家庭收入的变化、丈夫和妻子之间的时间使用以及两性平等_性别平等论文

家庭收入变化、夫妻间时间利用与性别平等，本文主要内容关键词为：夫妻间论文,平等论文,家庭收入论文,性别论文,时间论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      一、引言与文献

      家庭内部资源在夫妻间的配置是考察性别平等问题的传统途径。作为一种重要资源，时间如何配置直接影响着个人福利水平(Gronau，1977；Floro，1995)。夫妻如何在不同活动间，特别是家务劳动上分配时间是考察性别影响力的重要指标(Gershuny和Robinson，1988；Baxter，1997；Baxter和Hewitt 2013)。Becker(1965)认为各种外生因素，包括工资率(单位时间工资收入)、家庭财产、商品价格的变化都会引起家庭成员时间配置的变化。据此，一些文献考察了收入对夫妻间时间配置的影响以探察性别影响力(gender power)的动态变化并辨析福利水平的性别差异。Ghosh和Kanbur(2008)对家庭福利的考察表明，男性工资增加时，其工作时间会相对增加，家务时间相对减少，家庭中的女性则会在家务上耗费更多时间。Biddle和Hamermesh(1990)基于12国数据的研究显示，工资率提高将使就业男性睡眠时间减少，但工作时间增加。同时，对就业女性睡眠时间亦存在负向影响。此外，MacPhail和Dong(2007)利用中国农村数据发现女性个人收入在夫妻共同收入中的相对份额统计上决定了家庭劳动性别分工，女性对家庭收入的相对贡献越大则承担的家务劳动相对越少。齐良书(2005)基于中国双收入家庭数据，以夫妻双方工资率之差与工资率之和的比值代表议价能力进行的研究显示，议价能力上升时男性家务劳动时间较女性家务劳动时间更富有弹性。此类分析准确清晰地描述了夫妻在时间配置上的对抗博弈，但并未说明收入提升能否推进时间利用上的性别平等。与此相对，将家庭收入引入两性时间利用分析可充分展示夫妻在相同经济条件下的不同时间配置模式，并使探查收入变化对夫妻间时间利用差异的影响成为可能。为避免互为因果引致结果偏误，已有文献主要探讨了家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用的影响。Alenezi和Walden(2004)使用美国1979-1991年数据发现，伴随家庭非劳动收入(non-labor income)的增加，夫妻双方家务时间均有所减少，丈夫市场工作时间增加，但妻子外出工作时间无显著变化。Schultz(1990)利用泰国1981年的数据进一步证实，非劳动收入(non-earned income)更高的妇女享有更多闲暇时间。Chang等(2011)在对中国农业劳动力女性化问题的研究中发现，家庭非劳动收入增加将引致包含有偿劳动和无偿劳动在内的个人总劳动时间上升，但夫妻在总劳动时间绝对差异上并没有显著扩大。上述文献初步探讨了家庭非劳动收入变化对夫妻间时间配置的影响，但主要集中在家务、工作等单项活动时间配置上。家庭非劳动收入变化对夫妻之间时间利用模式及其性别差异的全面影响还有待深入研究。

      事实上，中国宏观经济的长足发展使居民收入，特别是非劳动收入得到了大幅提升。2009-2013年，中国城镇居民家庭人均非劳动收入从4523.9元增加到6245元(见图1a)，年均增长11.75%。农村居民家庭人均非劳动收入从505.1元增加到833.6元(见图1b)，年均增长15.04%。在此期间，非劳动收入约占城镇居民家庭人均可支配收入的29%，约占农村居民家庭人均纯收入的11.2%(见图1c)，均呈上升趋势。可见，家庭非劳动收入是中国居民家庭收入的重要组成部分。探讨家庭非劳动收入变化对中国夫妻间时间利用的影响是基于居民时间福利水平对宏观经济发展的微观红利分配进行考察，具有重要的现实意义。

      

      图1 2009-2013年中国居民家庭收入结构变化

      说明：相关数据来源于国家统计局网络数据库。非劳动收入涵盖财产性收入和转移性收入，均为剔除价格波动后的实际值。

      本文拟采用2010年囊括中国25个省、包含城镇和农村地区6033对夫妻信息的微观数据，就家庭非劳动收入变化对夫妻之间时间利用模式及其性别差异的影响进行深入探讨。本文的研究特色为：(1)从家庭收入角度探查性别平等。与已有文献多基于个人收入探讨性别议价能力不同，本文将着重考察家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用差异的影响，从而探查性别平等状况。(2)全面考察中国夫妻全天时间配置差异。克服现有时间利用研究多停留在对家务(MacPhail和Dong，2007；齐良书，2005)、工作(Chang等，2011)等单项活动的探讨上，就夫妻全天活动时间配置①进行细致考察。(3)聚焦性别差异，首次设置标准化时间利用性别距指标。②依托该指标，本文重点关注家庭非劳动收入变化对夫妻之间时间配置产生的影响。当然，夫妻间时间利用模式完全一致并不代表性别福利水平上的绝对公平，但我们仍可借助家庭非劳动收入变化条件下夫妻间时间利用性别距的反应探察性别不平等状况的相对变化。(4)嵌入文化和家庭分析(culture and family embeddedness)对经济学解释进行补充。对经济行为的理解不能置之于所在社会结构和社会关系之外(Polanyi，1944；Granovetter，1985、1990、1992)，事实上除了夫妻双方相对收入、财产等家庭内部因素外，社会规范、婚姻市场状况等家庭外部非经济因素也在左右着性别影响力(Agarwal，1997；Heisig，2011；Bertocchi等，2014)。将文化与家庭因素嵌入到家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式的影响分析中将有利于获得更为立体有效的解释。本文中，我们将着重关注两个问题：(1)伴随家庭非劳动收入的相对提升，夫妻间时间利用模式将呈现怎样的变化？这在性别平等上有何意义？(2)家庭非劳动收入相对提升是否会引致夫妻间时间利用性别距朝着有利于性别和谐的方向发展？本文余下部分结构安排为：第二部分为理论框架与假说；第三部分是数据介绍与统计描述；第四部分为分析方法与模型设计；第五部分探讨家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式的影响；第六部分进一步探讨家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用性别距的影响；第七部分为结论性评述。

      二、理论框架与假说

      经典“收入—闲暇”模型(income-leisure model)解释了为何存在向后弯曲的劳动供给曲线，也为本文探讨收入变化对时间配置的影响提供了理论依据(Mincer，1962；Becker，1965；Sharir，1975；Benjamin，1992；Altman，2001)。依据Becker(1965)提出的购买的市场产品需要在家庭内部耗费时间加工才能产生效益的观点，该模型假设个人效用函数为：

      U=f(C，NM) (1)

      其中，C为对物品与劳务的消费，NM为包含家务、闲暇和个人照料时间在内的非市场活动时间。据此，个人效用最大化将受到收入和时间两种资源的双重约束：

      C≤Y=wL+A (2)

      T=L+NM (3)

      式(2)说明，消费C受限于总收入水平Y，即对商品的最大消费额等于由劳动收入(工资率w与市场活动时间L的乘积)与非劳动收入(限定时段非工资收入A)共同组成的收入总额。式(3)则表明总时间T为市场活动时间L与非市场活动时间NM之和。③依据(1)式和(2)式，增加市场活动时间L的投入可扩大收入预算Y，进而扩大消费C以获得个人效用的提升。式(1)表明，对非市场活动时间NM的投入本身便可提高效用水平。市场活动时间L与非市场活动时间NM的投入在有限时间禀赋T的约束下形成了替代关系，因而非市场活动的价格或机会成本可以由市场劳动工资率w来衡量(Altman，2001)。由此可见，工资率是影响非市场活动时间NM配置的重要因素。

      NM=f(w) (4)

      同时，凭借收入人们可购买具有时间节约效应的物品或劳务，从而节省从事家庭维护(maintenance)等活动的时间。此类产品购买越多，节约的可支配时间就越多，可用于休闲等活动的时间也随之增多(Becker，1965)。因而，几乎无需时间投入的非劳动收入A亦将影响非市场活动时间NM的决定。

      NM=f(A) (5)

      所以，非市场活动时间NM的确定将受到非劳动收入A和工资率w的共同影响：

      NM=f(A，w) (6)

      依据“收入—闲暇”模型，劳动供给函数可以描述为(Altman，2001)：

      L=f(A，w) (7)

      也就是说，市场活动时间L的确定亦取决于非劳动收入A与工资率w。结合(6)和(7)式，非劳动收入A与工资率w是影响人们各项活动时间配置T的决定因素：

      T=f(A，w) (8)

      由式(2)可知，市场活动时间L影响了收入水平Y的决定，而式(3)展示了L与NM存在着共线关系，这可能引致家庭总收入与夫妻间时间配置存在互为因果的内生性问题。有鉴于此，本文秉承文献惯常做法(Alenezi和Walden，2004；Schultz，1990；Chang等，2011)，仅从独立于时间禀赋的家庭非劳动收入层面考察家庭收入变化对夫妻间时间利用的影响。因着重考察夫妻面对同一家庭经济条件变化可能产生的差异反应，所以本文未对家庭非劳动收入是否仅仅来自于夫妻二人做限定。

      欲考察家庭非劳动收入提升对夫妻间时间配置的影响，探讨夫妻关系是重要前提。新古典单一家庭模型(unitary family model)把家庭视为一个由偏好相同的家庭成员组成的整体(Becker，1965)，遵循夫妻决策目标一致的假设，被称为“一致同意模型”(consensus models)。而家庭内部博弈模型则假设夫妻具有各自不同的偏好，都试图在家庭中最大化个人利益(Lundberg和Pollak，1993；Carter和Katz，1997；Konrad和Lommerud，2000；Chen和Wooley，2001；Chiappori，1988、1992、1997；Quisumbing和Maluccio，2003)，共同归属于“非一致同意模型”(nonconsensus models)。④本文拟采用“非一致同意”假设，即夫妻双方具有不同的个人效用函数，家庭内部资源配置是夫妻双方博弈的结果。基于更具一般性的集体模型，家庭决策可被看做两阶段决策过程：第一阶段，夫妻双方决定家庭资源的“分配规则”；第二阶段，夫妻各自在所分配到的资源约束下，求解个人效用最大化(齐良书，2012)。假设夫妻个人效用函数为：

      

      以男性为例，其决策过程可以写为：

      

      其中，S为家庭资源总额，

，f表示家庭资源的分配规则。此时，若获得

函数的具体表达式则可利用Kuhn-Tucker定理求解个人效用最大化一阶条件。依据“非一致同意”假设有

取值范围在[0，1]区间，由此家庭总效用可表示为

(Browning等，2007)。少量文献曾对分配规则进行了考察，发现

总体上受到个人及配偶对家庭结构和社会存在影响的系列变量z的作用，包括收入、就业状况、年龄、教育程度、理财知识、健康状况等(Dobbelsteen和Kooreman，1997；Elder和Rudolph，2003；Woolley，2003；Friedberg和Webb，2006；Lührmann和Maurer，2007)。式(13)显示，夫妻双方劳动收入或家庭非劳动收入发生变化都将引致丈夫和妻子时间资源分配的变化，此种变化根本上取决于受传统社会性别角色规范约束的夫妻在“非一致同意”假设前提下采用怎样的分配规则，即夫妻在博弈过程中对时间资源的控制程度。

      事实上，夫妻间的竞争博弈不仅基于个人能力，还会受到社会价值体系(value system)和社会规范(societal norms)的重要影响，将文化和家庭分析嵌入经济学研究将有利于获得更为立体、有效的解释。简言之，文化嵌入分析(cultural embeddedness)囊括价值体系、社会规范、地区传统、行为规范、法律及制度框架等众多内容。家庭嵌入分析(family embeddedness)涉及家庭角色参与(participation in family roles)、家庭资源获取(access to household resources)及家庭体系特征。文化和家庭规范相互交织着对夫妻间时间利用产生不同影响。譬如，传统父权制(patriarchal norms)在家庭劳动性别分工的形成上起到了重要作用。一直以来，性别时间利用模式严格遵循着传统性别角色分工，即男人应为获得收入养家糊口在市场工作，而女人应待在家中料理家务照顾家人。研究显示，中国女性视照顾家庭为己任，较男性而言承担了更多家务劳动(每周多7.5小时)(MacPhail和Dong，2007)。有鉴于此，在传统社会性别角色规范的潜在影响下，中国夫妻个人时间配置对家庭非劳动收入变化的反应必将有所差异。

      基于经典的“收入—闲暇”模型和“非一致同意”假设，本文将考察家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式及其性别差异的影响，进而探查家庭内部性别平等现状。如何在工作、家务和闲暇间分配时间(Gronau，1977)，可否自主进行时间配置决策(Floro，1995；Burchardt，2010)成为衡量福利水平高低的重要依据(Ghosh，等2008；Offer等，2011；Chang等，2011；Heisig，2011)。本文借鉴刘娜(2013)的做法，将所有活动归类为家务、工作、闲暇、个人照料四类，以考察家庭非劳动收入对居民时间福利的影响。因城镇家庭和农村家庭非劳动收入在绝对数额和相对结构上存在一定差异，且不同地区居民生活方式不尽相同，本文将分别考察城镇地区和农村地区家庭非劳动收入变化对夫妻间时间配置的影响。考虑到居民各项活动的时间配置弹性在工作日和休息日也存在一定差异，我们还将工作日组与休息日组区分展开分析。⑤

      三、数据介绍与统计描述

      本文采用中国家庭动态跟踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2010年数据。该数据由北京大学985项目资助，北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)执行。基于入户个人调查，CFPS2010年数据提供了覆盖全国25个省(区、直辖市)⑥涉及城镇和农村居民的大量经济信息，其特有的时间利用模块为我们提供了居民全天各项活动时间利用的详细信息。在处理了缺漏值、剔除了主要变量同时为零的数据和奇异值后，我们的有效样本包含16～60岁⑦的6033对在婚夫妻的相关信息。

      表1为主要变量的定义，表2是利用CFPS2010年数据计算的主要变量描述性统计。

      表3是基于CFPS2010数据计算的夫妻间时间利用统计描述及城镇与农村地区的差异。t值检验表明，各项活动在时间配置上的性别差异相当显著。

      

      总体而言，妻子比丈夫在家务上花费更多时间(每个工作日多131.5分钟)，其次为个人照料(每个工作日多26分钟)，而丈夫比妻子享受更多闲暇(每个工作日多18.1分钟)，但却在工作上付出更大努力(每个工作日多从事137.1分钟)。夫妻在家务和工作上相对明确的分工模式无论在城镇还是农村，工作日或是休息日都广泛存在，这说明传统社会性别角色规范仍然深刻影响着中国夫妻间时间利用模式；对比农村妇女和城镇妇女的时间配置可以看到，每个工作日，农村妇女在家务劳动上平均投入236.9分钟，比城镇妇女多13.6分钟。同时农村妇女在工作上平均耗费298.5分钟，亦比城镇妇女多22.4分钟。然而，农村妇女仅获得160.8分钟闲暇，比城镇妇女少近1小时。可见，农村妇女以牺牲闲暇为代价承担着比城镇妇女更高的总体劳动强度。观察男性家务参与情况可知，农村男性每个工作日在家务上平均耗费106分钟，比城镇男性多分担15分钟家务。农村男性之所以承担绝对数量上更多的家务劳动，可能源于农村生活方式下相对更重的家务负担以及相对缓慢的生活节奏。由此可见，中国居民“二元”结构差异不仅仅局限在户籍上，城乡居民时间利用模式差异本身已相当大。

      

      由上述统计可见，即使在社会经济长足发展的今天，传统社会性别角色规范仍然存在着广泛作用并深刻影响着中国居民时间利用性别模式。那么，家庭非劳动收入相对提升将如何影响夫妻间时间利用模式？这一变化能否改善夫妻间时间利用上的不平等？对此我们进行了更为细致地描述分析。

      

      图2展示了基于家庭非劳动收入的夫妻间时间利用模式(家务、工作、闲暇及个人照料)比较。所有样本按照家庭非劳动收入划分为十组。⑧其中，图2a展示了家庭非劳动收入提升对夫妻家务时间配置的影响。伴随家庭非劳动收入的逐步增加，夫妻家务时间虽有小幅波动但却几乎保持在了同一水平。可见，在刚性家庭照料责任约束下，家庭非劳动收入提升对夫妻家务时间配置影响甚微；家庭非劳动收入变化对夫妻市场工作的影响显示于图2b。当家庭非劳动收入增加时，夫妻工作日和休息日工作时间均显著减少，尤其是最低收入组和最高收入组人群。这表明，当经济条件较好时，居民更偏好减少在市场工作上的时间投入。图2c和d描述了家庭非劳动收入变化对夫妻闲暇及个人照料时间的影响。有意思的是，当家庭非劳动收入提升时，夫妻闲暇时间均有所增加，同时个人照料时间却都在减少。这呈现出一个矛盾的问题：家庭非劳动收入提升对个人总体福利到底会产生怎样的影响？后文中，我们将对此持续关注。

      

      图2 夫妻间时间利用：家庭非劳动收入与四种活动

      说明：图中数据以匹配夫妻为统计对象；横轴为家庭非劳动收入十组分组，纵轴为活动时间。

      图3展示了工作日家庭非劳动收入增加对夫妻间时间利用性别距(G值)的影响(休息日影响趋同，此处略去)。总体上，若G值更集中于G＞0区域，说明该项活动中女性较男性投入了更多时间，反之则说明男性较女性投入了更多时间。而随着家庭非劳动收入的不断提升，G值呈现上行还是下行的变化走势分别代表夫妻从事某项活动的时间利用性别距的扩大或缩小。

      

      图3 夫妻间时间利用性别距：家庭非劳动收入与四种活动(工作日)

      说明：时间利用性别距以女性时间利用模式为基准进行测度。

      我们首先考察夫妻在家务上的时间利用性别距(图3a)。当家庭非劳动收入为0时，夫妻家务G值在-1～1区间均有分布，相对更集中于G＞0区域。伴随家庭非劳动收入的增加，夫妻家务G值呈现向G＞0区域集中趋势，然而拟合线并未展示出显著向右上方倾斜的走势。这表明总体上，妻子承担着家庭中相对较多的家务劳动，而随着家庭非劳动收入不断提升妻子将承担更多家务劳动，但夫妻家务时间利用性别距是否会拉大，趋势并不明显。接下来观察夫妻工作时间利用性别距(图3b)。总体上，夫妻工作G值围绕G=0水平线成锥形分布。当家庭非劳动收入为0时，G值样本点主要分布在0.5～-1区间，偏向G＜0区域。随着家庭非劳动收入的不断增加，G值逐渐趋近于G=0水平线，但绝对数值上依然向G＜0区域下倾。拟合线展示了显著向右下方倾斜的走势。这说明，总体上丈夫较妻子承担了更多工作，而随着家庭非劳动收入的提升，夫妻在工作上的时间利用性别距逐步缩小了；再来考察夫妻闲暇(图3c)和个人照料时间利用性别距(图3d)，可以看到当家庭非劳动收入逐步增加时，夫妻G值几乎都是以G=0线为界对称分布，拟合线亦呈现水平状态。据此可以推测，家庭经济状况的改善并未对夫妻在闲暇与个人照料上的时间利用性另距产生明显影响。

      上述描述分析展示了夫妻间时间利用模式及时间利用性别距随家庭非劳动收入增加发生的变化。然而，夫妻间时间利用模式会受个人及家庭特征的影响(齐良书，2005；MacPhail和Dong，2007)，夫妻个人特征差异也将作用于性别影响力(Bertocchi等，2014)。家庭非劳动收入相对提升会对夫妻间时间利用模式产生怎样的影响？又在多大程度上扩大或缩小了性别差异？这些问题还有待进一步分析。

      四、分析方法与模型设计

      本文拟通过两个估计函数分别就家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式及其性别差异的影响展开研究。遵循Chang等(2011)与Qi和Dong(2013)并结合中国现实，居民人力资本禀赋、家庭结构特征以及地区差异等因素被纳入估计函数，此处特别加入“家庭年总收入”变量以代表家庭总体经济水平。

      在观察家庭非劳动收入提升将如何影响夫妻间时间配置时，我们假设每个人在j日参与i活动耗费的时间是家庭非劳动收入及隐形社会性别角色规范的函数，其估计函数为：

      

      其中，

表示时间值(i=家务、工作、闲暇、个人照料；j=工作日、休息日)；

表示非劳动收入(k=家庭非劳动收入、家庭财产性收入、家庭转移性收入)，以对数形式纳入估计函数；I是反映个人特征的系列变量，包括年龄(age)、年龄平方项(

)、教育年限(schoyear)、户口(hukou)、所在省区(province)；H是衡量家庭特征的系列变量，包括家庭年总收入对数(lnHTI)、家庭总人口数(NFM)、家庭总人口数平方项

、家中最年长成员的年龄(eage)、家中最年幼成员的年龄(yage)；urban是表征城镇或农村的城乡虚拟变量；ε为随机误差项。家庭非劳动收入变化对夫妻间时间配置的影响将集中表现在系数

上。已有文献常采用Tobit方法对时间利用问题进行计量估计(齐良书，2005；畅红琴和董晓媛，2009；MacPhail和Dong，2007；Chang等，2011)，Foster等(2013)亦用澳大利亚数据验证了在时间利用分析中Tobit模型估计优于OLS法，因此本文将采用Tobit模型展开回归分析。

      鉴于对女性福利的重点关注，本文将时间利用性别距定义为：妻子每日用于家务/工作/个人照料/闲暇的时间与其丈夫用于此活动时间的差值，与该夫妻从事此项活动时间之和的比值。定义式如下：

      

      

表示夫妻在j日参与i活动的时间利用性别距(i=家务、工作、闲暇、个人照料；j=工作日、休息日)，

分别表示妻子与其丈夫在j日参与i活动的时间值。基于此定义，我们可依据下式就家庭非劳动收入提升对夫妻间时间利用性别距的影响展开考察。

      

      其中，

表示妻子与其丈夫在个人特征(户口、年龄及教育年限)上的差异。系数

将具体展示家庭非劳动收入提升对夫妻间时间利用性别距的影响。⑨因为变量

是连续变量，且与各控制变量间无完全的共线性，因而我们采用OLS法进行函数估计。表4展示了相关控制变量的描述性统计。

      

      

      五、家庭非劳动收入变化与夫妻间时间利用模式

      

      家庭非劳动收入相对增加对夫妻间时间利用模式影响(式14)的Tobit估计结果见表5和表6。⑩其中，表5展示了夫妻家务时间、工作时间所受影响；夫妻闲暇时间与个人照料时间所受影响则展示于表6。结合两表首行数据可以发现，夫妻在家务、工作、闲暇和个人照料四项活动上的时间配置均对家庭非劳动收入变化存在差异影响。以工作日为例，若家庭非劳动收入相对其他家庭提高1%，则该家庭中男性家务时间将显著减少4.8分钟，而女性家务时间没有明显变化。相同情况下，夫妻工作时间分别显著减少了14.2和29.3分钟。可见，不论男性还是女性，工作都不是必需品。较之工作，家务是相对缺乏弹性的，尤其成为女性的刚性责任。出乎意料的是，与图2c上行走势不同，回归结果显示非劳动收入更高的家庭中男性闲暇时间无显著变化，而女性的闲暇活动参与却显著减少。妇女闲暇时间的显著减少是因为与工作关联的娱乐活动减少？还是以牺牲闲暇为代价争取更多自身权益？后续探讨中我们将继续关注。此外，非劳动收入更高的家庭中，夫妻个人照料时间普遍减少，这可能与购买时间节约型产品的市场替代行为有关。上述时间利用分析表明，女性工作时间、闲暇时间较男性更富弹性，但家务责任却对女性时间配置形成了刚性约束。这些差异反应无不体现出传统社会性别角色规范的显著影响。

      

      表7展示了家庭非劳动收入相对增加对夫妻工作日时间利用模式影响的地区差异。(11)不难发现，无论是在城镇地区还是在农村地区，女性家务时间对家庭非劳动收入的相对提升都不敏感，相反家庭非劳动收入相对增加将引致男性家务时间的显著减少。若家庭非劳动收入相对其他家庭增加1%，则城镇男性家务时间平均减少4.1分钟，而农村男性比城镇男性多减少1.1分钟。可见，城镇男性对待家务劳动的态度正在发生转变，相对于农村男性，非劳动收入提高使城镇男性更多地参与到家务劳动中；相同情况下，夫妻工作时间均有显著减少，且女性工作时间减少得更快，这无疑是受到了“男主外、女主内”传统社会性别角色规范的影响。家庭非劳动收入相对增加1%时，城镇男性工作时间比农村男性多减少约10分钟，城镇女性则比农村女性多减少15分钟。这说明在工作上，城镇居民和农村居民面临着不同的“收入—时间”梯度，城镇居民工作时间随收入提升减少得相对更快；从闲暇时间回归结果看，家庭非劳动收入相对增加1%时，有且仅有农村女性显著减少了2.5分钟闲暇时间。这说明表6回归中妇女闲暇时间上的显著减少主要来源于农村妇女。农村女性组比其他组别承担了更多家务和工作(见表3)，这是造成此现象的重要原因。有意思的是，伴随家庭非劳动收入的相对增加，仅有城镇居民在个人照料上花费更少时间。联系在图1分析中涉及总体福利水平的疑问可知，城镇居民在家庭经济相对宽裕时显著减少了个人照料时间，农村居民并没有此种行为变化。那么，是不是城镇化改变了市民的生活方式？抑或只是城镇居民在更完善、更自由的市场中可以更便捷地购买到时间节约型产品从而改善生活质量的缘故？将工作和闲暇合并来看，家庭非劳动收入相对增加时，唯有农村女性显著减少了闲暇时间，同时较城镇女性而言，农村女性工作时间上的边际减少更小。这种行为差异说明，农村女性比城镇女性更渴望得到经济赋权。无独有偶，对家庭财产性收入的检验发现(见表8，农村男性和女性工作时间回归结果)，在拥有更多以租金和利息为主要来源的家庭财产性收入的农村家庭中，妻子会显著增加工作时间，而丈夫在工作上的时间投入无明显变化。对家庭内部资源的获取、支配以及性别影响力的动态变化可以解释为什么农村女性会如此热衷于市场工作。这一现象与Becker(1991)的“两性在市场与家庭劳动上的分工是基于各自生产效率”的性别中性人力资本理论有很大的差异。我们更倾向基于中国农村深厚的社会家庭规范(family embeddedness)来对此进行解释(Aldrich和Cliff，2003；Brush等，2009、2014；Jennings和McDougald，2007)。

      考虑到本文数据的单期性，计量检验实属必要，但仅有一期的年度数据不足以提供滞后变量进行更为稳健地分析，亦不能完成格兰杰因果检验。为克服可能存在的内生性问题，我们以家庭非劳动收入样本序次为家庭非劳动收入对数的工具变量，使用两阶段Tobit模型就非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式的影响进行稳健性检验。全样本IV检验结果见附表（如有需要请联系作者索取）。从关键变量与工具变量的相关性检验可知，工具变量在对四种活动进行的回归分析中均表现出良好效果。(12)二阶段Tobit模型回归证实：家庭非劳动收入的相对提升显著减少了男性家务时间，女性的家务时间依然呈现中性。同时，夫妻都将显著减少工作时间和个人照料时间。而在对闲暇时间配置的分析上，IV估计结果较Tobit估计展示了更为鲜明的性别差异。此外，本部分区分工作日组与休息日组的相关回归结果证实：在不同时间弹性下，夫妻间时间利用模式对家庭非劳动收入变化的反应是普遍一致的。两组数据分析相互佐证了同一规律，即夫妻全天活动时间配置均对家庭非劳动收入变化具有显著弹性，且存在遵从社会性别角色规范的明显差异。

      此外，地区差异回归的稳健性检验采用了相同方法，限于篇幅相关结果不予赘述。

      

      六、家庭非劳动收入变化与夫妻间时间利用性别距

      

      

      表9展示了家庭非劳动收入相对增加对夫妻间时间利用性别距影响(16式)的全样本OLS估计结果。(13)以工作日数据为例，当家庭非劳动收入相对其他家庭增加1%时，夫妻在家务上的时间利用性别距显著扩大1.3%，而工作时间利用性别距则显著缩小2.6%。这揭示出一个有趣的现象：在非劳动收入更高的家庭中，“女主内”的家庭内部分工被进一步强化了，但在市场工作上夫妻间时间投入却表现出趋同趋势。正如MacPhail和Dong(2007)研究发现的，家务时间配置并不显著依赖于工作时间的配置，此处我们看到了家务时间配置上的“性别不平等”与工作时间配置上的“性别和谐”并存的现象。结合表5回归结果可知，夫妻家务时间利用性别距的显著扩大主要归因于男性家务时间随家庭非劳动收入相对增加而显著减少，而工作时间利用性别距的显著缩小则源于收入相对提升时夫妻工作时间减少上的边际差异。另外，在闲暇与个人照料上，夫妻间时间利用性别距无显著变化，仅有休息日闲暇时间利用性别距显著缩小了0.5%。总体上看，男性获得了更多的时间福利，女性仍处于劣势地位。(14)表10对城镇与农村样本进行的分析佐证了表9基于全样本的分析结果，以工作日组数据为例，无论城镇地区还是农村地区，夫妻在家务和工作上的时间利用性别距对家庭非劳动收入相对提升都很敏感，但在闲暇和个人照料上基本呈现中性。当家庭非劳动收入相对其他家庭增加1%，城镇夫妻家务时间利用性别距显著扩大0.9%，但依然小于农村夫妻0.8个百分点。工作上，城镇夫妻间时间利用性别距显著缩小3%，比农村夫妻多缩减0.6个百分点。虽然，夫妻间时间利用性别距的相对变化都受到传统社会性别角色规范的束缚，但这种城乡差异亦显示，城镇夫妻间时间利用模式较之农村夫妻更趋近于性别和谐的理想状态。家庭收入的提升和城镇化的推动将使夫妻间时间利用模式越来越接近。

      为检验家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用性别距是否存在差异影响，我们将全样本按照家庭非劳动收入水平划分为高收入、中等收入和低收入三组分别进行检验。表11展示了基于工作日数据的相关估计。结果显示，低收入组夫妻间时间利用性别距对家庭非劳动收入的相对增加相当敏感，而中等收入组、高收入组夫妻则完全不敏感。由此可见，全样本考察中夫妻家务时间利用性别距的扩大及工作时间利用性别距的缩小主要源于低收入夫妻的显著反应，家庭非劳动收入相对增加对不同收入组夫妻间时间利用性别距确实存在差异影响。

      七、结论性评述

      基于经典“收入—闲暇”模型和“非一致同意”假设，本文考察了家庭非劳动收入变化对夫妻间时间利用模式及其性别差异的影响，进而探查了中国家庭性别平等现状。本文利用中国家庭动态跟踪调查(CFPS)2010年数据进行的研究有四点主要发现：其一，传统社会性别角色规范对中国夫妻性别分工依然存在显著影响。在时间配置上，女性仍然承担了更多家务，男性则在工作上耗费更多时间并享受更多闲暇。夫妻分工依旧呈现“男主外、女主内”的传统模式。其二，家庭非劳动收入的相对提升对夫妻间时间配置决策具有明显的差异影响，夫妻间时间利用性别距的相对变化仍然体现出传统性别角色规范的深刻影响。总体上，在拥有更多非劳动收入的家庭中，夫妻工作时间都有显著减少，但在男性家务参与显著减少的同时女性家务时间并无显著变化。同时，相对其他家庭，非劳动收入增加显著扩大了夫妻家务时间利用性别距，但工作时间利用性别距则显著收敛了。其三，总体上看家庭非劳动收入的相对提升并未显著改善中国夫妻间时间利用上的性别不平等。相对其他家庭，非劳动收入的相对提升使男性家务与工作负担呈现双重下降，而女性必须在承担相对较多家务劳动的同时面临沉重的工作压力。对夫妻间时间利用模式的考察发现，女性在家庭内部资源的控制上依然弱于男性，农村妇女尤为突出。近年来“男主外女主内”、“干得好不如嫁得好”等俗语在转型中的中国再度悄然兴起(Attane，2012)，传统父权价值观有再度复兴的趋势(Cook和Dong，2011)，我们有必要对此势头保持警惕。其四，城镇化的推进可能有利于传统性别角色观念的革新。城乡对比考察显示，相较于农村居民，城镇居民拥有更为陡峭的“收入—时间”梯度。可见，家庭收入的提升和城镇化的推动将使夫妻间时间利用模式趋于接近，推进城镇化进程可能有利于改善中国性别不平等状况。

      本研究从夫妻间时间利用视角全面展示了中国家庭性别平等状况。限于存在一定程度内部不一致的单期数据，文章在经验分析上还有一定局限，时间质量信息的缺乏也使我们的讨论只能限定在时间配置上。但借助本文的分析我们至少明确：中国宏观经济长足发展使居民收入得到大幅提升，但在中国并没有伴随如他国经验展示的对性别不平等的显著改善。本文亦提出许多有趣的现象，性别时间利用模式的地区差异、农业劳动女性化、农村妇女经济赋权等问题都值得我们进行更加深入细致的研究。

      性别平等是衡量人类福利水平的重要指标。随着经济和社会的长足发展，性别平等更成为保障居民福祉、提升社会文明的必然诉求。基于上述经验分析，我们认为应从以下几个方面着手进一步推进中国的性别平等：(1)建立健全社会保障制度，完善社会福利体系，进一步加强对贫困人群的转移支付力度，从根本上消除滋生性别不平等的经济土壤；(2)进一步推进妇女经济赋权，特别注重保障女性在财产性收入上的利益；(3)借助中国推进城镇化发展的契机，以提升居民总体福利为立脚点，切实改善和推进性别平等；(4)在经济发展宏观政策的制定过程中克服无视性别的惯性思维，对各项政策实施性别差异分析。

       感谢John Moreau、杨汝岱、李云森、司继春、刘靖、左翔、田萌的宝贵意见，特别感谢匿名审稿人极具启发性的有益评论。当然，文责自负。

      ①参考刘娜(2013)的做法，本文将居民全天活动分为家务、工作、闲暇、个人照料四类。其中，用于工作的时间称为市场活动时间，用于家务、闲暇和个人照料的时间统称为非市场活动时间。具体定义请参阅后文表1。

      ②本文将时间利用性别距(time use gender gap)定义为妻子每日用于某项活动的时间与其丈夫用于该活动时间的差值与此夫妻从事该项活动时间之和的比值。其取值范围在-1～1之间。

      ③T是个人效用最大化可利用的时间总额，由此转换的T-NM也成为从时间利用角度描述劳动供给的常用表达式。

      ④“非一致同意”模型可分为合作博弈模型(含纳什谈判模型、集体模型)和非合作博弈模型，具体参见Behrman(1997)及齐良书(2012)的研究。

      ⑤基于收入性质和受惠群体的差异，必要时家庭财产性和转移性收入的不同影响也将被纳入考察范围。

      ⑥具体为：北京、天津、河北、山西、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西及甘肃。

      ⑦中国劳动法规定最低劳动年龄为16周岁，男性退休年龄为60周岁，女性为55周岁。为保证研究的全面性和统计上的方便，本文选取16～60周岁人群作为研究对象。另外，全日制在校生样本被剔除。

      ⑧家庭非劳动收入十组分别为：第一组：0～2元/年；第二组：3～200元/年；第三组：201～300元/年；第四组：301～500元/年；第五组：501～1000元/年；第六组：1001～1600元/年；第七组：1601～3000元/年；第八组：3001～8100元/年；第九组：8101～17200元/年；第十组：17201～680000元/年。

      ⑨夫妻工资率确实影响着个人收入及议价能力(齐良书，2005；Liebig等，2012)，但相关数据的取得仅限于雇佣劳动生产形式，城镇家庭经营和农村家庭生产形式下无法精确确定家庭成员的个人贡献，亦无法精确测度基于此贡献的“工资率”水平。本文是对中国城镇和农村样本进行综合考察，因而没有对夫妻工资率进行控制。

      ⑩受单期数据限制，文中夫妻间时间利用模式回归分析展示的是：相对于其他家庭，当夫妻所在家庭的非劳动收入变化时，夫妻二人各自在某项活动上时间配置额的变化情况。

      (11)本文各项考察均基于工作日组和休息日组数据同时展开，两组分析结果趋势上完全一致。限于篇幅，后续部分分析仅给出了工作日组数据结果，休息日组分析结果备索。

      (12)女性休息日闲暇时间二阶段Tobit分析没有通过IV相关性检验，但因闲暇时间弹性较大(Kawaguchi等，2013)且在不同人群间具有极其复杂的异质性(胡军辉，2011；刘娜，2013)，同时收入序次工具变量在其他各项时间配置检验中呈现良好效果，我们有理由相信是不能充分识别，而非IV选取不当。

      (13)夫妻间时间利用性别距回归分析展示的是：相对于其他家庭，当夫妻所在家庭的非劳动收入变化时，夫妻在某项活动上相对用时的差异变化。

      (14)特别说明，夫妻个人照料时间利用性别距，特别是休息日时间利用性别距相关分析并未完全通过P值检验。文献研究发现，高工资率将减少劳动者睡眠时间且存在一定性别差异(Biddle和Harnermesh，1990)，而奉行“男主外”的中国社会习惯餐桌社交，通常女性较男性在梳洗打扮上花费更多时间。由此可见，包含睡觉、洗澡、饮食等在内的个人照料活动自身较复杂且存在一定性别差异。此问题只能有待未来借助精准的时间利用数据进行更为细致的分项讨论。

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