家务劳动中的性别差异研究
田 童 王琪延 韦佳佳
内容摘要：文章基于中国人民大学休闲经济研究中心1996年和2016年北京市居民生活时间分配调查数据，分析了家务劳动时间性别差异特点及其影响因素。研究表明，家务劳动时间性别差异在20年间呈相对增加趋势；学历越高，家务劳动时间性别差异越小；家务劳动时间性别差异随年龄的增长而增大；已婚群体家务劳动时间性别差异大；做饭时间和购物时间性别差异一增一减。建议女性可以通过自身人力资本的提高，减少家务劳动时间的性别差异；男性在经营事业的同时，也需注意对家庭的经营，主动分担家务，实现家庭和谐。
关键词：休闲经济；北京市居民生活时间分配调查；时间分配；家务劳动；性别差异
中图分类号：F062.6 文献标识码：A 文章编号：1004-7794（2018）11-0059-07
DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2018.11.009
一、引言
家务劳动是人类社会基本劳动方式之一。长久以来，男性依靠其生理优势更多负责作战、打猎和耕作，女性则更多负责准备食物、照顾家庭等[1]。亚当·斯密认为能够生产物质的劳动就是生产劳动，反之则是非生产劳动，因此家务劳动则常被认为是非生产劳动。20世纪90年代以后，受女权运动第三次浪潮影响，女性越来越多的参与到公共事务中并扮演着重要角色[2]，家务劳动已完全成为一种附属劳动。在中国，受“男尊女卑”思想、就业机会和职业待遇等因素影响，“男主外，女主内”的观念从古至今一直沿袭，女性一直处于被动接受的阶段，更有观点认为，男女性别特点不同，应该各取所长[3]。然而，现今越来越多的女性不愿让自身的生活时间再被家务劳动所牵制，以生育为例，“二孩”政策的遇冷说明当今女性已经认识到因生育而产生的劳动成本，从而不愿意以增加家务劳动时间为代价去生育二胎。可见，社会经济的发展、教育的普及和传统观念的改变，都将影响男女家务劳动时间分配。本文基于北京市居民生活时间分配调查数据，重点探讨家务劳动时间的性别差异特点及影响因素，以期为制定男女平等就业等相关社会政策提供参考。
二、文献综述
关于家务劳动时间性别差异，学术界有多种观点进行解释。相对资源观点认为，家务劳动的分工反映了男女之间的权力关系，男女相对资源水平决定了他们的家务劳动时间[4]。比如受教育程度较高的女性家务劳动时间低于受教育程度较低的女性，这是因为前者更容易获得较高的职业地位，同时在家庭中拥有高于男性相对资源的概率也较大，反映在家务劳动方面就是能够避免负担较多的家务劳动[5]。但是，多数女性仍承担着更多的家务劳动，这是因为女性对男性在经济上的依赖，使其失去了家务劳动时间分配的话语权[6]。性别观点则更偏好观察夫妻双方对传统性别观念的认可，认可度越高，女性承担的家务劳动也就越多，反之，则会越倾向于男女共同承担家务劳动[7]。对女性而言，持性别平等观念的女性所从事的家务劳动要远少于持传统性别观念的女性[8]。从人力资本角度来说，女性性别劣势明显。例如在同等条件下，女性需要承担生育成本，在人力资本上具有单边劣势，在中断工作的同时，又会额外增加一定数量的不可替代的家务劳动，如喂养婴儿等，导致女性的相对工作时间少于男性，降低女性的生产投入[9]，使其就业形势愈发严峻，也更容易成为“遭受挫折的劳动者”[10-11]。从社会资本角度来讲，女性通常投资于非市场性的社会资本，如家庭邻里关系，男性则更倾向于投资政治伙伴关系、专业关系等市场性的社会资本，这让男性可以通过此类投资而产生更多对自身职业有价值的回报，如知识和信息[12]。尽管时代的发展使男女的家庭内部分工和劳动参与率不断趋同，但性别差异依然存在[13]。
三、家务劳动性别差异分析
（一）数据来源
本文基于中国人民大学休闲经济研究中心1996年和2016年北京市居民时间分配调查样本数据。该调查有效问卷数量分别为411份和830份。其中，1996年样本中男性占47.2%，女性占52.8%；2016年样本中男性占46.14%，女性占53.86%。调查方法为多阶段随机抽样，调查问卷由社会生活基本调查Ⅰ和社会生活基本调查Ⅱ两部分构成。在社会生活基本调查Ⅰ中主要调查了被访者性别、年龄、教育水平、从事工作等背景性内容；在社会生活基本调查Ⅱ中则主要调查了被访者日常活动的时间分配。
（二）家务劳动时间中的性别差异
1.家务劳动时间性别差异相对增加。
尽管男女家务劳动时间从1996年的1小时24分钟和2小时16分钟分别减至2016年的1小时18分钟和2小时10分钟，性别家务劳动时间差值同为52分钟，但是2016年女性承担家务劳动的比重却由1996年的61.82%上升至62.50%，其中在工作日其比重由63.31%升至64.43%，在休息日则由59.71%升至60.78%。因此，在1996—2016年间，家务劳动时间性别差异相对增加。
表1 家务劳动时间中的性别差异
| 类别 | 1996年 | 2016年 | |||||||||
| 男 | 女 | 差值 | 男性 （%） | 女性 （%） | 男 | 女 | 差值 | 男性 （%） | 女性 （%） | ||
| 类别 | 周平均 | 1:24 | 2:16 | 0:52 | 38.18 | 61.82 | 1:18 | 2:10 | 0:52 | 37.50 | 62.50 |
| 工作日 | 1:02 | 1:47 | 0:45 | 36.69 | 63.31 | 0:53 | 1:36 | 0:43 | 35.57 | 64.43 | |
| 休息日 | 2:21 | 3:29 | 1:08 | 40.29 | 59.71 | 2:20 | 3:37 | 1:17 | 39.22 | 60.78 | |
| 学历 | 初中及以下 | 2:15 | 3:29 | 1:14 | 39.24 | 60.76 | 1:41 | 3:13 | 1:32 | 34.35 | 65.65 |
| 高中 | 1:28 | 2:36 | 1:08 | 36.07 | 63.93 | 1:35 | 2:37 | 1:02 | 37.70 | 62.30 | |
| 大学及以上 | 1:47 | 2:11 | 0:24 | 44.96 | 55.04 | 1:10 | 1:50 | 0:40 | 38.89 | 61.11 | |
| 年龄 | 20~24岁 | 0:49 | 1:29 | 0:40 | 35.51 | 64.49 | 0:42 | 1:05 | 0:23 | 39.25 | 60.75 |
| 25~29岁 | 1:04 | 1:47 | 0:43 | 37.43 | 62.57 | 0:58 | 1:37 | 0:39 | 37.42 | 62.58 | |
| 30~39岁 | 1:31 | 2:48 | 1:17 | 35.14 | 64.86 | 1:23 | 2:14 | 0:51 | 38.25 | 61.75 | |
| 40~49岁 | 1:58 | 3:15 | 1:17 | 37.70 | 62.30 | 1:04 | 2:07 | 1:03 | 33.51 | 66.49 | |
| 50~59岁 | 2:22 | 3:13 | 0:51 | 42.39 | 57.61 | 1:51 | 3:25 | 1:34 | 35.13 | 64.87 | |
| 60岁以上 | 2:18 | 5:28 | 3:10 | 29.61 | 70.39 | 2:00 | 3:39 | 1:39 | 35.40 | 64.60 | |
| 婚姻 状态 | 已婚 | 2:14 | 3:11 | 0:57 | 41.23 | 58.77 | 1:54 | 3:23 | 1:29 | 35.96 | 64.04 |
| 未婚 | 2:07 | 2:16 | 0:09 | 48.29 | 51.71 | 0:56 | 1:37 | 0:41 | 36.60 | 63.40 | |
注：差值为男性家务劳动时间减去女性家务时间的绝对值；男性占比=男性平均家务劳动时间/（男性平均家务劳动时间+女性平均家务劳动时间）；女性占比=女性平均家务劳动时间/（男性平均家务劳动时间+女性平均家务劳动时间），下同。
2.随着学历提高，家务劳动时间性别不平等程度逐渐降低。
2016年，高中学历的男性群体比初中及以下学历的男性群体家务劳动时间减少5.94%至1小时35分钟，女性则减少18.65%至2小时37分钟。大学及以上学历的男性群体比高中学历的男性群体家务劳动时间减少26.32%至1小时10分钟，女性则减少29.94%至1小时50分钟。以男女家务劳动时间差值的绝对值作为反映性别平等性的指标，可以发现家务劳动时间中的性别不平等程度正随着学历的提高而降低。其中，1996年初中及以下学历群体性别平等性指标为1小时14分钟，高中学历群体为1小时08分钟，而大学及以上群体只有24分钟，在2016年三者数值则分别为1小时32分钟、1小时02分钟和40分钟。
3.年龄越大，男女家务劳动时间不平等程度越高。
2016年，除50~59岁年龄段女性群体以外，其他各年龄段群体家务劳动时间相比1996年均有所减少。其中，40~49岁群体家务劳动时间减少最为明显，男性和女性分别减少54分钟和1小时08分钟，原因在于这一年龄段群体大多为单位的中坚力量，工作压力较大，能够从事家务的时间有限。即便这样，女性家务劳动时间仍达到2小时07分钟，几乎为男性的两倍，说明这一年龄段女性群体同时面临着工作和家庭的双重压力。从不平等程度上看，随着年龄的增长，男女之间不平等程度在逐渐提高，60岁以上的女性要比男性多分担1小时39分钟的家务劳动，是20~24岁群体相应差异的4.3倍。
4.已婚群体家务劳动时间性别差异大，婚后女性承担更多家务。
相较1996年，2016年未婚群体男性和女性的家务劳动时间分别减少1小时11分钟和39分钟，性别差异在20年间增加32分钟，单身男性干家务的时间进一步减少。反观已婚群体的家务劳动时间，男性减少20分钟至1小时54分钟，女性却增加12分钟，性别差异则由20年前的56分钟扩大至1小时29分钟，增幅达到58.93%。可见，已婚群体家务劳动时间性别差异始终高于未婚群体，已婚女性需要承担更多家务。生儿育女是造成女性家务劳动时间增加的主要原因之一，越来越多的女性更愿意享受不为家务劳动所累的单身生活。民政部数据表明，全国结婚率在2013年后逐年下降，2017年全国平均结婚率仅有0.76%，而国家卫计委也在2018年1月22日发布会上坦承：“许多家庭不肯生二孩，原因主要来自‘经济负担、太费精力、无人关照’三个方面，二孩政策受阻，反响不太好。”《日本经济新闻》更是指出，不婚群体中多数为独立意识较高、经济条件较好的女性。
（三）家务劳动细项时间中的性别差异
以性别为因子对家务劳动细项时间进行方差分析，发现1996年仅有购买商品、做饭类项显著，而到2016年，显著类项增多。其中，做饭时间性别差异在扩大，购物时间性别差异在缩小。
尽管男女做饭时间均有减少，但不平等程度却在增加，其性别差值由1996年的15分钟增至2016年的18分钟。做饭时间减少的原因首先在于社会生产力发展和科技进步，越来越多的家用电器进入人们的生活并日趋向智能化发展。比如智能电饭煲的出现，让上班族可以用手机发出指令，到家就可以吃到做好的米饭；其次是方便食品的出现，在一定程度上也缩短了上班族的厨房时间，人们在紧张的工作之余只需要花很少的时间便可以享受到种类越来越多的方便食品，比如自热米饭、自热火锅、方便面等；最后是信息革命的到来，逐渐改变着人们就餐观念，例如饿了么、美团外卖、百度外卖等网络订餐平台的兴起和普及，让越来越多的上班族选择网络订餐，从而减少亲自下厨做饭的时间。
购物时间性别差异缩小主要源自女性购物时间的减少，在2016年女性购物时间相较20年前减少7分钟至29分钟，男性则仅减少2分钟至17分钟，性别差异由17分钟缩小至11分钟。主要原因在于网络购物的兴起，使得人们可以更为便捷地通过线上购物来满足其购物需求，故购物时间出现减少，尤其是女性，像淘宝、京东等网络购物平台的主要流量就是女性用户，甚至出现了“‘她’经济”。
此外，尽管照顾老人和孩子时间的方差分析并不显著，但是2016年男性在休息日照顾老人和孩子的时间明显提高131.25%至37分钟，由1996年落后女性5分钟变为2016年超过女性1分钟，说明休息日中的男性开始愿意去照顾老人和孩子为女性减轻这类时间的负担。
家务劳动的社会化以及市场的精细分工，在予人以方便的同时，也改变着人们对家务劳动的认知，今天的家务劳动已经不再是以前的关起门来干家务。比如，越来越多的家庭选择在春节之前通过线上预约家庭深度保洁服务，在节省时间、精力、体力的同时，节前“扫尘”（南方叫“掸尘”）的传统习惯也在不经意间被改变。随着老龄化的发展，也有越来越多的家庭选择雇佣保姆来照顾和陪伴老人。
（四）基于性别的家务劳动时间影响因素分析
为查看不同性别群体家务劳动时间影响因素差异，选取人口学变量（年龄、婚姻状态、受教育程度、工作状态、有无需要照料的人）以及工作时间、休闲时间变量，对不同性别群体分别做单因素方差分析。结果显示，仅在2016年工作日，上述影响因素对男女家务劳动时间存在显著影响。因此，选取2016年工作日家务劳动时间相关数据，构建回归模型探讨不同影响因素对男女家务劳动时间的影响。
表2 1996年和2016年家务劳动细项时间中的性别差异
| 年份 | 类别 | 家务劳动细项 | 男性 （小时：分钟） | 女性 （小时：分钟） | 差值 （小时：分钟） | F | 显著性 |
| 1996年 | 周平均 | 购买商品 | 0:19 | 0:36 | 0:17 | 19.984 | 0.000 |
| 做饭 | 0:25 | 0:41 | 0:16 | 24.865 | 0.000 | ||
| 洗衣物 | 0:06 | 0:18 | 0:12 | 0.719 | 0.397 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:13 | 0:18 | 0:05 | 0.430 | 0.512 | ||
| 其他 | 0:17 | 0:19 | 0:02 | 0.104 | 0.747 | ||
| 工作日 | 购买商品 | 0:09 | 0:23 | 0:14 | 13.214 | 0.000 | |
| 做饭 | 0:23 | 0:37 | 0:14 | 6.952 | 0.009 | ||
| 洗衣物 | 0:05 | 0:14 | 0:09 | 0.702 | 0.403 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:12 | 0:17 | 0:05 | 1.176 | 0.279 | ||
| 其他 | 0:11 | 0:14 | 0:03 | 0.043 | 0.836 | ||
| 休息日 | 购买商品 | 0:45 | 1:10 | 0:25 | 17.248 | 0.000 | |
| 做饭 | 0:32 | 0:52 | 0:20 | 20.599 | 0.000 | ||
| 洗衣物 | 0:11 | 0:31 | 0:20 | 0.379 | 0.539 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:16 | 0:21 | 0:05 | 0.046 | 0.830 | ||
| 其他 | 0:34 | 0:34 | 0:00 | 0.551 | 0.458 | ||
| 2016年 | 周平均 | 购买商品 | 0:17 | 0:29 | 0:12 | 19.703 | 0.000 |
| 做饭 | 0:19 | 0:37 | 0:18 | 39.949 | 0.000 | ||
| 洗衣物 | 0:07 | 0:18 | 0:11 | 60.856 | 0.000 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:22 | 0:21 | 0:01 | 0.024 | 0.877 | ||
| 其他 | 0:09 | 0:20 | 0:11 | 23.836 | 0.000 | ||
| 工作日 | 购买商品 | 0:08 | 0:16 | 0:08 | 9.066 | 0.003 | |
| 做饭 | 0:16 | 0:32 | 0:16 | 25.989 | 0.000 | ||
| 洗衣物 | 0:03 | 0:12 | 0:09 | 29.026 | 0.000 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:17 | 0:16 | 0:01 | 0.017 | 0.897 | ||
| 其他 | 0:07 | 0:17 | 0:10 | 16.301 | 0.000 | ||
| 休息日 | 购买商品 | 0:42 | 1:02 | 0:20 | 10.098 | 0.002 | |
| 做饭 | 0:28 | 0:51 | 0:23 | 38.250 | 0.000 | ||
| 洗衣物 | 0:17 | 0:36 | 0:19 | 38.147 | 0.000 | ||
| 照料孩子和老人 | 0:37 | 0:36 | 0:01 | 0.021 | 0.886 | ||
| 其他 | 0:14 | 0:30 | 0:16 | 20.272 | 0.000 |
表3 基于性别的家务劳动时间单因素方差F值
|
| 1996年工作日 | 1996年休息日 | 2016年工作日 | 2016年休息日 | ||||
| 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | |
| 年龄 | – | 2.041*** | – | – | 2.334*** | 4.082*** | – | – |
| 婚否 | – | 1.739** | – | – | – | 2.236*** | – | – |
| 受教育程度 | – | – | – | 1.435** | 1.711*** | 2.329*** | – | – |
| 工作与否 | – | 1.751*** | – | – | 2.608*** | 3.706*** | – | – |
| 有无需要照顾的人 | – | – | – | 1.394* | 1.638** | 1.642*** | – | – |
| 工作时间 | 3.277*** | 2.423*** | – | – | 5.965*** | 8.262*** | – | 1.707*** |
| 休闲时间 | – | – | 1.793*** | – | 1.927*** | – | 2.433*** | 3.053*** |
注：***表示在0.01水平显著；**表示在0.05水平显著；*表示在0.1水平显著；“-”表示不显著。
表4 2016年工作日基于性别的WLS回归结果
| 变量 | 模型1 | 模型2（不考虑时间分配的影响） | ||||||
| 男性 | 显著性 | 女性 | 显著性 | 男性 | 显著性 | 女性 | 显著性 | |
| 常数项 | 292.175 | 0.000 | 220.934 | 0.000 | 56.619 | 0.016 | 29.539 | 0.138 |
| 年龄 | 16.420 | 0.616 | 0.776 | 0.042 | –0.147 | 0.782 | 0.835 | 0.043 |
| 婚姻状态 | 23.333 | 0.072 | 24.357 | 0.017 | 21.764 | 0.005 | 38.423 | 0.001 |
| 受教育程度 | –6.237 | 0.043 | –3.990 | 0.691 | –12.458 | 0.041 | –5.607 | 0.612 |
| 工作状态 | –63.059 | 0.002 | –90.669 | 0.000 | –137.873 | 0.000 | –149.260 | 0.000 |
| 有无需要照顾的人 | –15.457 | 0.164 | –19.889 | 0.044 | –34.877 | 0.136 | –25.280 | 0.020 |
| 工作时间 | –21.960 | 0.000 | –18.420 | 0.000 |
|
|
|
|
| 休闲时间 | –19.380 | 0.000 | –17.040 | 0.000 |
|
|
|
|
| R2 | 0.632 |
| 0.725 |
| 0.491 |
| 0.189 |
|
| 调整后R2 | 0.399 | 0.526 | 0.475 | 0.157 | ||||
| F值 | 34.075 | 66.505 | 31.654 | 72.717 | ||||
| Sig. | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | ||||
在控制其他变量不变的情况下，年龄对男性家务劳动时间没有显著影响；已婚男性比未婚男性家务劳动时间多23分钟；学历高男性比学历低男性家务劳动时间短6分钟；无业男性比有业男性多干家务劳动63分钟；家中有无照料的人对男性家务劳动时间没有显著差异；工作时间和休闲时间会挤占男性家务劳动时间，增加1小时工作时间和休闲时间，则家务劳动时间分别减少21分钟和19分钟。对于女性，年龄对家务劳动时间存在显著影响，每增加1岁，家务劳动时间则增加0.776分钟；已婚女性比未婚女性家务劳动时间多24分钟；受教育程度对女性家务劳动时间影响为负，但没有显著影响；有业女性比无业女性家务劳动时间显著减少90分钟；家中有照料的人会显著增加女性家务劳动时间19分钟；工作时间和休闲时间每增加1小时，家务劳动时间则分别减少18分钟和17分钟。综上，模型结果系数符号与假设一致。家务劳动时间影响因素存在性别差异，从系数值看，婚姻状态、工作状态、家中有无照料的人对女性家务劳动时间影响程度显著高于男性群体。
（五）稳健性分析
上文中所构建的理论模型是将生活时间分配变量x6和x7纳入到因变量为家务劳动时间的模型中加以回归。为了检验模型的稳健性，在此进行有约束条件的检验。假设生活时间分配变量与家务劳动时间无关，即零假设为：
四、结论
1.家务劳动时间中的性别差异呈相对增加趋势。
时至今日，越来越多工作的性别界限已经模糊，如司机行业、护工行业、家政行业等。性别界限的模糊必然会使原本的生活态度发生改变，“上得厅堂”的女性逐渐变多，而“下得厨房”却已不再是女性专属。但是，女性仍是家务劳动的主要担当者，承担家务劳动的比重也比1996年进一步增加，已婚女性需要承担比单身时更多的 家务劳动，家务劳动时间中的性别差异呈相对增加趋势。
2.家务劳动时间性别差异与学历负相关。
学历越高，家务劳动时间中的性别差异越小。随着社会发展和居民受教育水平的提高，女性在社会中的作用逐渐增强，毫无上进、自甘认命已被众多知识女性所摒弃，而家务劳动作为一种促进家庭和谐的情感表达也被越来越多的知识男性所认可，故而缩小了家务劳动时间中的性别差异。
3.家务劳动时间性别差异与年龄正相关。
家务劳动时间性别差异随年龄的增长而扩大，其中40~49岁女性家务劳动压力最大，所承担的家务劳动时间比重达到66.49%，高于其他年龄组。一方面，在工作上中年女性多已经是单位骨干，尽管我国《劳动法》中包含了保护女性劳动者的措施，但在市场经济分配机制下使得男女的性别工资差异更加明显，男性工资明显优于女性，中年女性在职场上的瓶颈特点更加明显；另一方面，在生活中女性还需承担教育子女、照顾老人的角色，处于“上有老下有小”的境地。因此，中年女性受到工作和生活的双重压力。
4.做饭时间和购物时间性别差异一增一减。
2016年，厨房时间的性别差值进一步增加，而购物时间性别差值却有所降低。调查发现，男性更愿意选择“出去吃”或“叫外卖”，女性则更多的选择“自己做饭”，从而增加了男女做饭时间的不平等程度。由于电商平台、手机应用市场的繁荣，使得购买行为变得简单快捷，人们去卖场购物的习惯正被逐渐改变。
虽然男女家务劳动时间存在性别差异，但学历的提高，可以降低家务劳动时间的不平等程度。因此，一方面，女性可以通过提升自身人力资本，减少家务劳动时间的性别差异；另一方面，应该提倡男性在经营事业的同时，也需注重对家庭的经营，主动分担家务，实现家庭和谐。
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作者简介：
田童，男，1986年生，山东泰安人，2016年毕业于新疆农业大学，获管理学博士学位，现为中国人民大学统计学院博士后，研究方向为休闲经济。
王琪延，男，1959年生，河北衡水人，现为中国人民大学统计学院教授、博士生导师，中国人民大学休闲经济研究中心主任，研究方向为休闲经济。
韦佳佳，女，1992年生，广西南宁人，现为中国人民大学统计学院博士研究生，研究方向为休闲经济。
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