相对收入、家庭成员互动与女性家务劳动供给——基于性别展示的视角

叶胥，杜云晗

(1 西南财经大学 工商管理学院，四川 成都 611130；2 西南财经大学 经济学院，四川 成都611130)

1 引言

家庭收入、生产和劳动供给问题是社会与学界所普遍关心的话题。现代化进程中，女性在收入、教育与其他社会权利获取方面有了很大进步，女性社会劳动参与率大幅提高。由于愈来愈多的女性获得教育和就业机会，传统受男性主导的家庭经济结构开始发生转变，家庭内部性别角色或因女性在学历或收入方面超过配偶水平显现出新的特征，家务分工开始从由性别角色主导转向家庭效用最大化主导。就业机会增加、经济能力显著提升了女性家庭影响力[1]，表现为收入的提高通常会显著减少女性家务劳动时长[2]。现代化程度较高的地区，女性相对收入提高会同步增加其家庭议价能力。近年来，我国女性在获得教育、就业参与和社会地位等方面均有较大发展。根据国家统计局《中国妇女发展纲要(2011-2020年)》公布数据显示，2018年女性就业人员占比达43.7%，同比增加0.2%。《2019中国职场性别差异报告》显示，不同性别的薪酬差异更多是由于不同性别薪酬分布结构所致，而非绝对收入水平意义的差异，中国女性相对收入水平整体而言有所上升。

女性相对收入是一种结构性资源，可用于衡量女性家庭经济地位变动，相对收入高的女性能够降低承担家务时长份额，结构性资源的多寡是影响家务时间分配的重要因素[3]。国家统计局2018年发布的全国时间利用调查公报有关数据表明，全国女性平均家务劳动时长占到了每天总时间的15.83%。结合《2008年时间利用调查资料汇编》的数据发现，女性平均家务劳动时长2008-2018年间从191分钟减至126分钟，期间男性平均家务劳动时长从69分钟减至45分钟。也即是说，男性平均家务劳动时长每1分钟所对应的女性家务劳动时长，从2008年的2.768分钟增加到了2018年的2.8分钟。

与此同时，女性家务劳动时间配置是多种因素作用的结果[4]，家务分工伴随文化扩散和经济发展正在经历重要演变[5]，女性同家庭成员关系是家务时间分配机制构成要件之一。基于此，本文利用中国家庭追踪调查数据，从家庭成员关系互动切入，剖析家务时间分配机制，深入分析女性相对收入与家务劳动供给间的内在逻辑及可能变化，旨在扩展人们对于女性家务劳动问题的认识，进一步探讨其经济与社会意义，尝试提出有益的对策建议，增进家庭及社会福利。

本文的边际贡献在于，从女性与其他家庭成员互动的角度出发，结合家务时间分配机制的基本理论与实证分析探讨了女性家务劳动时间分配问题，同时进一步考察了性别展示行为在家务时间分配机制中发挥的作用，阐明了当前社会中的家庭分工并非完全由效用主导，而是按效用和按性别进行时间分配的综合结果。

2 文献回顾与理论分析

2.1 收入与家庭时间分配

家庭劳务供给属于家庭生产行为，是家庭时间分配的重要内容。家庭时间分配即家庭(成员的集体意志的体现)会根据家庭效用最大化原则调整家庭成员时间安排[6]。同家庭成员有关的家庭事件(新成员诞生、家庭成员去世等)将对家庭成员的家庭内地位、角色与行为方式产生长期影响[7]，家庭时间分配功能还可能因人口流迁[8]而改变。因此，家庭成员资源禀赋及其行为将对家庭时间分配造成影响，从而构成家务时间分配机制的内部要素。其中，收入是家庭成员资源禀赋中较多被关注的因素。

经典的家庭经济学理论认为，作为社会细胞的家庭兼有生产和消费基本功能，家庭生产“产品”的目的在于实现受成本、资源数量与价格约束的效用最大化。家庭的资源投入以货币收入与放弃工作的机会成本定价，两者之和表征了家庭意义的全部收入(full income)，“家庭产品”的价值体现于家庭内消耗的物质资源与时长投入[9]。当家庭意义的全部收入不变时，实际收入增加通常会导致家庭中时长密集型产品减少。换言之，家庭定价机制与分配功能的二重性导致了时间稀缺性条件下实际收入与家庭时间密集型产品之间负的替代弹性。家庭时间分配功能建立在内部成员偏好基础之上，获得更高收入的家庭成员通常会减少家务劳动时长。

不仅如此，家庭的时间分配功能同家庭内部收入结构有关。一方面，配偶收入增加会使家庭中相应个体收入相对下降，从而增加家务劳动时长[10]。另一方面，家庭利用女性成员收入增量向市场购买家政服务。女性相对收入上升意味着其时长付费能力跃升，家务劳动服务可用收入增量在市场上购买，从而有效降低女性家庭生活压力，提高家庭时间利用效率，市场替代品的存在使得购买家政服务或者外出就餐等方面成为可能[11]。因此，当存在家务劳动市场化机制时，女性相对收入提高可能会在原有基础上额外减少其家务劳动时长。总的来说，女性相对收入影响家务劳动时长的机理可从两方面来解释，一是女性相对收入提高有益于其家庭地位提升，进而拥有更多家庭决策话语权，减少其家务工作负担[9]，显著增加其配偶的家务供给[12]。二是时间有限性决定了家庭成员会根据家庭效用目标进行时长配置[13]，如将时长在雇佣劳动和家庭活动之间进行配置，女性相对收入通常和工作时长正相关，因此女性相对收入提高意味着分配到家务劳动上的时间变少。

2.2 家庭成员互动与家庭时间分配

在更复杂的情形下，女性同家庭其他成员发生互动可能导致女性进行性别展示，一定程度上能调节家务时间分配与家庭劳务供给。研究表明，传统社会和家庭性别观念要求女性依然承担原有水平的家务活动。在那些典型的女性持家的家庭类型中，男性话语权受女性相对收入提高的影响甚微，性别展示的作用依然重要[14]。同时，性别观念不独立作用于家务分工本身，但却在女性相对收入影响家务供给之间发挥了重要的调节作用[15]。作为对时间分配与性别展示冲突的回应，性别观念趋向传统的女性更容易出现性别展示现象。性别展示最直接的结果就是，女性个体行为模式改变，相对收入提升到较高水平时女性仍供给等价家务劳动甚至更多[16]。即使是当女性收入成为家庭主要经济来源时，家庭传统性别角色会产生偏离，女性可能会提供更多家务以弥补收入结构带来的性别角色失位，以缓和家庭性别角色与经济地位间的冲突[17]，也是所谓的性别展示。此外，性别角色理论认为，只有在性别平等普遍存在的经济社会环境中，相对收入变化导致的家庭时间分配才可能是理性的。因性别展示导致的分配功能扭曲多发生于传统性别分工观念根深蒂固的国度或地区，女性家庭成员收入与其时间分配关系可能因性别展示等因素的嵌入发生改变或失效[18]。

而促使女性进行性别展示的原因很多。有研究证实夫妻间情感互动能增加双方的认同感，对家务分工有显著影响，而妻子表达认同感的方式则是进行性别展示，因而相对地进行更多的家务劳动[19]。另外，子女数量也可能是女性进行性别展示的原因之一。女性通常在生育子女后扮演起母亲和主要照护人的重要角色，且子女数量增加本身就可能导致家务劳动需求增加，因此子女数量增加会显著提高女性家务劳动时长，特别是情感类家务劳动[20]。还有研究表明代际互动在家务时间分配机制中扮演了重要角色。家庭的“微治理”功能会促使代际间形成资源交换与分配机制[21]，为换取子女赡养支持，长辈通常会承担诸如隔代照料一类的家务劳动，进而显著增加女性劳动力市场供给[22]。配偶父母尚未退休时女性生育意愿会更强烈，并更倾向于减少工作参与以分配更多时间至家庭事务，即配偶父母劳动收入补偿了女性减少有酬工作导致的收入损失，因此女性会在相对收入减少时增加家务供给[23]。祖辈提供隔代照料的另一个动机在于替代高昂的抚幼费用，以及填补女性工作参与增加导致的家庭时间分配不足[24]。

基于文献回顾和理论分析可知，家庭既可能按效用进行时间分配，也可能按性别进行时间分配，或两者兼有之。现有研究虽围绕女性家务劳动形成了部分成果，但鲜有研究从家庭成员关系的角度分析家务时间分配机制。家务时间分配建立在家庭成员关系基础上，本质上是一种社会交换，只是这种交换行为发生于家庭边界内，通过成员实施有益于整个家庭的具体行为换取家庭对自己的认可，家庭交换行为由此展开。因此，从家庭成员关系视角出发研究有助于加深对家务时间分配内在机制的研究。本文在前人研究基础上，从家庭成员关系的角度出发，对女性家务供给进行以下几个方面的补充性研究：第一，理论模型推导。基于家庭经济学模型进行数学推演。第二，实证分析。解决内生性影响后，考察相对收入与家务劳动时长两者关系的稳健性。第三，基于家庭成员关系进一步识别家务时间分配机制。

3 理论模型

3.1 未考虑家庭成员互动的基础模型

为分析家务时间分配机制原理，我们借鉴Killingsworth等(1986)的思路[25]，构造一个包含家庭成员关系的时间分配模型展开分析。假设代表性家庭仅有一名男性成员与女性成员，基本部分分析暂不考虑长辈和子女。家庭消费品包括商品和家务产品，因此家庭效用由市场上商品消费和家务产品消费决定，定义CRRA形式的家庭消费品效用函数，为简化起见令θ=1，于是转化为如下形式的对数效用函数：

U(c,Z)=αln(c)+(1-α)ln(Z)

(1)

c为家庭商品总消费，Z为家庭产品总消费。简化起见，假设每个家庭成员总时间标准化为1，家庭财富为0，总时间由家务劳动时长与工作时长两部分组成，女性成员承担全部家务，所有家庭成员均无闲暇时间。家庭总消费c等于男性与女性成员收入之和减去中间品价值，将家庭总消费表示如下：

(2)

其中，wm和wf分别为男性和女性成员单位时间收入，φ为收入关系参数且有φ=wf/wm=wf(由于我们更关注女性相对收入，将男性收入标准化为1，此时φ的值等价于女性绝对收入)。设女性相对收入为RW，则有RW=φ-1。Hm和Hf分别为男性和女性成员家务劳动时长，TW为一单位中间产品的时间价格，q为用女性成员时间度量的家务产品价格，TW=wf·q。

男性和女性成员共同利用中间品生产家务产品，中间品定义为家庭内部所购一切用于劳动力生产与再生产的生活资料。家务产品总消费表示如下：

(3)

设定家庭产品为CES生产函数形式，d为中间品数量，σ为替代参数(0<σ<1)，κ为中间品分配参数。家庭最优化问题为：

(4)

关于Hf的一阶条件：

(5)

关于d的一阶条件：

(6)

由(5)和(6)得到：

(7)

式(7)代入式(5)并整理得到：

(8)

(9)

已知随着女性相对收入提高，在其他条件不变的情况下，家庭最优行为是配置更少的家务劳动给女性。

3.2 考虑家庭成员互动的拓展模型

进一步考虑女性成员受其他家庭成员行为(配偶、子女、长辈)影响的时间分配，以刻画家庭时间分配的内在机理。

3.2.1 情形1：女性与子代互动

此时预算约束变为：

(10)

Hf一阶条件为：

(11)

整理得：

(12)

根据模型设定整理可得：

(13)

因此有：

(14)

3.2.2 情形2：女性与配偶及长辈互动

如前所述，在其他家庭成员行为干预时，女性可能会相对增加更多家务劳动时长来实现“性别展示”。也就是说，女性个体家务劳动时长并非完全等于家庭最优计划分配给其的时长，女性会将因相对收入增加而减少的家务劳动时长部分“再次”用于生产家务产品以获得性别展示，一种可能是来自配偶的赞同和认可，一种可能是长辈在家务协同中的作用消失后，“女主内”的性别角色分工促使女性进行更多的性别展示。对此，我们设增加的时长为hf(hf>0)。于是有如下表达：

(15)

(16)

其中b为常数，由式(9)、(16)得出图形如图1所示。

根据理论推演，我们提出另一条认识：与其他成员的互动，会引致女性进行性别展示，进而促使女性相对地增加家务劳动时长(hf>0)。

图1 女性相对收入与家务劳动时长关系

理论认识1和理论认识2共同构成家庭成员互动条件下的妇女相对收入与家庭劳动供给机制，现将以上2种理论认识表示在图1中，同时为更好展示相对收入和家务劳动时长关系全貌，暂不考虑家务供给上限Hf=1，只考虑家务劳动时长大于0时的情形。图1中，曲线1说明了女性相对收入和家务劳动时长的基本关系。

曲线2和曲线1斜率存在明显区别，这是因为曲线2所表示的女性相对收入与家务劳动间反向关系考虑了性别展示的影响。以最低点作为分界点，曲线2左边部分斜率更小，说明考虑性别展示行为影响后，两者间反向关系一定程度上被削弱了。分界点右边部分则是性别展示行为如果影响作用较大，理论上讲可能导致两者间表现为正向关系。本部分从理论上证明了家庭按效用和性别进行时间分配的机理，揭示了女性相对收入与家务劳动时长理论上的反向关系以及背后的时间分配机制，说明了该反向关系可能是家务时间分配机制在不同层面综合作用的结果，接下来将通过实证进一步检验。

4 研究设计

4.1 模型设定

为检验女性相对收入与家务劳动供给的关系，建立计量模型如下：

houseworki=α1+βrelaincomei+rX+εi

(17)

其中houseworki为女性家务供给水平，relaincomei表示女性相对收入，X为控制变量向量，εi为误差项。由于女性在婚姻关系中更接近传统性别角色定位，从而可能更多地承担家务劳动[26]，所以本文研究对象局限于缔结了婚姻关系的女性个体而不包括未婚同居者。我们目的就在于分析女性相对收入与家务劳动关系背后的时间分配机制。

4.2 数据与变量

本文实证分析数据来自北京大学和国家自然科学基金资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查。CFPS(China Family Panel Studies，CFPS)数据库涵盖了包括25个省/市/自治区在内的16000户信息，内容涉及居民的经济与非经济福利、经济活动、教育成果、家庭关系与健康等在内的诸多内容。

被解释变量。考虑到工作日家务劳动时长受企业制度影响而缺乏弹性[27]，休息日家务劳动时长(天/小时)更能反映家庭分工的性别差异[28]，本文使用女性休息日家务劳动时长作为被解释变量(1)根据国家统计局《2008时间利用调查资料汇编》有关标准，休息日无酬家务劳动包括准备食物及清理、环境清洁整理、洗衣与整理衣物、购买商品与服务、饲养宠物、动手修理、维护和调试以及家庭事务的安排与管理共七项。综合考虑数据可获取性和研究目的，用受访者自答的休息日家务劳动总时长作为衡量指标。，来自问卷中“休息日家务时间”的回答。

核心解释变量。女性相对收入指女性收入超过其配偶收入的部分(2)问卷数据中个体收入包括年收入和月收入，为使相关系数解释更直观易懂，我们通过计算将研究尺度压缩为反映个体日均工资的变量，单位为元/天。为反映实际购买力水平，个体收入均以2010年为基期并根据历年CPI进行价格平减。，这是核心解释变量。

表1 变量描述性统计结果

控制变量。根据家务劳动相关理论和已有做法，选取年龄、健康状况和学历为控制变量。“老妻少夫”的婚姻中妻子收入通常低于配偶[29]，与配偶年龄差较大的女性更可能因收入较低而更多承担家务劳动。家庭除了传统的经济、精神和社保功能外也发挥时间分配作用，并受配偶双方议价能力影响[30]。此外，家庭人数、周工作时长、自雇或受雇的工作类型、上下班单程时长等显然也是须考虑的控制变量。

由于本研究的因变量为女性家务劳动时长，2012年数据集无此变量，2016年经配偶匹配后发现数据缺失较多，故而只采用三期数据，得到包括2010年个案9258个、2014年个案10995个以及2018年个案8233个的数据集(3)为避免极端值影响估计结果，对原始数据进行2%缩尾处理，并剔除部分主要变量缺失严重的个体。。描述性统计见表1。

表2 相对收入对女性家务劳动的基准回归分析

表3 工具变量回归结果

5 实证分析

5.1 基准回归结果

各模型回归拟合结果如表2所示。女性相对收入提高会减少其家务劳动供给，这是家庭按效用进行时间分配的结果。模型1a和1b分别采用线性概率模型和最小二乘法进行估计。当其他条件不变时，女性相对收入提高对家务劳动供给具有抑阻效应，且在1%水平上显著。经LR检验，个体固定效应模型(1d)较为适合，相对于个体固定效应模型，其它模型结果可能低估了女性相对收入提高对家务劳动供给的阻抑效应。

5.2 内生性处理

家务劳动产生的机会成本和精力损耗可能对女性职业选择、工作能力乃至收入产生一定影响[31]，包括家务劳动对劳动参与的“惩罚效应”[32]，对幼年后代提供向下代际资源配置等因素[33-34]，进而影响到其工作收入，此时可能存在反向因果问题。本文用配偶工资性收入与配偶工作时长变化率作为女性相对收入的工具变量。逻辑在于，女性对婚后家庭收入的预期会影响其择偶行为，女性和配偶收入水平存在一定相关性[35-36]。另外，配偶特征同女性自身相区别[37-38]，且配偶工作时长受劳动法律法规以及单位制度、具体工作任务进程等外生因素影响，理论上两个工具变量均满足外生性与相关性，使用工具变量法回归的结果见表3。

结果表明，工具变量必要性与弱工具变量识别检验表明不存在弱工具变量问题。在一定程度上克服内生性与样本选择问题后，女性相对收入的提高依然显著降低了其家务劳动时长。进一步，根据Ashraf & Galor(2013)[39]的做法将工具变量替代原解释变量进行模型拟合，在此基础上再加入原解释变量进行二次回归。结果显示，分别用配偶工作时长变化率、配偶工资收入两个工具变量替代原解释变量进入模型，所得到的两个新模型中工具变量系数均显著(配偶工作时长变化率变量p=0.000；配偶工资收入变量p=0.012)；在两个新模型中分别再加入原核心解释变量，两模型中工具变量系数都变得不再显著(配偶工作时长变化率变量在5%置信水平上不再显著，p=0.062；配偶工资收入变量p=0.897)。

因此，工具变量影响被解释变量仅通过核心解释变量唯一路径发生作用。过度识别检验结果表明两个工具变量都与扰动项无关(p=0.46)，且前文已验证不存在弱工具变量问题，综合来看两个工具变量合理。

5.3 稳健性检验

第一，检验模型设定是否遗漏高次项。参照有关研究的做法[40]，重新设定模型如下：

houseworki=α1+βrelaincomei+γrelaincomei2+ξ′X+εi

(18)

(19)

(20)

式(18)为加入核心解释变量二次项的方程形式，(19)式和(20)式为U型关系检验的上下边界原假设与备择假设，对于极值点接近变量取值范围边界时这种方法更为精确。结果显示，上界处曲线斜率显著为正，可能存在U型关系，但下界曲线斜率并不具有统计意义显著性，因此未忽视U型或倒U型关系，原回归方程设定更合理。

第二，采用替换核心解释变量的方法进行稳健性检验。由于本文关注女性收入大于或小于男性时家务劳动时长的变化，借鉴有关做法[41]，利用当前数据集构造女性实际收入与其配偶潜在收入分布有关的变量，表达式如下：

(21)

式中，highrelicoi表示第i个女性实际收入大于数据集包括配偶在内所有男性收入的概率，N指男性个体总数，由于所用数据集是剔除了单身个体的配对数据集，因此N也等于女性个体数。ladyicoi指代第i个女性实际收入，husicoj指代第j个男性实际收入。用表征概率分布的变量替代女性相对收入进行分析，考察样本中女性收入高于男性概率对家务劳动供给的影响，即从概率分布视角构造解释变量替换原解释变量进行分析。经实证检验，结果依然稳健。

第三，替换因变量。如前文所述，考虑到时间稀缺性条件下，工作日家务劳动时长不可能发生较大改变，女性相对收入和家务劳动时长不太可能存在显著的关系，故而我们以女性休息日家务劳动时长为因变量进行分析。为确证结果的稳健性，这里以女性工作日家务劳动时长为被解释变量进行回归估计。结果表明，女性相对收入对女性工作日家务劳动时长不具有统计意义上的显著影响(p=0.102)，表明工作日女性家务劳动存在“刚性”供给。女性相对收入对非工作日家务劳动供给的负面影响以及在工作日家务供给中的中性表现，体现了家庭中女性面对时长稀缺性约束时的理性行为——将时间资源在劳动日与休息日之间进行合理分配。

6 进一步分析

家务劳动分配不仅取决于收入与时间有限性，还同个人偏好、性别角色等多种因素相关[42]。根据前文理论分析，女性家务劳动供给是与家庭成员互动的结果，女性家务劳动时长可能同配偶态度相关，也可能受代际关系影响。因此本文基于理论分析，从子代互动、配偶互动与长辈互动三个维度讨论家庭成员互动在女性相对收入影响家务劳动供给时的调节效应。

6.1 女性与子代互动

尽管社会养老保障体系日趋完善，但成年子女提供向上的代际支持通常仍是大多数家庭父母退休后获取养老资源的主要渠道[43]。同时，根据婚姻法有关规定，女性结婚年龄不得早于20周岁。因此，为剥离来自子女的代际支持对女性个体自身家务时间分配的影响，我们将样本范围进一步收缩为20-55周岁女性个体进行研究。不考虑子女数量过多的极端样本，仅研究拥有两个或两个以下孩子数量的个体，分不同子女数量样本研究女性相对收入对家务劳动时长影响差异，结果如表4所示。

表4 不同子女数量与女性家务时长

表5 不同配偶对女性家务贡献满意度

从表4可知，不论子女数量如何，女性相对收入与家务劳动关系都为反向关系，子女数量对两者关系存在正向调节效应，缓解两者之间的负向关系。一方面，从全样本的交互项看，系数显著为正，那么随着子女数量逐渐增加，相对收入对女性家务时长产生的负向影响将减弱。另一方面，从分样本看，就子女数量为“一个都没有”的个体而言，相对收入提高其家务劳动时长减少2.46分钟(4)本文被解释变量为家务劳动，单位为小时/天，因此计算时边际效应的单位原为小时/天，但考虑到尺度问题，调整为分钟/天更为直观，因此这里将小时数转化为分钟数以更清晰地观察自变量对因变量的影响。；就子女数量为“有且仅有一个”的个体而言，相对收入提高时其家务劳动时长减少1.962分钟；就子女数量为“一个或两个”的个体而言，相对收入提高时其家务劳动时长减少1.692分钟。总的来说，随着子女数量增加，女性因相对收入提高而减少的家务劳动时长呈递减态势。

6.2 配偶认同的作用

一般而言，家庭分工是家庭成员在时间分配上的共同意志体现。由于性别展示行为的存在，男性对女性的认同，会增强其性别展示动力，因而女性会更多增加家务供给。

因此，考虑家务时间分配应充分考虑来自配偶行为的影响。根据表5可知，交互项符号为正且在1%置信水平上显著，说明配偶对己方家务贡献的肯定能在一定程度上缓解女性相对收入增加对家务劳动供给的负向冲击，促使女性进行性别展示，增加其家务劳动供给时长。按配偶对家务贡献满意度程度将样本分为“非常满意”和“其他”进行分样本考察，结果发现，相比“其他”而言，配偶对家务贡献满意度为“非常满意”的样本中，女相相对收入提高减少的家务劳动时长更少，这说明来自配偶的认同更能引起女性进行性别展示行为，从而促使其供给更多家务劳动。女性家务时间分配受来自配偶鼓励干预，认同感会促使女性增加更多家务劳动，进行性别展示。配偶干预一定程度上会影响家庭中女性家务时间分配行为[44]，这可能是因为配偶对女性家务劳动参与的肯定与赞许或能形成有效激励，女性往往在相对收入提高的同时相对供给更多家务劳动，从而形成对配偶认同的一种积极回应，女性积极主动进行家务劳动恰好反映了女性及其配偶家庭生活中良性互动的结果。

6.3 来自长辈的影响

随着中国生育政策调整、社保体系逐渐完善与人均预期寿命延长，来自长辈的代际支持仍会继续发挥家务劳动的协同作用[45-46]。来自长辈协同作用的消失可能促使女性性别展示行为发生，因为当家务供给需求出现缺口和“女主内”的性别角色分工会共同促使女性主动进行性别展示行为，承担家务劳动供给。所以，女性家务劳动时长可能受到代际协同作用的调节，当来自长辈代际协同减弱或消失时，将可能促使女性进行性别展示，提高家庭劳动供给。但同时，长辈代际协同减弱或消失也可能仅是因为家务供给需求出现缺口，女性需要去填补这样的缺口，而增加家务劳动供给。为更好地揭示“女主内”的性别展示，本文进一步做如下设计。一方面，中国传统观念中含有“从夫居”和“长嫂如母”的观念，女性的“女主内”的性别展示可能更多发生在夫家，当配偶父母代际协同减少或消失时，其更容易担当起家庭女主人的角色。另一方面，女性在“自家”并没有“女主内”的性别展示动机，并不存在当自己父母代际协同减少或消失时，要进行家庭女主人角色的担当。基于此，本文实证从女性配偶父母和自身父母代际协同两个维度进行分析，并考虑到是否同住。

表6 配偶父母代际协同变化

在表6中，分别考虑相对收入与配偶母亲去世交互项(模型6a)、相对收入与配偶父亲去世交互项(模型6b)、相对收入与配偶父母都去世交互项(模型6c)构建新的模型。考察配偶父母去世的调节效应发现，配偶父母一方去世会使得女性由于相对收入提高额外增加家务时长。配偶母亲去世时，女性日收入每提高1元会额外增加2.22分钟家务时长；配偶父亲去世时，女性日收入每提高1元会额外增加1.74分钟家务时长。我们认为该结果可能是配偶父母有一方去世时，女性进行性别展示的结果。一方面，配偶父母都在世时会提供一定的协同作用，来自长辈的协同作用一定程度上能够分担女性家务劳动，而这种协同作用在配偶父母一方去世后有所减弱。因此，配偶父母去世时，增加了女性家务劳动时长。从交互项来看，配偶父母有且仅有一方去世弱化了女性相对收入与家务劳动的负向关系。尤其是当双方均去世后，在模型6c中，相对收入对女性家庭劳动供给的影响不再显著，一定程度证明本文在理论部分提出的，相对收入对女性家庭劳动供给的负向影响只存在一定区间内。

另外，从后三个模型中单个变量来看，配偶父母有且仅有一方去世的边际效应为正，这侧面印证了配偶父母在家务劳动上的确可能提供一定程度帮助，来自长辈的协同作用是存在的。类似研究也表明，女性经济独立性增强并未根本改变家庭代际支持模式，当女性家庭成员获取更多外部资源为家庭所用时，家庭中的老年成员可能因此配置更多时长至照料孙代与分担家务上[47]。结果表明，配偶父母有且仅有一方去世仍会导致女性进行性别展示行为：配偶父母有且仅有一方去世会弱化女性相对收入提高对家务劳动供给的负向影响。这可能是由于当配偶父母一方去世时来自长辈的协同作用减弱，女性需及时转换为家务产品生产中的主要角色，此时女性可能因性别展示行为进行更多的家务劳动。进一步考虑居住模式对家务时间分配机制的影响，将配偶父母是否同住纳入考察范围内，对女性与其配偶父母同住时的家务劳动时长进行更为准确的分析，结果依然稳健。

表7 女性自己父母代际协同变化

在表7中，使用女性自己父母去世变量替代相应变量进行检验。安慰剂检验表明，女性自己父母去世与否不产生显著影响(表8)。这进一步说明当长辈协同减少或消失时，女性提供更多家务劳动的动机主要来源于性别展示，因为如果是仅为填补家庭劳务供需缺口，当自己父母代际协同消失时，女性应该增加显著劳务供给。

最后，为进一步验证上述影响机制分析的稳健性，采用协方差分析考察在控制其他条件不变的情形下交互项的情况，结果同前文分析一致。

7 结论与启示

女性相对收入提高导致家务劳动时长减少，一定程度上反映了家庭分工特征。两者间的反向关系同较低的女性相对收入往往伴随较多的家庭劳动参与的结论一定程度上吻合，女性相对收入过低时会退出劳动力市场，从而将更多精力投入家庭活动[49]。进一步，家庭成员互动弱化相对收入对妇女家庭劳动供给的负向影响，且当家庭成员互动干涉足够大时，相对收入对妇女家庭劳动供给的负向影响只存在一定区间。具体实证结果如下：

(1)家庭中女性可能更多履行了母亲和主要照料者的双重角色。随着子女数量上升，女性因相对收入提高而减少的家务劳动时长呈递减趋势。

(2)对比女性配偶父母与自己父母去世时，女性相对收入对家务劳动供给影响的差异，当家庭长辈的协同支持减弱或消失后，女性会更多通过进行性别展示行为，以弥补家务供给缺口。

本文的实证结果同角色冲突理论相吻合。角色冲突理论认为，女性面临性别展示与家务时间分配矛盾，性别展示通常根据家庭成员相互间的资源获取能力来确证。家庭内女性时间分配行为会因性别展示等因素的调节发生改变[51]，为维持性别展示与家庭转型间的冲突而通过性别展示[4]以换取家庭和谐以及配偶认同[52]，另外女性甚至可能会基于考虑家庭关系稳定而做出放弃高收入工作，或者在相对收入提高时承担更多家务劳动[53]。

研究的政策涵义为，当前我国正处于向低生育率转变的关键时期，七普数据显示2020年我国总和生育率为1.3，远低于更替水平2.1。同时，女性社会劳动参与和收入水平也在不断提高，如何协调工作与家庭时间分配是大多数女性所不得不面临的一个问题。在此过程中，性别展示行为作为女性经权衡作出的一种行为方式，虽一定程度能缓和工作和家庭矛盾，但与此同时也可能加重女性负担，不利于女性身心健康以及对未来家庭发展的美好期待，可能影响其婚配或生育决策。现代家庭虽然主要根据效用进行时间分配，但受过去性别角色分工的影响，按性别分工仍是家庭时间分配的重要内容，应对家庭时间分配进行合理的引导，保护女性权益的同时也稳定了社会劳动供给，有助于“性别红利”的持续释放。

对此有如下启示：

第一，家务劳动是家庭时间分配的重要内容。以往研究证实，女性相对收入提高可能通过女性工作和生活时间的再分配以及提高社会经济地位等途径，一定程度减少其家务劳动负担，减轻女性工作和生活压力，避免其陷入“时间贫困”[54]。

第二，女性进行性别展示是家庭按性别分工的反映，会促使其相对地增加自身家务劳动时长。尽管家务劳动不仅具有生产家庭产品的功能，也承载了夫妻间情感表达的功能，家务劳动时长及其质量有助于维系夫妻间和谐关系，促进家庭和睦与成员相互信任[50]。同时实证结果也表明，配偶认可会促使女性自身采取补偿性家务劳动，进行性别展示，这符合传统家庭对女性的认知与定位，但劳动供给本身带来负效用，因而过多的性别展示行为可能会加重女性负担。适当减少女性家务劳动参与有助于释放社会性别红利，一方面有助于进一步释放性别红利，另一方面也给予了女性更多提升自我知识和能力水平的时间。

实施多胎政策后，生育一个及以上子女的女性可能需承担更多家务劳动，因此家务分工中长辈的参与也极为重要。对于那些和配偶父母同住的女性而言，长辈也可能会分担一部分家务劳动，但在配偶父母一方去世后女性会因协同作用消失以及性别展示行为动机而相对承担更多家务劳动。因此，在有关家务劳动的法律框架下(5)2021年开始实施的《中华人民共和国民法典》(婚姻家庭编)第1088条规定：“夫妻一方因抚育子女、照料老年人、协助另一方工作等负担较多义务的，离婚时有权向另一方请求补偿，另一方应当给予补偿。具体办法由双方协议；协议不成的，由人民法院判决。”《民法典》的这一规定，实际上是以法律形式形成了一种离婚家务劳动补偿制度安排，通过界定婚姻存续关系即将届满的双方各自应承担的义务和责任，以更好地推动家庭内部成员的实质性平等。，应不断调整优化家务劳动实施细则，通过从政策、制度角度引导家庭和社会对女性贡献及其价值体现的科学理解与认知。譬如，三孩政策出台后，国家出台了相关配套政策(6)2021年5月31日，中共中央政治局召开会议，审议并通过了《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》，作出“实施一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施”重大决策。会议强调了对生育休假和生育保险制度的完善和优化。，强调要形成完善的生育休假和保险制度体系，这对于家庭时间分配而言有着极为重要的意义。该体系规定范围内，女性将能够在育儿期间更好地进行家庭和工作之间的协调，政策和制度层面的顶层设计减轻了她们来自工作方面的压力和失业风险，降低了育儿成本与风险，有利于三孩政策的更好推行。再譬如，有关离婚诉讼中对家务劳动价值的认定，能够促使女性在家庭内部和就业市场中获得更平等的权利和地位，推动家务劳动实现性别和代际间的分工，减轻女性家务劳动负担。

综上，未来设计延迟退休政策不仅要坚持“小步慢走，渐进到位”的原则，还应充分考虑响应三孩政策的家庭中女性负担与就业可能带来的双重压力，加强对女性同胞的支持，提高家庭发展能力，促进家庭和社会效用最大化。同时，加大对家政类服务业的政策支持和财政优惠力度，不断推进家务劳动社会化、专业化和市场化，引导形成合理的定价机制。进一步，完善公立托幼机构、增加生育补贴和丰富母婴产品供给等方式，来降低家庭购买生育服务的成本。通过以上举措实现家庭购买家庭劳务相关服务的便利化和低成本化，减少现代女性的非意愿性别展示(即因为收入和价格等原因，女性舍不得购买社会化的家务劳动，而不能不进行的性别展示)，提升女性福祉。

此外，需推动家庭责任共同化，应出台有关政策引导家庭分工观念转变，实现男女共同分担家务，如适当延长男性成员产假。同时，促进形成性别角色多元化与合理分工，推动家务时间分配机制与社会政策机制有效衔接、良性互动，在婚姻法等相关法律制度中体现家务补偿原则，推动家庭和社会中性别角色关系更加和谐平等[55]。