观地反映劳动分工的分配公平性。格伦斯坦(Greenstein，2000)认为，“多数致力于解释家务劳动分工不平等的理论研究建立在分配公平性的基础上，作为一种反映相对公平性概念的操作化方案，家务劳动比例更符合已有解释框架对因变量的操作化要求”。这一操作化方案在后续的经验研究中得到应用(Evertsson and Nermo, 2004；Hu and Kamo, 2007)。

迄今为止，有三种理论主导了当前的家务劳动性别分工研究，分别是“经济资源理论”“时间可及性理论”和“性别意识形态理论”(Shelton and John, 1996；Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。其中，多数国外研究者在时间可及性与性别意识形态对家务劳动的影响上已达成一致：个人其他事务(主要是市场劳动)的时间与家务劳动投入存在线性负相关关系(Cunningham，2007)；性别意识形态越偏向传统主义，妻子的家务劳动投入越多，丈夫的家务劳动投入越少(Presser，1994)。然而，在经济资源的作用机制与作用方向上，已有研究依然存在明显争议，突出表现为两个方面：经济依赖与家务劳动的关系是线性的(经济交换)还是非线性的(性别偏离中和)(Greenstein，2000)；是经济依赖还是经济自主影响了夫妻的家务劳动(Gupta，2007)。因此，研究者呼吁应当在更多国家，尤其是发展中国家，开展实证研究以考察与检验不同社会结构与文化情境中经济资源的作用机制与作用方向(Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。

国内直接相关的实证研究多数是建立在以上三种理论基础上，综合考察经济资源、时间可及性、性别意识形态等对于个人家务劳动投入的作用(於嘉，2014；刘爱玉、佟新等，2015；刘爱玉、庄家炽等，2015)。与多数国外相关研究一样，上述研究在时间可及性和性别意识形态的作用机制与方向上获得较为一致的发现：个人的市场劳动时间和家务劳动投入呈负相关关系(於嘉，2014；刘爱玉、庄家炽等，2015)；性别意识形态与家务劳动性别分工具有方向上的一致性(刘爱玉、佟新等，2015；刘爱玉、庄家炽等，2015)。然而，在经济资源对家务劳动的作用机制与方向上，国内的研究也未达成一致。首先，在绝对收入能否显著影响丈夫的家务劳动上存在不同的发现(刘爱玉、佟新等，2015；刘爱玉、庄家炽等，2015)；其次，绝对收入能否替代经济依赖的作用也未有研究进行考察；最后，经济依赖与妻子家务劳动投入的关系是线性还是非线性也存在不同结论(於嘉，2014；刘爱玉、佟新等，2015)。上述争议说明，探索“经济资源对中国已婚夫妻家务劳动的作用机制与作用方向”议题，需要更为直接与细致的实证研究。

(二) 经济交换：以家务劳动换取经济资源

家务劳动分工的“经济交换理论”认为，夫妻间家务劳动分工是夫妻经济资源交换与博弈的后果(Brines，1994)。“经济交换理论”源于三种理论传统：一是贝克(Becker，1981)的“人力资本理论”；二是“家庭权力的资源交换理论”(Blood and Wolfe, 1960)；三是“社会交换理论”的权力依赖传统(Molm and Cook, 1995)。上述理论皆强调家务劳动与经济资源之间交换的不对称性。经济资源是一种相对资源，具有社会结构属性，不仅能反映个人在结构场中的社会地位差异，也能决定社会的性别权力关系(Kulik，1999；林聚任、谭琳，1999)。在家庭内部，经济资源与夫妻所拥有的其他相对资源(如教育程度、职业声望等)一起参与到家庭权力的交换过程，从而建构与维持了家庭内部的性别权力(李成华、靳小怡，2012；吴帆，2014)。彼特曼等(Bittman, et al., 2003)较为清晰地呈现了存在收入差异的双方所进行的资源与权力交换过程：将参与交换过程的双方假设为A与B，并且A在收入上更加依赖B，如果除了B以外，A很难有通过其他渠道获取经济资源，而A就只能寻求与B交换(以期维持现有的经济水平)，而B在知情的情况下就可以不用给予A同等的回报(或者向A要求更高的回报)，在这个过程中，B就对A产生了权力支配，从而导致不平等的投入与回报出现。

家务劳动的“经济交换理论”将参与交换过程的双方定义为支柱方(相对收入更高的个人)和依赖方(相对收入更低的个人)：如果妻子在收入上更加依赖丈夫以维持现有的生活水平，他们在经济资源和家务劳动的交换过程中就同样会产生权力不对等(Evertsson and Nermo, 2004)；由于婚姻契约保证了支柱方和依赖方在经济收入和家务劳动之间交换的长期稳定性，这种权力不对等将对家庭内部劳动分工有持续的影响；家务劳动通常被认为是无薪酬与无现金流的付出，因此，在交换过程中它往往被赋予更低的交易价值(Brines，1994)。上述过程往往导致如下后果：作为支柱方的丈夫会在交换过程中对作为依赖方的妻子产生权力支配，并使后者默认家务劳动分配的权力不对等。因此，作为收入更低的依赖方，即使全职工作，妻子也需要付出更多的家务劳动投入作为与丈夫交换经济资源的条件。反之，如果丈夫和妻子的地位互换(丈夫是依赖方，妻子是支柱方)，那么丈夫的家务劳动投入也会增加。基于上述交换过程，“经济交换理论”为“为什么妻子有(全职)工作的家庭依旧呈现出传统主义的家务劳动性别分工模式”提供了解释。

家务劳动的“经济交换理论”对以后的很多研究都有较大启发，基于索伦森和麦克拉那罕(Sorensen and Mclanahan, 1987)对于经济依赖的定义与操作化指标，研究者考察了经济依赖对夫妻双方家务劳动投入的影响。布赖恩斯(Brines，1994)基于美国数据的研究发现，经济依赖对于妻子家务劳动投入有显著影响，妻子对于丈夫的经济依赖越低(即其相对于丈夫的收入越高)，家务劳动时间就越少，这一发现也在格伦斯坦(Greenstein，2000)的研究中得到支持。艾沃特森和纳蒙(Evertsson and Nermo, 2004)基于瑞典数据的研究发现，无论对丈夫还是妻子而言，对配偶经济依赖的下降都会降低个人的家务劳动比例。简(Kan，2008)通过对英国家户调查追踪数据的研究也得到与艾沃特森和纳蒙相似的结论，即经济依赖的下降会降低个人(丈夫和妻子)的家务劳动时间。基于发展中国家数据的分析显示，经济依赖的下降会降低墨西哥原住民家庭中母亲的家务劳动时间(Pinto and Coltrane, 2009)。於嘉(2014)基于中国家庭追踪调查(2010)数据的研究发现，城镇地区妻子对丈夫经济依赖的下降(作者在原文中使用的是相对收入的提升)会持续降低妻子的家务劳动时间。相关的间接研究发现，作为家庭经济支柱方的妻子在家庭消费中有更大的话语权(Klesment and Bavel, 2016)。李建新与郭牧琦(2015)发现，夫妻收入差异对家庭权力关系具有显著影响。此外，帕克曼(Parkman，2004)的研究发现，经济依赖对于丈夫家务劳动投入的作用效果小于其对妻子家务劳动投入的效果。

综上所述，根据“经济交换理论”，无论是丈夫还是妻子，如果对配偶的经济依赖程度越低，那么承担家务劳动的比例就会越低。基于本文的样本与操作化指标，提出如下假设：

H1：无论是丈夫还是妻子，对配偶经济依赖的降低会导致个人家务劳动比例的降低。

(三) 性别偏离中和：以家务劳动补偿性别形象

家务劳动的“性别偏离中和理论”认为，当妻子和丈夫的社会经济地位偏离了传统的性别形象时，他们会主动在家务劳动领域建构传统的性别形象以作为补偿，从而保持自身的性别认同(Bittman，et al.，2003)。这一理论源自女性主义社会理论家对于“经济交换理论”的批判，认为它只考虑经济资源的支柱方或依赖方，并不考虑参与交换的双方对于性别的理解和呈现，也未能将交换所发生的社会情境考虑在内，这种仅涉及“金钱”而不纳入“性别”的逻辑在解释性别权力关系时忽略了个人的能动性(Greenstein，2000)。女性主义社会理论家进而强调性别本身对于家务劳动的直接影响(而不再是通过收入的性别差异间接影响家务劳动分工)，认为互动情境中的性别可以通过身份、认同、规范、制度等方式发挥作用，经济收入对于个人家务劳动的影响要和社会对于性别形象的期望保持一致(Coltrane，2000)。

“性别偏离中和理论”将“性别建构论”的“建构性别理论”融入经济资源对家务劳动影响的解释框架，将性别视为可以通过与他人的互动生产以及再生产的后果，从这一视角看，性别是在劳动性别分工行为中建构与维持的(Connell，1985；Coltrane，1989)，性别意义与性别认同通过家务劳动的性别分工得以维持和呈现。女性承担更多家务劳动的重要原因是这种行为使得她们能够与社会期望的女性气质相符合，并能够呈现与维持自身的性别认同；男性通过拒绝家务劳动来保护和加强他们的男性气质认同(West and Zimmerman, 1987)。通过引入“社会建构论”，“性别偏离中和理论”将社会情境引入经济资源与家务劳动分工的解释框架(Erickson，2005)。在父系制社会结构与传统主义性别观念的情境中，偏离传统性别形象的夫妻会通过主动改变自身的家务劳动行为：作为经济支柱方的妻子(breadwinner wife)会增加自身的家务劳动投入，作为经济依赖方的丈夫(dependent husband)会降低自身的家务劳动投入(Bittman，et al.，2003；Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。通过上述直接补偿策略，偏离传统性别形象的夫妻双方重新建构了“经济支柱/家庭主妇”的性别认同，维持了自身熟悉的传统型夫妻关系并减少了与之偏离的潜在家庭冲突(Tichenor，2005；Munsch，2015)。

在经验研究领域，霍克希尔德和玛章(Hochschild and Machung, 1989)基于对50对夫妻的实地研究发现，在妻子收入低于丈夫的家庭中，21%的夫妻共担家务劳动责任；在妻子收入与丈夫相同的家庭中，30%的夫妻共担家务劳动责任；在妻子收入高于丈夫的家庭中，没有夫妻共担家务劳动责任，这一现象被作者称为“第二班”(the second shift)。上述发现揭示了日常生活中的性别偏离中和现象，由此引发了之后学者通过量化研究的方式对“性别偏离中和理论”做进一步检验。布赖恩斯(Brines，1994)基于美国数据的分析发现，经济依赖与丈夫家务劳动时间呈现一种倒“U”型曲线关系，作为依赖方的丈夫会随着对妻子经济依赖的提升而不断减少自身的家务劳动时间。格伦斯坦(Greenstein，2000)的进一步研究发现，美国的妻子和丈夫的经济依赖与家务劳动的关系都呈现二次曲线特征：妻子对丈夫的经济依赖对其家务劳动比例的作用呈现“U”型曲线特征，丈夫对妻子的经济依赖对其家务劳动比例的作用呈现倒“U”型曲线特征，说明作为支柱方的妻子会随着对丈夫经济依赖的降低而不断增加家务劳动比例，作为依赖方的丈夫会随着对妻子经济依赖的提升而不断减少家务劳动比例，作者在文中首次提出了“偏离中和”的补偿性机制。随后，彼特曼等(Bittman，et al.，2003)基于对澳大利亚的数据的分析发现，对作为支柱方的妻子而言，经济依赖的降低会导致其家务劳动投入的持续上升，性别比金钱更具解释力，作者明确提出“性别偏离中和”概念。蒂奇纳(Tichenor，2005)的研究揭示了非传统型婚姻(即妻子收入高于丈夫)中夫妻努力建构一种与传统的“男性经济支柱、女性家庭主妇”相符的性别认同，作者发现，与量化研究的结果类似，妻子相对收入的不断提升反而会导致其家庭权力的不断下降。施耐德(Schneider，2011)的研究发现，经济依赖对丈夫家务劳动投入无显著影响，但对妻子家务劳动投入的影响呈现“U”型曲线特征。基于日本的数据也在收入对妻子家务劳动的作用中发现了性别偏离中和现象(Ando，2012)。

家务劳动的“性别偏离中和理论”认为，在结构与文化情境偏向传统主义的地区，经济依赖对于丈夫和妻子的家务劳动投入的影响呈现二次曲线特征，基于此，笔者对于在父系制社会结构与性别理念偏向传统主义的中国社会，提出如下假设：

H2-a：对于妻子而言，经济依赖对家务劳动比例的作用呈现“U”型曲线特征；

H2-b：对于丈夫而言，经济依赖对家务劳动比例的作用呈现倒“U”型曲线特征。

(四) 经济自主：绝对收入的替代作用

家务劳动的“经济自主理论”强调个人的绝对收入而非经济依赖对个人家务劳动投入的决定性作用(Gupta，2007)。这一理论源自于古普塔对于“经济交换理论”与“性别偏离中和理论”的批判性分析：首先，“经济交换理论”过于强调经济交换对性别权力关系的决定性作用，即妻子除了减少对丈夫的经济依赖外，难以通过其他渠道减少自身的家务劳动负担；其次，“性别偏离中和理论”过于强调性别认同对于家务劳动行为的影响，妻子(以及丈夫)为了维护上述认同甚至愿意放弃个人利益。古普塔认为，“经济交换理论”与“性别偏离中和理论”存在一定的不足，即忽略了女性可能是家庭中具有经济自主性的行动者，而经济自主性来自个人的绝对收入。

古普塔(Gupta，2007)首先论证了绝对收入对个人(主要是指女性)家务劳动的作用，以及忽略这种作用可能导致的理论缺陷。作者通过文献梳理发现，妻子的绝对收入比丈夫的绝对收入对于家务劳动消费和子女抚育消费有更大的影响，经济依赖相同的两对夫妻，绝对收入为10 000元的妻子比1 000元的妻子在外包或者抗拒家务劳动上可能具有更大的自主性。作者由此推论，妻子的绝对收入(比丈夫的绝对收入)对于她的家务劳动(这种通常被认为是妻子的主要劳动)具有更大的影响，收入水平更高的妻子可能通过购买家政服务等外包形式以减少自身的家务劳动负担。由于“经济交换理论”和“性别偏离中和理论”都是在妻子收入和丈夫收入对于家务劳动有同等影响的基础上展开的，因此，它们都存在未能纳入绝对收入这一关键因素的理论缺陷。由于未能考虑到相对收入与绝对收入之间的关系，古普塔(Gupta，2007)认为“经济交换理论”和“性别偏离中和理论”都忽略了收入所代表的社会群体意义。基于上述批判，古普塔提出一种替代性的理论机制——“经济自主理论”，强调女性的绝对收入而非经济依赖影响了她的家务劳动投入。

古普塔在其三篇定量研究文献中对“经济自主理论”做出检验，并且都证实了妻子的绝对收入对其家务劳动投入的影响，作者通过嵌套模型发现，经济依赖(及其平方项)的作用仅在不考虑绝对收入时显著，当绝对收入进入模型时，只有妻子的绝对收入能够显著影响其家务劳动投入，经济依赖(及其平方项)的作用就不再显著(Gupta, 2006, 2007；Gupta and Ash, 2008)。古普塔的研究引发部分学者对“经济交换理论”和“性别偏离中和理论”的质疑，苏利文(Sullivan，2011)认为，“经济自主理论”的出现预示着“家务劳动的性别偏离中和的终结”。基于“经济自主理论”的解释，个人的经济自主性对于其家务劳动投入具有决定性影响，那么，即使对于丈夫而言，他的家务劳动投入也为其绝对收入而不是相对收入所解释。由此，笔者提出以下研究假设：

H3：无论是丈夫还是妻子，经济依赖对家务劳动的影响在加入绝对收入后将失去统计显著性，只有绝对收入对家务劳动比例具有显著影响。

三、研究设计 (一) 数据与样本

本研究采用的是中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)2012年的数据。CGSS2012数据覆盖中国大陆地区所有省级行政单位，采用多阶段分层抽样设计，共收回有效问卷11 765份，应答率为71.5%。这一份数据的问卷设计涵盖了本文所需要的两个关键变量：已婚个人及其配偶的收入；已婚个人及其配偶每周的家务劳动时间(可操作化为家务劳动比例)。此外，CGSS数据也涵盖了家务劳动研究需要控制的所有重要变量，如婚姻状态、性别意识形态、每周的市场劳动时间、家庭总收入等。

CGSS2012数据分两部分，其中B卷部分涉及个人具体的家务劳动时间，共有4 249位被访者报告了本人及配偶的家务劳动时间。参考既往的研究惯例(Greenstein，2000；Gupta，2007)，笔者仅保留婚姻状态为“已婚”¹的个人，由此删去了未婚、同居和离婚的81个样本。随后，笔者又把研究对象的年龄限定为18—64岁，由此删去了642个样本，剩余3 539个样本。在剔除了含有缺失值的样本后，共有2 965个样本进入本文的分析模型，其中男性(丈夫)样本共1 612个，女性(妻子)样本共1 353个。

(二) 变量

1.因变量

本研究参照格伦斯坦(Greenstein，2000)的方法，将因变量操作化具有分配属性的家务劳动比例：个人的周家务劳动时间/(个人的周家务劳动时间+配偶的周家务劳动时间)。需要说明的是，CGSS2012问卷中的家务劳动测量不包括子女抚育时间，这与绝大多数研究对家务劳动的理解与定义保持了高度一致(Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)。此外，考虑到劳动时间是限值变量，笔者参考格伦斯坦的指标设计，将每周家务劳动时间超过100小时的数据编码为100。

2.核心自变量

核心自变量为绝对收入与经济依赖(及其平方项)。绝对收入包括个人及其配偶过去一年的个人总收入，测量精确到个位数，取其自然对数进入模型。经济依赖的测量采取了与既往研究完全一致的方式(Sorensen and Mclanahan, 1987；Brines，1994；Greenstein，2000)，即个人的经济依赖=(个人年收入-配偶年收入) /(个人年收入+配偶年收入)，经济依赖的取值范围为-1—1，这意味着个人从经济上完全依赖配偶到经济上完全不依赖配偶(意味着个人对配偶经济依赖的下降)，0代表夫妻收入相同，不存在经济依赖。为了考察性别偏离中和模型是否存在，笔者将经济依赖的平方项也放入模型，取值范围为0—1。

3.其他自变量

根据“时间可及性理论”，市场劳动时间可能影响家务劳动分工(Bianchi, et al., 2000；Cunningham，2007)，本文分别控制了个人的周工作时间和配偶的周工作时间，编码为定距变量，与家务劳动时间的编码相似，笔者也将每周工作时间超过100小时的数据编码为100。考虑到性别意识形态对家务劳动的影响(Kan，2008)，参照既往的研究(孙晓冬、赖凯声，2016)，笔者通过CGSS问卷中关于性别意识形态的五个题目计算出个人的性别意识形态综合得分(越高表示越传统)。研究发现，子女数量可能影响夫妻的家务劳动投入(Evertsson and Nermo, 2004；杨菊华，2014)，因此，笔者也将子女数量编码为定距变量纳入分析模型。此外，本研究还控制了一系列人口身份变量，如年龄及其平方项(定距变量)，户口类型(“非农户口”=1，“农业户口”=0)，共产党员身份(“是”=1，“否”=0)，以及自评健康状况(定距变量)。个人的教育水平设定为虚拟变量，分别为“小学及以下”“初中”“高中”“大学及以上”，以“小学及以下”为参照。既往研究发现，家庭的社会经济地位可能对家务劳动的性别分工有不可忽视的影响(Usdansky，2011)，社会经济地位越高的家庭，越有可能购买更多的家政服务，由此改变家务劳动的规模与分工模式(Bittman，et al.，1999；de Ruijter，et al.，2005)。此外，有研究发现，绝对收入在与购买家政服务类型的关系方面存在显著的性别差异(Treas and de Ruijter，2008)，尽管在多数情况下家庭是一个消费单位，但家庭收入对家务劳动分工的作用可能不同于个人的绝对收入，CGSS问卷中询问了被访者家庭过去一年的总收入(测量精确到个位数)，因此，笔者将取其自然对数纳入模型。因变量与自变量描述如表 1所示。

(三) 模型与分析策略

与既往的研究(Greenstein，2000；Gupta，2007)相一致，本文将采用普通最小二乘法回归模型(ordinary least squares regression model)考察收入对已婚夫妻家务劳动比例的影响。具体分析策略为：第一步，建立回归模型分别考察经济依赖(及其平方项)与绝对收入对因变量的影响；第二步，将经济依赖(及其平方项)与绝对收入同时放入回归模型；第三步，将其他自变量放入回归模型，考察经济依赖(及其平方项)与绝对收入对因变量的影响。需要说明的是，为了检验研究结果的稳健性，本研究将采用三种方式对模型结果进行稳健性检验：首先，采用多重插补法对文中核心自变量的缺失值进行插补，考察研究结果能否保持稳健性；其次，对样本采取更为严格的限定，在有全职工作(每周工作时间不少于40小时)的夫妻中考察收入对于家务劳动比例的影响；最后，参考采用古普塔(Gupta，2007)的方法(在分析策略的第一步即加入其他自变量)，以检验在控制其他自变量后“经济自主理论”的假设是否成立。

四、实证结果 (一) 描述统计

表 1显示，中国18—64岁的妻子报告的家务劳动比例均值为73.4%，丈夫报告的家务劳动比例均值为30.5%，妻子报告的比例高于丈夫报告的比例。既往研究发现，妻子容易高估自己的家务劳动时间并低估丈夫的家务劳动时间，丈夫则容易夸大自己的家务劳动时间，二者报告的家务劳动比例具有一定的差异(Lee and Waite, 2005)，本文的研究发现与既往研究保持了一致。基于CGSS2012的描述性结果与国内其他数据关于夫妻家务劳动的比例估算相似，刘爱玉、佟新等(2015)基于中国妇女地位调查2010年的数据分析显示，丈夫报告的家务劳动比例(经计算)为29.7%，胡杨(Hu，2015)基于中国家庭追踪调查(CFPS)2010年的数据的分析显示，丈夫报告的家务劳动比例为29.2%，本研究的数据结果(30.5%)与这些结果基本一致。此外，格伦斯坦(Greenstein，2000)基于美国样本的研究发现，妻子报告的家务劳动比例为69.1%(丈夫为30.9%)；艾沃特森和纳蒙(Evertsson and Nermo, 2004)基于瑞典样本的研究发现，妻子报告的家务劳动比例为72.7%(丈夫为27.3%)。中国夫妻报告的家务劳动比例(妻子约为70%，丈夫约为30%)与发达国家所报告的夫妻比例大体相当。

从表 1可知，妻子和丈夫所报告的经济依赖系数均值分别为-0.240与0.315，这说明，从相对收入来说，中国家庭中妻子在收入上更加依赖丈夫。传统的“依赖型”妻子的比例为58.5%，非传统的“支柱型”妻子所占比例为15.5%，有26%的妻子在收入上与配偶相同；传统的“支柱型”丈夫的比例为68.3%，非传统的“依赖型”比例为10.7%，约21%的丈夫报告的收入与配偶相等。从绝对收入来看，妻子报告的个人年收入明显低于其配偶，丈夫报告的个人年收入高于其配偶。妻子报告的周工作时间约为30小时，相对而言，丈夫的周工作时间约为42小时，这一结果与胡杨和特雷斯等的研究结果基本一致。²妻子和丈夫所报告的性别意识形态综合得分均值分别为2.730与2.784，总体来看，丈夫具有更明显的传统主义特征。相对而言，丈夫比妻子更可能成为党员，这反映二者在政治资本上可能存在性别差异。妻子的平均年龄为44.6岁，丈夫相对高2岁，二者报告的子女数量、户口类型分布、自评健康和家庭年收入基本一致。

(二) 模型结果与分析

1.收入对妻子家务劳动比例的作用

如收入对妻子家务劳动比例的OLS模型结果(见表 2)所示，模型整体通过了显著性检验且不存在共线性问题。在模型1.1中放入了经济依赖与经济依赖平方项，结果显示，经济依赖对因变量的作用是负向的且具有统计显著意义(b=-0.084，p＜0.001)，说明随着妻子对丈夫经济依赖程度的降低，其家务劳动比例也会逐渐下降。经济依赖的平方项对因变量的作用未通过0.05水平上的显著性检验，说明经济依赖与家务劳动比例之间不存在曲线关系。作为一种替代模型，模型1.2考察绝对收入的影响，个人年收入对数对因变量的作用为负向且显著(b=-0.01，p＜0.001)，说明妻子的家务劳动比例随着绝对收入的增长而降低，配偶年收入对数的作用未通过0.05水平上的显著性检验。

在模型1.3中同时放入上述变量，模型结果显示绝对收入与因变量的联系在综合了经济依赖(及其平方项)后失去了统计显著性，经济依赖对因变量的作用依旧在0.001的水平上显著且方向为负(b=-0.096)。模型1.4是在模型1.3基础上加入所有自变量后的全效应模型，与模型1.3的结果相似，在加入全部自变量后，经济依赖对于因变量的作用为负向且具有统计显著意义(b=-0.061，p＜0.05)，其他与收入相关的变量对因变量的作用都不显著。

综上可知，收入对中国已婚女性的家务劳动比例的作用呈现经济交换的特征，即，妻子对于丈夫经济依赖越低，她所承担的家务劳动比例越低，这一作用在绝对收入加入模型后依旧显著。由于经济依赖平方项的作用不显著，因此，基于CGSS2012数据的分析未发现足够的证据支持妻子的收入与家务劳动中性别偏离中和现象的存在。最后，由于个人的绝对收入对因变量的作用在考虑经济依赖及平方项后未通过显著性检验，也没能替代相对收入对于因变量的作用，因此，本研究认为，没有充分的证据支持古普塔(Gupta, 2007)提出的“经济自主理论”。

2.收入对于丈夫家务劳动比例的作用

表 3显示，收入对于丈夫家务劳动比例影响的OLS模型整体通过了显著性检验并且不存在共线性问题。模型2.1只放入经济依赖及其平方项，结果显示，经济依赖的平方项对因变量的作用在这一模型中未通过显著性检验，经济依赖(一次项)对于因变量的作用方向为负(b=-0.085)且在0.001的水平上显著，说明丈夫对于配偶经济依赖程度的降低会减少其家务劳动比例。模型2.2单独放入了个人及其配偶的绝对收入，结果显示，丈夫绝对收入每增加一个单位，其家务劳动比例就减少1.2%(p＜0.001)；与收入对妻子家务劳动作用的模型1.2不同的是，配偶的绝对收入能够影响丈夫的家务劳动比例且在0.001的水平上显著，配偶绝对收入每增加一个单位，丈夫的家务劳动比例就增加0.9%。

模型2.3综合考察了收入对于因变量的作用，与模型1.3的结果相似，个人年收入对数对于家务劳动比例的作用在经济依赖及其平方项加入模型后失去了统计显著意义。经济依赖对因变量的作用依旧在0.001的水平上显著且方向为负(b=-0.103)。然而，模型2.3中的经济依赖平方项在加入了绝对收入后在0.05的水平上显著，且其回归系数方向为负(b=-0.054)，即经济依赖对于丈夫家务劳动比例的作用呈现为倒“U”型曲线特征。这不仅说明收入对丈夫家务劳动比例的作用符合性别偏离中和模型的预测，还说明这种特征建立在同时纳入经济依赖与绝对收入作为影响因素的基础上。模型2.4是将所有自变量同时放入回归方程的全效应模型，核心自变量对因变量的影响在系数方向上与模型2.3保持了一致，经济依赖及其平方项对因变量的作用在0.05的水平上显著，收入对丈夫家务劳动比例的作用依旧呈现为倒“U”型曲线特征，尽管配偶年收入对数对因变量的作用在0.05的水平上显著，个人年收入对数的作用仍未通过显著性检验。

综上可知，收入对丈夫家务劳动比例的影响具有明显的性别偏离中和特征，即丈夫的家务劳动比例随着对配偶经济依赖的增加呈现为倒“U”型曲线特征。对妻子收入有较高依赖的丈夫会通过减少家务劳动比例来补偿其性别形象的偏离。个人的绝对收入对因变量的作用在与经济依赖及其平方项共同放入模型后未能通过显著性检验，因此，基于CGSS2012数据的结果也未能支持“经济自主理论”的假设。

模型2.3的结果表明，在加入个人以及配偶的年收入对数后，经济依赖与丈夫家务劳动比例的关系从线性负相关关系变为倒“U”型曲线关系。为了更为细致地考察上述变化的过程，本研究将模型2.3分解为两个OLS回归模型，分别考察加入个人年收入对数与配偶年收入对数后经济依赖对因变量的作用。模型2.3.1的结果显示，个人年收入对数的加入并未改变经济依赖平方项对因变量作用的显著性。模型2.3.2的结果显示，在加入配偶年收入对数后，经济依赖平方项对因变量的作用在0.05的水平上显著并且系数方向为负(b=-0.056)。这一结果说明，经济依赖对丈夫家务劳动比例的作用机制随着配偶绝对收入的加入发生了转变，即从强调资源博弈的经济交换机制变为强调性别形象补偿的性别偏离中和机制，这一结果不同于基于国外调查数据的研究发现。³

3.稳健性检验

为了检验模型结果的稳健性，笔者首先采用多重插补法对核心自变量进行插补，通过基于MCMC策略下的插补后，女性和男性的样本数量分别增加至1 455与1 741。研究结果显示，经济依赖对妻子家务劳动比例的作用方向与原文一致，具有经济交换特征，经济依赖平方项以及个人年收入对数对于因变量的作用都不具有统计上的显著意义；对于丈夫而言，配偶年收入对数的加入使得经济依赖对家务劳动比例的作用从线性负相关关系变为倒“U”型曲线关系(经济依赖及其平方项对因变量的作用在0.05的水平上显著，且二次项系数为负)。

其次，本研究对样本进行了更为严苛的限定，只在全职工作的已婚夫妻中考察收入对于家务劳动比例的影响。模型显示，经济依赖对妻子家务劳动比例的作用显著且方向为负，经济依赖平方项以及个人年收入对数对于因变量的作用都不具有统计上的显著意义。经济依赖在不考虑配偶年收入对数的情况下，与因变量的关系为线性负相关关系，一旦加入配偶年收入对数，其与因变量为倒“U”型曲线关系(经济依赖及其平方项对因变量的作用在0.05的水平上显著，且二次项系数为负)。上述结果与正文模型结果保持了高度一致。

最后，根据古普塔(Gupta，2007)对于经济自主模型的检验策略，笔者在模型1.2与模型2.2中加入了所有其他自变量。结果显示，对于妻子而言，其家务劳动比例随着对配偶经济依赖的降低而下降，不存在性别偏离中和现象，个人年收入对家务劳动比例的作用为通过显著性检验。对于丈夫而言，随着配偶年收入对数的加入，经济依赖与家务劳动比例的关系从线性负相关变为倒“U”型曲线关系(经济依赖及其平方项对因变量的作用在0.05的水平上显著，且二次项系数为负)，这与正文结果完全一致。综上所述，笔者认为，本研究的发现具有较高的稳健性。

五、结论和讨论

在过去四十年中，大量的经验研究证实了收入与家务劳动行为的密切联系，并在理论上依次发展出经济交换、性别偏离中和、经济自主三种理论机制。迄今为止，关于收入如何影响了已婚夫妻的家务劳动行为的问题仍存在诸多争议。对于上述争议的一个合理解释可能是，宏观的社会结构与文化情境形塑了收入对于夫妻家务劳动行为的作用机制及其方向(Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)，因此，在制度与观念有差异的社会情境中，收入对夫妻家务劳动分工的影响也不尽相同。本研究发现，中国家庭的家务劳动性别分工依旧呈现明显的传统主义特征，妻子承担了超过70%的家务劳动，丈夫承担了约30%的家务劳动；妻子对配偶的经济依赖的降低推动了其家务劳动比例的下降；丈夫的家务劳动比例则受到其相对收入以及配偶绝对收入的共同影响。

首先，本研究发现妻子对配偶经济依赖程度的降低会减少其家务劳动比例，经济依赖与家务劳动比例的关系为线性负相关，未发现足够的证据支持二次曲线的存在。这一发现与布赖恩斯(Brines，1994)及艾沃特森和纳蒙(Evertsson and Nermo, 2004)的研究发现一致。本研究认为，收入对妻子家务劳动的影响符合经济交换机制的原因有两方面。首先，中国社会核心家庭比例的上升(Tsui，1989；王跃生，2006；Yeung，2013)和父系结构下妻子(相比于丈夫)从生身父母家庭得到的有限支持(Zhang，2009)，使得除了丈夫以外，女性在婚后难以从其他交换渠道获取经济资源。当前中国社会依旧存在明显的收入性别差异(李春玲、李实，2008)，这导致相对经济地位更低的多数妻子在经济上更加依赖其配偶，在家务劳动领域的议价能力严重不足，因此，默许通过付出更多的家务劳动作为向丈夫获取经济资源的交换条件。其次，既有研究发现中国女性的性别意识形态相对于男性而言具有更明显的平等主义特征(Shu and Zhu, 2012；Oshio, et al., 2013；孙晓冬、赖凯声，2016)，由此减少了中国已婚女性对性别偏离做出直接补偿的可能性，还增加了她们选择通过降低经济依赖以减少家务劳动负担的经济交换策略的可能性。

其次，本研究发现，丈夫对配偶经济依赖的提升会导致家务劳动比例呈现倒“U”型曲线特征，这是首次有研究发现中国丈夫的家务劳动行为中存在性别偏离中和特征。笔者认为，收入对中国丈夫家务劳动影响的性别偏离中和特征来自于两种社会因素的合力：在个人层面，丈夫的性别意识形态比妻子更偏向传统主义，作为经济依赖方的丈夫在日常生活互动中对性别形象偏离的感知更为强烈；在社会层面，父系制度结构和儒家文化传统下社会对于丈夫的性别角色期望更偏向传统的“经济支柱”要求。上述两种社会力量的合力导致在经济地位领域偏离“经济支柱”这一男性角色的丈夫会在其他领域努力建构符合上述角色要求的性别认同，家务劳动作为日常生活互动最能呈现性别角色的行动成为丈夫建构性别的选择。作为依赖方的丈夫会通过降低自身的家务劳动参与比例以彰显自身的男性地位，从而补偿性别形象的偏离。

基于上述研究发现，本文支持了刘爱玉、佟新等(2015)和刘爱玉、庄家炽等(2015)关于已婚女性的经济依赖与家务劳动时间呈现的线性负相关关系，但未能发现绝对收入的作用。本研究认为，其中一个原因可能是因变量的操作化方式问题，既往研究已经证实，即使在数据相同的情况下，将家务劳动操作化为绝对的家务时间和相对的家务比例，也会导致收入对因变量的作用存在差异(Brines，1994；Greenstein，2000)。此外，於嘉(2014)的研究将农村女性样本出现的“性别偏离中和”现象(该文称为“性别表演”)的原因归结于农村地区的女性受到传统性别观念的影响，遗憾的是，上文模型设计中未能纳入性别观念。性别观念(或性别意识形态)对于女性家务劳动具有显著地影响(Lavee and Katz, 2002；Braun，et al.，2008；，2014)，在加入性别观念后，本文以及刘爱玉、佟新等(2015)和刘爱玉、庄家炽等(2015)的实证结果皆未发现经济依赖对女性家务劳动的影响呈现“U”型曲线特征，因此未能支持“性别偏离中和”现象的存在。与以往关于收入与已婚夫妻家务劳动的理论机制与经验发现不同的是，本研究发现，是否将配偶的绝对收入考虑在内会使得经济依赖与丈夫家务劳动比例的关系呈现两种截然不同的模式：如果不考虑配偶的绝对收入，收入对丈夫家务劳动的影响则具有经济交换特征；如果考虑配偶的绝对收入，上述关系则呈现性别偏离中和特征；在经济依赖及其平方项的作用外，配偶的绝对收入依旧对丈夫的家务劳动比例有显著影响。这一结果说明，无论是强调经济的依赖方与支柱方的“经济交换理论”，还是强调对偏离性别形象的补偿的“性别偏离中和理论”，都不能单独解释收入与中国已婚男性家务劳动的关系。“经济自主理论”虽然不能解释中国已婚女性自身的家务劳动比例，却能够通过妻子的收入以及妻子相对于丈夫的收入来预测丈夫的家务劳动比例。因此，致力于解释收入与夫妻家务劳动行为的三种理论不再像国外(尤其是发达国家)的研究者所理解的那样，是一种分裂、独立和互斥的关系(Lachance-Grzela and Bouchard, 2010)，而是呈现一种联系性特征。这种联系性为收入与家务劳动的关系研究预示了一个更具包容性的揭示框架，即在家庭结构的父系制特征明显但女性经济地位快速提升的中国社会，丈夫的相对收入和妻子的绝对收入共同解释并预测了家务劳动性别分工的变动趋势。

基于上述发现与讨论，本研究认为，中国家庭内部可能存在关于性别认同的间接补偿策略。这种间接补偿策略发生的社会背景为：中国社会默认已婚女性要承担妻子、母亲和工作者三种角色的职责(Robinson，1985)，在多数女性参与劳动力市场和针对妻子与母亲的社会福利供给不足的双重限定下，妻子的家务劳动负担已经非常重(杨菊华，2014)。因此，当代中国社会中作为经济支柱方的妻子，正尝试探索一种在不增加自身家务劳动负担的同时建构传统性别认同的间接补偿策略。这一策略表现为：依赖型丈夫的妻子(即支柱型妻子)，可能会通过购买家政服务的方式减少丈夫的家务劳动参与，这部分服务可能包括搬运物品(如搬家、电器等)、户外劳动(如玻璃擦洗)、接送家人等原本由丈夫承担的“男性家务劳动”。由此，依赖型丈夫报告的家务劳动比例可能随着妻子用于购买这部分家政服务的支出的不断上升(而这部分支出又与妻子的绝对收入以及夫妻的相对收入有关)而逐渐下降，而妻子仍然将这部分劳动视为丈夫的家务劳动参与(只是通过购买服务，不再由丈夫亲自操作了)。通过上述过程，妻子不仅未增加自身的家务劳动负担，还通过间接补偿的方式(与丈夫主动的性别补偿一同)建构了丈夫的传统性别形象，维持了传统“经济支柱/家庭主妇”的性别认同。

未来的研究应在如下两个方面继续考察收入对夫妻家务劳动的影响。首先，由于数据的限制，本研究未能将其他家庭成员(例如子女、父母、其他同居亲属等)的家务劳动比例计算在内，理想的情况应当是：个人的家务劳动比例=(个人的家务劳动时间)/(所有家庭成员的家务劳动时间)。尽管根据格伦斯坦(Greenstein，2000)的研究，夫妻双方的家务劳动比例约占家庭成员的93%，但考虑到中国社会依旧存在较高比例的根干家庭(即夫妻和父母共同居住的家庭)，未来的研究应当在问卷设计和数据分析中加入其他成员的家务劳动比例。其次，尽管已有的研究发现妻子更多的是通过相对收入提升的议价方式而不是通过自主购买家政服务的方式以减少家务劳动负担(Killewald，2011)，由于CGSS问卷中未涉及具体的家政服务支出，本研究依旧无法排除妻子通过相对收入提升而增加购买家政服务以降低家务劳动比例的可能性，因此，未来的研究应当在细化家庭支出的前提下尽可能将家政服务支出(或者购买家政服务的决策权)纳入自变量体系，从而更精确地评估收入对于中国已婚夫妻家务劳动分工的解释力。

注释：

1. 也有研究者将其称为“在婚”(刘爱玉、佟新等，2005)。

2. 胡杨(Hu，2015)发现，中国父亲每周工作47小时，母亲每周30小时；特雷斯等(Treas and Ruijter，2008)发现美国女性每周工作28小时，男性40小时。

3. 国外的研究认为收入对家务劳动分工的不同机制是相互独立的，不存在上述转变过程(Gupta，2007；Schneider，2011)。