家务劳动对性别收入差距的影响——基于第三期中国妇女社会地位调查数据的分析-肖洁.pdf

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1、2017年11月第6期总第144期妇女研究论丛Joumal of Chinese Womens StudiesNov2017No6 SerNo144家务劳动对性别收入差距的影响木基于第三期中国妇女社会地位调查数据的分析肖 洁(南京工业大学社会工作与管理系，江苏南京211816)关键词：家务劳动；已婚在业群体；性别收入差距；妇女社会地位调查摘要：本文运用第三期中国妇女社会地位调查数据，考察家务劳动对已婚在业群体收入获得的影响及影响力的性别差异，分析家务劳动、人力资本、性别歧视等因素对性别收入差距的相对作用。研究发现家务劳动对已婚在业人口的劳动收入具有惩罚效应和门槛效应；家务劳动时长、日常家务劳动

2、和照料型家务劳动对已婚在业男女具有相似的惩罚效力；非日常家务劳动、夫妻家务分工方式以及家务时点对收人获得的影响存在性别差异；已婚在业男女平均收入的差距源于男女的禀赋差异，家务劳动的性别差异是性别收入差距的主因，其对性别收入差距的影响更多通过性别歧视起作用。中图分类号：C91368 文献标识：A 文章编号：10042563(2017)06一007213The Innuence of Housework on Gender Pay Gaps Basedon the 3 rd National Sun，ey of the StatIls of Cllinese WomenXIAO Jie(D印nH脚

3、m Q厂勘c浏ro删Admin厶mfion，彬昭i卯巧渺，n彬昭2J86，拶M胁)i加e，现i)Key Words：housework；married workforces；gender pay gap；survey on the status of womenAbstmct：Drawing upon the 3州National Survey of the Status of Chinese Women in 2010，the paper analyzes the efkcts of housework onlabor income，and discusses the gender base

4、d difbrences in the impact of housework on Iabor incomeThe paper also t而es to measure theinnuence of housework，human capital，and gender based discrimination on gender pay gaps according to the decomposing results of Neumark decompositionThe results show that housework negatively“kcts labor income an

5、d has a threshold efketHousework time，dailyhousework and caring worl【have sim订ar penahy efI毛cts fbr m枷ed men and womenNondaily housework，division of household labor，and the timing of housework have different innuence on ma耐ed men and women in the workforce0n aVerage，the gender pay gap ofma而ed men an

6、d women arises from endowment effect，and gende卜based differences in housework are the main source of gender paygapHousework innuences the gender pay gap more by way of genderbased discrimination作者简介：肖洁(1979一)，女，南京工业大学社会工作与管理系副教授。研究方向：家庭社会学。+基金项目：本文为国家社会科学基金重大项目“我国生育政策调整带来的新社会问题研究”(项目编号：14zDBl50)、国家社

7、会科学基金重点项目“计划生育政策调整的社会影响研究”(项目编号：14ASH013)、江苏省社会科学基金项目“生育政策调整对江苏女性经济地位的影响研究”(项目编号：17SHB007)、江苏省高校哲学社会科学研究基金项目全面二孩政策对妇女经济地位的影响研究”(项目编号：2叭7sJB0194)的阶段性成果。本文得到全国妇联和国家统计局第三期中国妇女社会地位调查的数据支持，在此表示感谢172万方数据一、问题的提出在性别研究中，两性家务劳动分工与性别收入分层是分属于两个不同领域的重要议题。前者作为私人领域性别观念和性别行为的重要指标，学界对家务劳动分工的现状、影响因素等展开了充分的讨论；而后者作为劳动力

8、市场这一公共领域中性别关系最直接的表现形式，也一直是社会分层研究和劳动经济学研究的重要议题。现代社会中公共领域与私人空间并无绝对的界限分割，两性私人领域的诸种安排亦会影响到其在公共领域的表现与地位。西方自20世纪60年代女性主义运动以来，大量女性进入职场，其收人在许多家庭中成为不可缺少的经济来源。与男性相比，女性往往会在家庭中投人更多时间和精力，从而影响其在劳动力市场中的表现。面对工作与家务的冲突，西方国家经验研究显示，家务负担对女性劳动收入有着负向影响m87五，这种影响被称为家务劳动的惩罚效应(penalty effects of housework)。家务劳动尤其是家务劳动时间的性别差异导

9、致男女间的收入差距圈唧172鲫，甚至是性别收入差距的主因圈269。2蚴。然而家务劳动惩罚效应的研究虽持续了数十年，但都聚焦于西方欧美国家，中国女性是否面临同样的问题呢?目前有关国内性别收入差距的研究多在“市场转型”范式下进行嘲口P45-56P92圈妒P52_65嘲加_165723-53目妒船8。11”，通过引入一系列劳动力市场特征变量来探寻男女收入差距的成因，较少关注市场之外的其他因素如生育、家务劳动对性别收入差距的作用。而国内关于家务劳动的研究中，由于家务劳动长期被视为私人领域的私事，家务劳动性别分工社会后果的量化研究也不多。如果能够证明家务劳动的投入会负向影响男女的收入获得，那么从家务劳动

10、角度解释男女之间的收入差距也必然是一个可行的研究思路。现有性别收入差距的研究主要采取收入分解的方法，将收入差距的来源分解为男女禀赋差异和性别歧视。从研究结果来看，性别收入差距仍有相当大一部分不能被男女在人力资本、职业行业隔离等方面的差异所解释，性别歧视的贡献率始终较高嘲俨P735。756嗍PP51“3即51。姗。实际上性别歧视部分中有部分差距应来自于尚未被测量到的两性禀赋差异12口m143。32。对女性而言，生育以及随之而来的养育子女意味着家事负担的增加，养育子女所发生的劳动实际是由一件件家务项目构成。承担大量家务劳动所导致的时间精力消耗会减少劳动者在工作中的投入。中国女性的收入究竟在多大程度

11、上受到家务劳动的影响?家务劳动对性别收入差距的贡献又有多大呢?本文尝试在收入方程中引入家务劳动变量，关注并回答三个问题：(1)家务对劳动收入存在惩罚效应这一命题在中国是否成立，相对于欧美国家具有怎样的独特性?(2)如果家务劳动与劳动收入间的惩罚效应成立，其惩罚效应是否存在性别差异?(3)家务劳动对性别收入差距的解释力如何?二、影响机制与研究假设目前绝大多数研究都采取在收入方程中加入家务劳动变量的方法测量家务劳动惩罚效应的大小和性别差异。精力分配论、家务时点与弹性论、补偿性工资差异论、信号论等理论观点相互补充，从劳动力供给方和需求方视角解释了家务劳动对收入的影响。精力分配论的观点。加里斯坦利贝克

12、尔(Gary Stanley Becker)最先提出精力分配论的观点解释家务劳动与收人间的关系1 3妒眄33。个体的时间和精力是有限的。在时间约束条件下，个体基于利益最大化的考虑，将有限的时间精力分配到不同的日常活动中。承担大量家务劳动所导致的时间精力消耗，必然会减少劳动者在工作中的投入程度，阻碍人力资本的积累，导致收入降低571蚴。工作投入程度既包括在工作中投人的精力，也包括全天工作的专注程度，以及进修、出差、下班后与同事客户之间的聚会和社交活动。由于家务负担不同，具有相同人力资本和职业特征的个体在劳动力市场中获得不同的收入回报1 5口”盯埘匀。相对于男性而言，女性尤其是已婚女性的低收入，是

13、因为她们承担了主要的家务职责。在家务中投入的时间和精力降低了女性劳动力市场中的经济回报“6(卵199-2。即便男女在过去曾经积累了相同的人力资本，但他们在市场和非市场劳动的时间分配上存有差异，有酬劳动73万方数据上男性投入的时间多于女性，女性在工作和家务上投入的总时问长于男性，双重负担所导致的身心疲劳使女性在劳动力市场中表现出低劳动效率1 7胛120一强，拉大了两性收入的差距。家务时点与弹性理论的解释。时点与弹性理论为解释家务与收入的关系提供了另外一条思路。除家务劳动的时长以外，家务劳动发生的时点和类型同样影响劳动力市场报酬18刀。家务对收入的影响主要来自于发生在工作日的日常家务劳动；与家务劳

14、动的时长相比，家务劳动类型和发生时点的影响更大”9(钟。日常家务劳动几乎没有弹性。当日常家务劳动时间与工作时间冲突时，劳动者生产效率和收人会受到影响m87。2m。尤其是家有婴儿和孩童的家庭，诸如给孩子做饭、接送上学等家务甚至必须在固定时间完成，这意味着父母可能需要推迟上班或提早下班，家务与工作之间的冲突状态不利于职业发展和收入提高。而非日常家务劳动具有高度弹性和非重复性，相对简单单一，可以放在晚上或周末做，对工作基本不具干扰性口o口P1134-1149。日常家务劳动多由女性承担，男性负责非日常家务劳动。与男性相比，日常家务的例行性和定时性使女性日常安排缺少弹性，工作投入的时间和精力受限，职业发

15、展潜力较低，收人受影响口1159”鄙。男性则因家务可推迟到非工作时间，不必陷人女性的冲突境地，无须面对额外的精力消耗，时间安排更为自由。家务劳动的性别分化进一步拉大了两性收入差距。补偿性工资差异理论的解释。补偿性工资差异理论从工作和职业特征的角度解释家务劳动对收入的负向作用，家务劳动及家务责任通过限制个体工作和职业的选择而影响收人圆即217之。由于工作条件和工作环境的不同，具有相同人力资本水平的劳动者工资会有所区别渊聃59”。雇主在支付报酬时，不仅依据劳动者的劳动质量与能力，还考虑劳动者的工作和职业环境特征。对于条件艰苦、从业难度高、时间弹性低、可能造成健康损失的工作，由于劳动者比没有处于同样

16、位置的人付出更多的劳动和更大的代价，雇主必须支付比正常工资水平74更高的工资以补偿不良工作环境和条件所带来的不愉悦感，以吸引潜在的雇员；反之对于工作环境安全、从业难度低、时间弹性高、身心压力小的工作，雇主则提供低工资以弥补良好工作环境给企业带来的成本损失鲫59婶，雇员以低工资换取较好工作条件所带来的收益。如果群体间存在工作选择的系统性偏好差异，一个群体看重工作的货币回报，另一个看重工作的非货币效用，收入差距便会产生。女性由于承担主要的家务责任、花在家务上的时间远多于男性，特别是日常家务和照料子女使得时间调配不自由，往往倾向选择市场工资相对较低但能够提供较为弹性的工作时间、工作要求不高、无需投人

17、大量精力、离家近且通勤时间较短的工作，甚至对劳动力市场就业“缺少兴趣”1q即睇。2；而男性所承担的家庭责任使得他们更偏好劳动力市场中高风险、高工资的工作，注重工作的货币回报口3叭一旧；进而产生并拉大收入差距。信号论的解释。从劳动力需求方来看，因承担家务所引发的雇主性别歧视对性别收入差距也有直接影响刚俨23。6如。信号是劳动者在劳动力市场上释放出的关于生产效率的信息。雇主会依据观测到的信号评估雇员的能力，决定薪资报酬口5355。37舢。长期离开工作岗位、难以承担工作责任者不可能与专心投入工作者拥有相同的收入提升空间口6即63。7乃。由于社会普遍认为女性承担了主要家务责任，需花费大量时间精力照顾家

18、庭和小孩，因此释放出工作效率较低、雇用成本较高、易离职、靠不住的不良信号，因此雇主偏向雇佣男性，不倾向招聘女性员工或将女性放在不重要的岗位上不予升职，给予较低的薪水。应该说在理论层面，家务劳动如何影响收入获得并扩大性别收入差距的路径是非常清晰的。精力分配论、家务时点与弹性论从劳动力供给方视角分析家务劳动对收入及性别收入差距的作用机制。补偿性工资差异理论则强调男女由于家务负担不同而产生的劳动力市场中结构位置差异对性别收入差距的贡献。信号论从劳动力需求方视角探讨家务劳动所引发的市场歧视的影响。从现有的理论解释来万方数据看，家务劳动不仅减少了人们投入工作的时间与精力，降低其工作效率，直接影响到劳动力

19、市场中的收入获得，还经由人力资本、职位和工作的选择、职业性别隔离、就业方式、市场性别歧视等路径间接影响人们的劳动报酬。首先，承担大量家务劳动所带来的工作投入度下降，尤其是为照顾子女所产生的就业迟滞或中断影响到个体就业过程中人力资本的积累，导致劳动力市场收入水平下降。其次，承担大量家务劳动者，当然主要是女性群体，不仅向雇主释放出低工作质量的不良信号，而且妇女为平衡家庭和工作，偏好选择压力小、责任轻、上下班便利的工作，因此其职位晋升的可能性小于男性，往往位于较低的职位层级，再加上女性承担家务所引发的雇主统计歧视，以及弱于男性的人力资本积累，导致女性在劳动力市场中的低收入和性别收入差距。再次，女性家

20、务负担导致并加剧职业性别隔离，影响女性收入获得，拉大两性收入差距。为兼顾家庭需求，承担大量家务责任的女性一般倾向进入技术发展与变迁较慢的职业，因为这类职业与女性进入劳动力市场前所受专业训练的职业匹配度较高，对工作中断的折旧成本较低，一些职业所需技能甚至可以在家庭事务中习得，不需要额外的培训和人力资本投资。而女性的过度集中导致工资被低估和人为压低。此外，受限于性别角色分工和家务负担，一方面为照顾家庭，另一方面也因为投入工作的精力有限，女性主动或被动选择非正规就业。非正规就业的条件虽然比不上正规就业，但却可以保持个人工作时间和进出劳动力市场的弹性，能够兼顾子女照顾和家务劳动。基于补偿性工资差异论的

21、观点，女性接受低工资作为对雇主提供弹性就业的补偿，性别收入差距由此扩大。最后，因承担家务劳动所产生的市场性别歧视降低女性收入水平，导致两性收入差距。劳动力供需双方相互作用决定市场收入水平。劳动者凭借自身人力资本，依托职业和职位获得工作收入。女性的家庭责任形成并加剧了劳动力市场中针对女性的职业和职位歧视，女性人力资本收益减少。作为对收益率下降的回应，女性降低收益的回报预期，减少人力资本投资；最终不公平待遇所引发的前劳动力市场歧视降低女性收入水平，拉大男女收入差距。基于理论基础和解释框架，本文从研究目的出发构建如下假设，并借助第三期中国妇女社会地位调查数据予以验证。从国外研究成果来看，家务劳动对收

22、入的负向影响关系是成立的，对已婚的尤其是家有子女劳动者的影响尤为明显。因此本文提出的第一个研究假设是：假设1：在中国家务劳动对已婚在业者的劳动收入具有负向惩罚效应。家务劳动概念较为抽样难以直接测得，为验证假设1是否成立，本研究将家务劳动分为2个层次测量：家务劳动时间和家务劳动量，并建立假设la、假设1b。假设1a：已婚在业者的家务劳动时间越长，劳动收入越低。假设lb：已婚在业者的家务劳动量越大，劳动收入越低。如前所述，本文还希望了解在中国“家务一收入”惩罚效应是否存在性别差异。在性别文化和家庭分工模式影响下，通常由女性承担主要的家务责任，相比于男性，女性在家务上的投入会导致更大的收入损失。因此

23、研究推断认为：假设2：家务劳动对已婚在业者劳动收人的影响存在性别差异，对女性影响大于男性。假设2a：家务劳动时间对已婚在业者劳动收入的影响存在性别差异，对女性影响大于男性。假设2b：家务劳动量对已婚在业者劳动收入的影响存在性别差异，对女性影响大于男性。假设3：已婚在业者家务劳动负担的性别差异导致性别收入差距，是两性收入差距的重要影响因素。三、数据、变量和方法(一)数据研究所用数据来自2010年第三期中国妇女社会地位调查主问卷部分的资料。调查对象为家庭户75万方数据内18卅岁的中国公民(不含港澳台)。本文研究对象为1864岁从事非农劳动的已婚在业劳动力人口。(二)变量因变量。本文的收入是指劳动收

24、入，即劳动力市场中各类劳动者通过劳动获得的报酬，包括个人工资性收入和经营性收入。问卷询问了调查对象年劳动收入总额，研究用“年劳动收入”指标测量男女的收人水平，并将该变量的自然对数作为收入方程的因变量，简称“对数年收入”。自变量。研究的核心自变量包括性别和家务劳动。(1)性别：以“男性”为参照组。(2)家务劳动：家务劳动主要包括家务劳动时间、家务劳动量、夫妻家务劳动分工、家务劳动时点四个子变量。家务劳动时间：第三期中国妇女社会地位调查中的家务劳动包括做饭、洗碗、家庭清扫、洗衣、照料家人、处理家庭其他事务等所有的家务活。问卷要求被访者填写调查前一天用于各项家务劳动的总时间，计量单位为小时。家务劳动

25、量：问卷询问调查对象近1年来承担做饭、洗碗、洗衣服做卫生、日常家庭采购、照料孩子生活、辅导孩子功课、照料老人、家庭日常维修、买煤换煤气砍柴9项家务劳动的频率。为方便分析，研究将选项“从不”“很少”“约一半”“大部分”“全部”的赋值依次为0、l、2、3、4，并提取“日常家务劳动量”“照料家务劳动量”“非日常家务劳动量”三个因子，方差贡献率累计7973。为方便分析，研究将因子得分值转换为取值范围在1至100的指数，得分越高说明该类型的家务劳动负担越重。夫妻家务劳动分工：夫妻间家务劳动分工方式分为“本人承担更多家务”“配偶承担更多家务”“差不多”(参照组)三类。家务劳动时点：被访者所记录的家务劳动时

26、间是发生在工作日还是休息日，以“休息日”为参照组。控制变量。在参考已有的实证研究的基础上，研究引入人力资本变量、职业及工作特征变量、劳动力市场结构变量以及其他变量作为模型的控制变量。人力资本变量包括初始人力资本和劳动力市场积累性人力资本。具体测量指标包括教育年限、工龄、工龄平方、半年以上的工作中断时长、技术专长、近三年来的进修培训次数、年资。其中半年以上的工作中断时长以年为单位，若调查对象无半年以上的工作中断则取值为0。技术专长分为无职称(参照组)、初级职称、中级职称、副高级及以上职称四类。年资主要反映调查对象从事当前这份工作的时间。职位工作特征变量包括职位、工作投入程度、工作时间和通勤时间。

27、职位分为普通员工职工(参照组)、基层管理人员、中层管理人员、负责人高层管理人员4类。工作投入程度主要测量调查对象面l临工作与家庭冲突时的优先选择，研究通过相关测量语句提取“工作投入程度”因子，因子得分越高，说明调查对象工作投入度越高。工作时间和通勤时间则分别测量调查对象用于工作劳动的时间以及往返路途的时间，以小时为单位。劳动力市场结构变量包括职业性别隔离程度，部门分类，职业和行业类别。职业性别隔离程度以调查对象所在职业的女性比例作为操作化指标，根据第六次人口普查统计数据计算得到，变量取值区间从0到1。第三期中国妇女社会地位调查使用的是与“六普”职业小类编码相一致的编码体系；而“六普”统计了全国

28、分性别、职业小类的在业劳动力人口数量，将职业小类中女性劳动力人数除以该职研究未将从事农业劳动的已婚在业人口纳入研究对象，原因在于问卷中未对这部分群体展开职业层级、劳动力市场部门、_T作投入程度等核心控制变量的测量，剔除这部分样本有利于更好评估家务劳动的惩罚效应。此外，由于核心自变量中包括大妻问家务分工情况、照料子女家务量，因此研究对象亦未包含未婚、离异、丧偶的劳动力人口。工作投入程度是用因子分子法计算综合因子值，并将其转换为取值范围在1至100的指数。原始测量语句包括：“因为T作太忙，很少管家里的事”和“为了家庭而放弃个人的发展机会”。答案分为4个维度：从不、偶尔、有时、经常。76万方数据业在

29、业劳动力人数便可得到该职业小类的女性劳动力比例，并作为新变量合并到妇女社会地位调查数据文件中。第三期中国妇女社会地位调查始于2010年12月，几乎与“六普”同期，数据没有滞后性，分析结果可靠有效。部门分类测量调查对象所在的就业部门。研究将劳动者所在就业部门分为公共部门(参照组)、国有集体经济部门、私有经济部门、非正式劳动力市场4个类别。职业类别包括各类负责人、专业技术人员、办事人员、商业服务业人员、生产运输工人(参照组)。问卷中行业分为20大类。由于本文研究对象是已婚非农劳动力人口，因此行业类别剔除“农、林、牧、渔业”，再加上调查对象中无“国际组织”类就业人员，因此文中行业类别实际包含18类，

30、以“采矿业”为参照组。其他控制变量包括居住地，中共党员，所在地市场化程度，03岁低幼子女照顾情况。居住地以农村为参照组(城镇=1)。中共党员主要测量调查对象政治资本，以“否”为参照组。所在地市场化程度以樊纲2009年中国各地市场化相对指数作为操作化指标口77固反映各地市场化进程的差异，以控制市场化水平对收入及性别收入差距的影响。03岁低幼子女照顾是一个二分变量。经济学者将未满3岁的幼儿视为时间密集式产品；照顾低幼儿童会占用照顾者大部分的时间口踯37乳4砌，减少其投入工作、学习等其他活动的时间，长远来看对在职者收入获得有不利影响。问卷直接询问家中孩子3岁前白天是否由本人亲自照顾，以“否”为参照组

31、；已婚未育者该变量取值为否。(三)方法研究使用的统计方法主要是多元线性回归，并在回归基础上对性别收入差距展开基于均值的Neumark分解。LnY=仪+pHWj+7HRt七6JoBj+入sTt+pELsEi+si(1)LnY表示对数年收入。模型中主要包括五组变量，Hwi是核心的家务劳动变量，HR是一组人力资本变量；JOBi是职位工作特征类变量；sT。是一系列劳动力市场结构类变量；ELSE；表示其他控制变量。B、儿8、入和p表示相应解释变量的回归系数。为验证家务劳动对已婚在业者劳动收入影响存在性别差异的假设，研究还以性别作为分层变量，对已婚男女分别构建0LS模型。Neumark分解是在传统Oaxa

32、caBlinder分解基础上所做的改进分解，以全样本模型中的系数矩阵口+作为无歧视状态下的收入结构来分析性别收人差距来源。分解思路与传统0axaca-Blinder分解一致，将不同群组的收入差异分解为可解释和不可解释部分。可解释部分属于群组间禀赋差异导致的收人差异；不可解释部分是由群组间回归参数不同而产生的收入差异，即系数差异，通常被归为性别歧视。具体分解公式为：L“mlmYf=8mxmpfx F=80x。一Xi)禀赋差异+X。(口。一卢+)+X，(JB+一卢r) (2)系数差异hIm和，影分别为男性和女性的平均收入对数；夏。和墨分别表示男性和女性个人特征的平均值向量；风和屏分别表示男性和女性

33、系数估计值向量。四、结果与分析(一)描述性统计表l显示了“家务一收入”方程中核心变量的特征。不仅已婚在业女性的年劳动收入低于已婚在业男性；而且与已婚在业男性相比，无论是在人力资本的持续积累上、还是在职业分布、职位分布以及家务劳动的承担上，已婚在业女性均处于弱势地位：其家务劳动时间、日常家务劳动量和工作中断的时间更长，承担家务的比例和所在职业中女性的比例更高，在子女3岁前由自己亲自照顾的比例也更大，同时已婚在业女性的工龄和年资更短，投人工作的时间文中行业类别共包括采矿业，制造业，水电气生产供应业，建筑业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地

34、产业，租赁和商务服务业，科研和技术服务及地质勘查业，水利环境及公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育业，卫生社保和社会福利业，文体娱乐业，公共管理和社会组织18类。77万方数据相对更少，拥有各级职称的比例、担任各级管理层和共产党员的比例低于已婚在业男性。值得注意的是，和已婚在业男性相比，已婚在业女性教育年限更长，进修培训次数更多，工作投入程度更高，但这些优势并未转为收入回报上的优势。从数据上看，两性收人差距与两性在众多潜在影响因素上分布的不均衡似乎有着直接的关系，这种联系是否成立将在回归分析中展开验证。表1 收入方程变量的样本特征注1：表中的+号用于标注相关变量性剐差异的统计捡验结果，标星

35、号的变量存在显著性别差异。pO00I、”pOoI、po05、p01未标注说明该变量不存在性别差异，下同。注2：篇幅所限，表l未报告所有变量的样本特征。(二)oLS结果：家务劳动对劳动收入的影响表2是以对数年收人为因变量的OLS模型回归分析结果。全样本模型中，在控制了其他变量后，性别对收人影响依旧显著，已婚女性的年均劳动收入比已婚男性低91。与理论预期一致，在控制人力资本、职位工作特征、劳动力市场结构等变量后，家务劳动时间对收入的影响依然显著。全样本模型中，日家务劳动时间增加1小时，已婚在业入口的年均劳动收入降低38。家务劳动时间对收入的影响在分性别样本中得到稳健一致的结果，日家务劳动时间增加l

36、小时，已婚在业男性的年劳动收入平均下降31，已婚在业女性下降38，假设1a得到证实。性别对比显示虽然家务劳动时间对已婚女性的影响力略大于男性，但这种差距并不显著，假设2a未得到证实，家务劳动时间与性别不具有交互效应。78家务劳动量的影响方面，个体的日常家务劳动、对子女和老人的照料以及非日常家务劳动投入均对劳动收入获得具有惩罚效应。分性别的子样本中，日常家务劳动量和照料家务劳动量的影响依然稳健，非日常家务劳动量的影响仅在男性样本中显著。男女回归系数的等值性检验显示日常家务劳动量和照料家务劳动量对已婚男女的影响不存在性别差异；非日常家务劳动量对已婚男性劳动力市场收入的影响大于已婚女性，这主要是因为

37、重体力活等非日常家务劳动主要是由男性承担。假设lb得到证实，假设2b未获得完全的数据支持。夫妻家务分工的影响上，承担较多家务对劳动收入有负向作用且影响存在性别差异，夫妻间相对家务量的多少只影响已婚女性的收入。本人承担家务更多者比夫妻共同承担家务者的年均劳动收入低54。家务劳动时点的影响上，工作日家务劳动对万方数据已婚男女收入的影响大于休息日。控制其他变量后，所记录家务劳动时间发生在工作日的已婚在业人口年均劳动收入较参照组低132。家务劳动时点的影响主要针对已婚女性，所记录的家务劳动时间发生在工作日的已婚女性年均收入较参照组低206。控制变量上，人力资本类变量的作用与理论预期一致，无论是全样本模

38、型还是分性别模型，人力资本均对劳动力市场收入具有显著正效应，受教育年限的增加、技术职称的晋升、进修培训、年资的增长、工作中断时间的减少均有利于已婚男女劳动收入的增长；工龄的影响呈倒U形，其对已婚劳动力收入的效应随工龄的增长而先增大后减小，已婚男性和已婚女性的拐点分别在1185年和1377年。职位工作特征类变量中，职位的晋升能够带来劳动力市场收入的显著增加；工作时问和上下班通勤时间的延长对已婚群体、主要是已婚女性劳动力的收入提高有显著正向作用，家务劳动经由收入补偿机制影响收入获得在已婚女性群体中得到部分的证实。劳动力市场结构类变量中，与理论预期相一致，所在职业的女性比例对已婚劳动力，主要是对已婚

39、女性的收入有负向作用；国有集体经济部门的劳动收入低于公共部门，非正式劳动力市场就业的已婚男性收入高于公共部门。其他控制变量中，居住在城市、所在地较高的市场化水平与已婚男女劳动收入正相关，中共党员身份有助于已婚男性收人的提高，对已婚女性作用不显著；而子女3岁前由本人亲自照顾主要对已婚女性劳动收入有负向作用，对已婚男性作用不显著。OLS模型虽然显示存在家务劳动的收入惩罚效应，但家务劳动与劳动力市场收入之间可能互为因果，模型存在内生性问题。由于做家务的机会成本过高，高收人人群会倾向选择购买市场化服务减少自身在家务劳动方面的时间精力投入。对于解释变量与因变量互为因果而导致的内生性，通常采用引入工具变量

40、建立2sLs模型的方式予以修正。从理论和实证成果来看，家务对收人的影响主要源于日常家务劳动，具体反映在日常家务劳动时间的长短上，“家务劳动时间”和“日常家务劳动量”2个变量可能与因变量互为因果。因此研究选取子女数量、家庭人口规模、性别观念得分、“学习休闲睡觉”活动时长四个变量作为工具变量，通过Hausman检验判断其内生性是否存在。表2弱工具变量检验和过度识别检验结果显示所选工具变量是有效的，模型不存在过度识别问题，工具变量与扰动项无关。Hausman检验的结果显然无法拒绝“所有解释变量均为外生变量”的假设，模型不存在反向因果路径，数据适合用OLs模型分析，其结果稳健有效。表2家务劳动对收入的

41、影响(OLS模型)研究选取问卷中5个涉及性别角色意识的问题评估性别观念，包括：男人应该以社会为主，女人应该以家庭为主；挣钱养家主要是男人的事情；丈夫的发展比妻子的发展更重要；男人也应该主动承担家务；干得好不如嫁得好”。研究生成“性别观念得分”因子评估个体性别观念，因子得分越高个体性别观念越现代。5个问题的cmnbachs Alpha值0674。79万方数据本人承担更多家务配偶承担更多家务家务劳动时点(休息日=0)人力资本变量教育年限工龄(年)工龄平方工作中断时间(年)技术专长(无职称=0)：初级职称中级职称副高级及以上职称进修培训次数年资(年)职位工作特征变量职位(普通员工职工=0)：基层管理

42、人员中层管理人员负责人高层管理人员工作投入程度工作时间(小时)通勤时间(小时)劳动力市场结构变量职业性别隔离程度劳动力市场部门(公共部门=0)：国有集体经济部门私有经济部门非正式劳动力市场职业类别(生产运输工人=0)：各类负责人专业技术人员办事人员商业服务业人员行业类别(控制)其他控制变量居住地(农村=0)中共党员(否=0)所在地市场化程度子女3岁前本人亲自照顾(否=0)常数弱工具变量检验(第一阶段F)一0055+(O024)一O029(O022)一0141(O034)0038(O003)0013(0003)一00005“(000007)一0054(O005)00780157035600150

43、011O022O0330056000400010133(0026)0318(0035)0492(O035)O0002(00003)00066(0004)0019(O011)0009(0043)0016(O026)一0072(0046)0036(0005)00ll(O004)一O0005(000001)一0071(O009)0050(O028)0145”(O044)O299(O068)0叭3+(0005)0010(0001)0123(0035)0243”(0045)0514(0045)O001(O0004)一0002(0005)0003(0014)一0092(O028)一0125”(0046)一

44、023l”+(0048)0039“+(0005)0012(0005)一00004(O0001)一0037”+(0007)O140“+(0034)0198(0050)0525(0101)O014+(O006)0014”(0002)O160(0039)0430(0055)O394(0058)一00004(O0005)0020(0005)0033fO019)0101014l0159一00030001000010034一O0s10一00530226一0001一O004一003701870120O00140022一00300174“(0052) 一O116(O075) 一0327(O077) 02ll一

45、0125(O032)一0038(0032)0070(0033)025001840142一0019O039003300300028O144(0019)0057(O020)0084”+(0004)一0117(0021)9135(0100)一0104(0043)一0013(0042)O106+(0044)0286“(0049)0137”(0044)O107“(0038)一0009(0038)O164(0025)0082(0026)0092(O005)一0045(0039)9059(0130)一0130”(0048)一0070(0047)0036(0050)0182(0069)029l(O054)02

46、32(0054)0030(O047)0099”(0031)O016(0032)0073(0006)一0133(0025)916l(0173)O0260057O07901040154+一012500390065006600190088一0102万方数据注：回归系数的性别差异值d=男性回归方程系数一女性回归方程系数。括号内的数据为相应变量的标准误。(三)“家务一收入”的门槛效应家务劳动时间对劳动收入的影响是否存在从量变到质变的过程，具有门槛效应呢?这里所谈的门槛效应是指少量的家务不足以对正常工作造成困扰，只有当家务劳动时间累积到一定量时，才会影响收入获得。表2显示家务劳动时间对已婚在业男女收入获得

47、具有相似的影响，这与人们在现实生活中的经验感知似乎有所偏差。研究尝试用门槛效应解释研究结论与日常经验间的差异。在参考样本中已婚在业男女平均家务劳动时间的基础上，研究将家务劳动时间分为6档：0小时(参照组)、O5小时以内、051小时，1一15小时、152小时、2小时以上，以虚拟变量的形式分别带入两性收入方程，结果发现已婚在业男性每天l小时以上以及已婚在业女性每天15小时以上的家务劳动才对其收人有显著负作用，甚至对男性影响大于女性(各自的临界点上男性年劳动收入降低102，女性降低97)。样本中603的已婚在业女性每天家务劳动超过15小时，2小时以上的比例达594；已婚在业男性每日家务劳动时间超过1

48、小时的为419。已婚在业男性小于临界点的短时间家务劳动和已婚女性在家务上超临界值的时间投入使得现实生活中家务劳动对已婚男性收入所造成的影响远不及已婚女性(见表3)。表3“家务一收入”的门槛效应(分性别)注：模型中其他变量见表2，因与本表讨论主题无关，此处未报告其他变量的回归系数值以及模型拟合度。(四)性别收入差距的分解研究运用Neumark分解进一步分析家务劳动对性别收人差距的作用。性别收入差距分解结果显示，引人家务劳动相关变量大幅提高了性别收入差距中可解释部分所占比重，禀赋差异的贡献率达716，已婚在业男女的禀赋差异而非性别歧视是性别收人差距的主因(见表4)。81万方数据表4 已婚在业群体性别收入差距的Neumark分解结果注：可解释部分变量贡献率计算以禀赋差异为分母；不可解释部分贡献率计算以系数差异为分母。从表4