房价变动的家庭劳动分工效应

李华民，王基鸣，姚凯辛

（广东金融学院 区域金融政策研究中心，广东 广州 510521）

一、引言

国务院发布《中国妇女发展纲要（2021—2030年）》，目标是促进妇女全面发展，其中缩小两性家务劳动时间差距、实现女性劳动权益平等保护是重要组成部分。伴随经济体制改革进程的深入，中国劳动参与率出现了明显的降低趋势。据国际劳动组织统计，中国15岁以上劳动参与率从1990年的79.13%降至2019年的67.99%，降幅为11.14 个百分点。其中男性和女性劳动参与率分别从1990年的86%和73.2%降低到2019年的75.27%和60.45%，女性劳动参与率净降幅度超过12.75个百分点，男女劳动参与率差距从12.8 个百分点扩大到14.82 个百分点。中国女性劳动参与率的更大降幅是解释中国劳动参与率下降的主体元素（吴伟平等，2016）[1]。从女性劳动参与率的变化趋势来看（见图1），下降时段主要集中在20 世纪90年代以来的中国劳动市场化改革时期，从1998年起明显加速下滑。众多经济现象与中国女性劳动参与率变化趋势伴行，其中始于1998年的中国住房商品化改革及之后的房产价格单边提升最为典型。结合国家统计局官网、安居客以及百度官网等数据测算，1998—2018年间，全国住宅商品房平均售价走势如图1所示。2018年全国住宅商品房平均售价大约为1998年的4.5 倍，一线城市平均年度增幅13.1%（陆铭等，2014）[2]，其中北京市、深圳市2018年住宅商品房平均售价分别大约为1998年的20 倍和12 倍，上海市年均涨幅15.9%（安居客官网发布数据），二线城市年均增长幅度达10.5%（Fang et al，2015）[3]。中国城镇居民家庭资产的90%沉淀于住房价格（Li 和Wu，2017）[4]，房价变化的财富效应或者替代效应即居民家庭收入结构以及家庭资产结构演化，势必引致居民家庭生产、生活方式的深度变迁，包括家庭成员的劳动分工结构的异变，特别是女性劳动供给意愿以及女性劳动参与率的重大变迁（Fu et al，2016）[5]。家庭女性劳动参与意愿的引导以及家庭劳动分工模式变迁研究，对于中国经济社会进入老龄化以及劳动供给跨过刘易斯拐点之后的就业政策引导与激励而言，具有动员和释放潜在女性劳动力资源的政策参考价值。

图1 中国住宅商品房平均销售价格和中国女性劳动参与率趋势

已有数篇研究文献（Johnson，2014；Disney 和Gathergood，2018；梁银鹤等，2019；谢佳慧，2019；彭争呈和邹红，2019；冯苑，2020；姚健，2021；胡元瑞等，2021）[6-13]关注住宅房产价格变动的财富效应、成本效应乃至承继动机所引致的居民家庭成员劳动参与意愿、（代际）劳动参与决策及女性劳动参与率演化效应的研究。本文试图把房产价格变动引致家庭资产结构变迁，通过财富效应和预算约束扩张或者收敛家庭效用进行边际处理，形成家庭劳动分工决策的经济理性偏好，嵌入“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观念①本文把“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观念，等同简化为“男主外，女主内”使用，全文把该表述统一表述为“传统性别分工观念”。主导家庭劳动分工模式的解释范式，实证分析住房资产价格变动对于传统性别分工观念主导家庭劳动分工模式的冲击效应，以补充前期研究文献仅把女性劳动参与率和家庭劳动分工模式完全解释为性别劳动禀赋自然差分积淀下来的传统性别分工观念的研究范式。相对于已有研究文献而言，为家庭社会学问题研究提供一个经济理性视角，在“房住不炒”及家庭资产逆金融化政策背景中，探索中国女性劳动供给动员和激励政策的可调整空间。

二、理论梳理与假说演绎

有关中国女性就业和家庭劳动分工问题的研究，从CNKI 关键词搜索可见，1993年《中美妇女问题研讨会论文集〈收录论文〉中国妇女就业问题的发展与前景》为最早中文文献记录，该问题在中国“全面放开二孩”政策推出后逐步得到多维度关注。众多文献对于女性劳动参与率下降和家庭劳动分工模式演变的原因给予了解释：一类是劳动的性别禀赋差分积淀了家庭劳动分工的传统观念，比如对“天然的性别分工”的认同；另一类是家庭收入结构和家庭资产结构调整异化了女性劳动行为选择偏好。房价变动当属后者，但相关研究文献尚显寥寥。当然，接受教育水平、经济发展状况以及国家就业政策等可外在影响以上两种因素。

伴随着中国经济体制转轨尤其是统包统配劳动制度的松动，家庭成员两性之间的劳动报酬水平差距开始拉大（潘锦棠，2002）[14]，相对于男性而言，中国女性就业参与率的收入弹性明显加大，女性劳动参与率出现了更快下降趋势（陈钊等，2004）[15]。一方面，生育观念及生育行为决策（郑美琴和王雅鹏，2006；张琳琳和张琪，2019）[16-17]，子女数量（孙继圣和周亚虹，2019）[18]，家庭结构、家庭照护及代际支持等家庭责任与家庭可依赖程度（杜凤莲，2008；陈璐等，2016；郑逸芳等，2017；宋月萍，2019；谷晶双，2020）[19-23]，以及上述“唯实观”承载的包括家庭性别角色观念、宗族文化认知等在内的关乎女性劳动权利的传统家庭文化（贾云竹和马冬玲，2015；程佳朦，2021）[24-25]和家庭成员之间的议价能力差别及家庭性别角色不平等（陈钊等，2004）等元素，构成影响女性劳动参与率和家庭劳动分工模式变迁的主导因素；而女性就业制度变迁及公共家庭决策的性别差异（潘锦棠和许晓丽，2020）[26]则在一定程度上纠偏上述家庭劳动分工中的性别差分元素力。教育扩张以及女性受教育水平（詹鹏等，2021）[27]，配偶收入及家庭收入结构（姚先国和谭岚，2005；赵婷，2019）[28-29]，家庭迁移和人口流动（李强，2012；马骍，2017）[30-31]，诸如对外贸易方式、区域经济发展水平和市场化程度等在内的经济运行特征（赵宁和李永杰，2016；张翔，2018）[32-33]等，被认为是影响女性劳动参与率进而引致家庭劳动分工模式变迁的值变因素。而“全面放开二孩”政策（谷晶双，2021[34]；詹鹏等，2021）实施后，经济理性偏好越来越成为相关研究的关注点①三孩政策的文献效应尚未体现。理由有二：一方面时间太短，另一方面边际效应不大。基于此，本文未渴求三孩政策元素之于家庭女性劳动参与率的计量效应。。本文试图考察经济理性之于性别分工观念主导家庭劳动分工模式的冲击效应。

住房价格单边上涨②本文有关“住房价格单边上涨”的相关判断，依据全国住房价格数据变化趋势图。中央政策稳定住房价格效应明显，住房价格过快上涨势头得到遏制，房价走势趋于平稳，甚至在某个短期时间节点上有所缓降。但是，从年度数据变化描绘图（见图1）来看，1998年以来的住房价格单边上涨态势至今尚未呈现明显拐点。至2020年数据，该判断依然符合现实。和全面放开二孩政策构成家庭劳动供给决策的二元背向动力，前者被视作全面二孩政策落地的“阻力元素”而得以充分关注。吴伟平等（2016）把是否具有房产家庭作为比较样本，开篇研究中国房价变动的女性劳动参与决策的净影响，测算结果是住房商品化改革之后的房价单边上涨带来有房产家庭中的女性劳动参与率的下降，其弹性系数为0.08，反向带来无房产家庭中的女性劳动参与率的提升，其弹性系数为0.15。两个方向的冲击强度差异明显，但其研究结论蕴含了研究样本有住房需求的前提假定。其研究结论与之前的Johnson（2014）的相关研究结论相左，后者认为房价变动对于女性劳动参与率的影响方向是不确定的，没有确凿证据证明房价变动一贯地影响家庭女性劳动参与率的递减或递增。Disney 和Gathergood（2018）有关英国的房价变动经由财富效应引致居民劳动参与率变化的研究结论支持了吴伟平等（2016）的研究结果，拥有住房的老年男性和已婚年轻女性会因为房价上涨降低其劳动参与水平。梁银鹤等（2019）和冯苑（2020）再次佐证吴伟平等（2016）的观点，并且进一步研究认为财富效应、成本效应或预算约束以及遗产动机等是房价变动改变居民家庭劳动参与决策的中介变量，有刚性购房需求的家庭整体、年轻女性特别是已婚女性的劳动参与率会因此提升（冯苑，2020），而老年人以及有房产但无房贷的家庭（特别是女性）的劳动参与率显著下降（梁银鹤等，2019；冯苑，2020）。上述众文献研究房价变动的家庭劳动供给变动效应，一方面尽管没有明确但确实触及了家庭劳动分工的性别差分范畴的研究领域，另一方面有待检验传统观念韧性对于房价变动引致家庭劳动分工模式演变的收敛（惰性）功能。我们有理由认为，市场工资体制下的劳动禀赋性别差分所决定的传统性别观念主导家庭劳动分工模式，自始至终房价变动是通过财富效应抑或预算约束影响女性劳动参与率水平下降或者提升的收敛（惰性）变量。换言之，房价变动的家庭劳动分工效应只是对于性别分工观念主导范式的值变。比较两项变量的相互替代和砝码沉浮，是本文选题的初衷，也是本文研究的边际贡献。

家庭劳动分工模式的性别分工观念主导，体现为“男主外，女主内”典型特征，“男耕女织”是其写照，家庭照护等家庭责任多由家庭成员中的女性来承载，而生育繁衍的生理特征和劳动性别禀赋差分构成性别自然分工观念的“唯实逻辑”（詹鹏等，2021）。尽管社会职业的技能属性已经在很大程度上弥合了劳动的性别禀赋差分，尽管中国家庭结构、家庭成员性别角色伴随中国经济市场化程度提高而早已经接入了“平等化”进程乃至“角色翻转”至“女主当家”程式，但上述性别分工观念主导家庭劳动分工模式仍然没有发生实质性转变，甚至在劳动力市场化改革进程中有向传统观念回溯的趋势（许琪，2016）[35]。相对于年轻女性来讲，老年人和男性对于性别分工观念主导模式更加偏执（刘爱玉和佟新，2014）[36]。许琪（2016）把“嫁得好”嵌入居民家庭劳动分工模式变迁研究中，呈现了家庭分工决策的经济理性成分，成为其方法论的创新价值，值得本文研究方法借鉴。

经济学经典架构表明，财富增值效应意味着家庭可能会增加闲暇消费，减少劳动供给，反向的预算约束强化则倒逼家庭劳动供给的增加。住房商品化之后的住房购置成为城镇新组建家庭的主体开支，而房价上涨对于有房产家庭而言意味着家庭资产增值即财富效应，但同时对于住房刚性需求和住房借贷的家庭而言意味着负收入效应，即强化其预算约束。一方面，性别分工观念主导居民家庭劳动分工模式受到房价变动引致的财富效应的冲击（赵文哲等，2019）[37]，另一方面，房价上涨的财富效应出现了是否拥有房产的异质性特征。上述现象不以国别为异质检验结果，Glaeser 和Nathanson（2017）[38]对于美国的房价变动的外推模型结论大致相同，为满足住房刚性需求支付购房费用，新组建家庭有必要提高储蓄率，在社会收入水平稳定预期前提下，只能通过压缩消费水平或者增加家庭成员劳动供给水平实现储蓄率的提高。在中国的普通家庭中，由于男性劳动供给处于低弹性状态，只能通过提高女性劳动参与率增加家庭劳动供给。全面放开二孩政策后，中国学者开始关注Glaeser 和Nathanson（2017）所提出的“棘轮效应”，但相关研究文献依然不够充分。

上述学术史梳理和理论阐释的逻辑含义是，住房价格变动等经济理性替补传统观念成为家庭效用选择依据，淡化了传统观念对于家庭劳动分工模式的主导力，其中女性劳动参与率弹性变得比男性更加显著；家庭是否拥有住房以及无住房户是否具备住房刚性需求是房价变动引致家庭劳动分工效应的关键点，如新建家庭、多子女养护等有住房刚性需求家庭中的女性劳动参与率将会提高。其政策含义之一是，伴随着城镇居民家庭中有房户占比的提高，社会全域中的女性劳动参与率降低。这一政策含义与现实相符。基于上述理论演绎，我们形成如下假说。

假说1：“男主外，女主内”性别分工观念的认同程度主导中国居民家庭劳动分工模式演变，但房价变动淡化了居民家庭对于“男主外，女主内”性别分工观念的认同程度，冲击其家庭劳动分工模式的主导力。

假说2：房价变动的女性劳动供给决策和家庭劳动分工效应中，财富效应和预算约束等经济理性发挥了中介传递效应，其中房价收入比是合理解释因子。

假说3：房价变动冲击性别分工观念主导家庭劳动分工模式和结构演化的方向与程度，面对拥有住房与否、婚姻状态不同和子女数量差异以及区域经济发展水平等，存在异质性效应。

三、研究设计及描述性统计

（一）数据采集、模型建构和变量含义

关于数据采集。本文所用数据来源于中国综合社会调查系统（CGSS,Chinese General Social Survey）和中国国家统计局。截至文章完稿，CGSS数据库公开发布了2003年、2005年、2006年、2008年、2010年、2012年、2013年和2015年等八期数据。从2010年开始增加题目“您是否认同以下说法：男人以事业为重，女人以家庭为重”，该题目设计依据是性别分工观念的认同程度被认为是家庭劳动分工模式的主导元素。本文选取2010年和2015年从时间跨度而言为最大间隔期间的两期年份数据，作为实证分析数据依据。

有关“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观念的认同程度，在CGSS调查系统问卷中以五级量表法进行测度。通过受访对象对于该问题量表刻度的不同选择，来衡量受访对象对于传统性别分工观念主导家庭劳动分工模式演变的认同程度。“完全不同意”赋值1，“比较不同意”赋值2，“无所谓同意或不同意”赋值3，“比较同意”赋值4，“完全同意”赋值5。分值越高意味着受访对象越认同“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观对于家庭劳动分工模式的主导特征。

本文根据研究目的和数据特征，构建如下计量模型：

其中, chdlmn是不可观测的n 省份居民m 对于“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的认同程度，是本文的被解释变量。rgrhpn表示剔除通货膨胀因素后，n 省最近三年的住宅商品房平均销售价格的实际上涨率。住宅商品房平均销售价格数据来源于《中国统计年鉴》发布的各省份各年度住宅商品房平均销售价格，是本文所关注的核心解释变量。之所以用最近三年的房价上涨率作为解释变量，是因为其可以排除因宏观经济波动导致的房价上涨，使得房价上涨率能够充分反映居民对于未来房价变化的预期。实际房价水平是将各省当年住宅商品房平均销售价格用各省2000年消费者物价指数（CPI）为基期进行平减所得。为平滑回报（率）曲线得到比较稳定的投资回报（率）预期值，有关最近三年的房价上涨率的计算方法，采用最近三年住宅商品房平均销售价格的复合上涨率。同时，本文以房价收入比hp_inc 指标辅助验证上述假说，该变量用各省当年住宅商品房平均销售价格与当地当年个人全年总收入之比来衡量，主要是用来刻画房价水平和收入水平差异化引致的居民家庭对于“男主外，女主内”性别分工传统观念主导家庭劳动分工模式的认同程度的区域性异质性检验。CGSS调查数据中为“上年总收入”，其所对应的房价数据也应用“上年值”来计算房价收入比。由于CGSS 调查数据没有具体到受访对象所在的市县行政区划级别，因此本文只能使用与受访对象对应的省级区域的房价数据来测算房价实际增长率和房价收入比两个指标。

同时，考虑到居民家庭对于“男主外，女主内”性别分工观念的认同程度还受到除房价变动之外的其他因素的影响，本文在计量模型中控制了受访对象的其他个体特征因素Xm，包括性别、年龄及其平方、民族、宗教信仰、受教育水平、婚姻及子女状况、政治身份、健康状况、迁移状况、户口登记状况等。受访对象的性别变量通过虚拟变量gender 来刻画，女性赋值为1，男性赋值为0。年龄变量记为age，以受访对象在调查年份周岁计量，考虑到受访对象的年龄可能对其观念存在非线性影响，本文还引入年龄平方项记为age_sq予以纠偏。民族类型记为nation，汉族居民赋值为1，汉族以外其他民族居民赋值为0。宗教信仰记为religion，没有宗教信仰的居民赋值为1，除此以外具有任何宗教信仰的居民均赋值为0。教育水平记为education，并总结为四类：初中及初中以下，赋值为1；高中、中专和技校，赋值为2；专科及成人本科，赋值为3；普通本科及以上，赋值为4。婚姻状况记为marriage，并总结为三类：未婚，赋值为1；同居、已婚和丧偶，赋值为2；分居未离婚和离婚，赋值为3。政治身份记为party，中国共产党党员和民主党派赋值为1，群众和共青团员赋值为0。健康状况记为health，由受访对象自评健康状况的5 级量表来衡量，“自己很不健康”赋值为1，“比较不健康”赋值为2，“一般”赋值为3，“比较健康”赋值为4，“很健康”赋值为5。迁移状况记为migration，主要根据CGSS 调查问卷中受访对象目前的户口登记地来区分：户口登记地在本乡(镇、街道)和在本区/县/县级市以外表示流动人口，赋值为1；户口登记地在本县（市、区）其他乡（镇、街道）则表示本地人口，赋值为0。户口登记状况记为urban，主要根据CGSS调查问卷中受访对象的户口登记目前状况来区分：蓝印户口、居民户口和军籍表示非农业户口，赋值为1；除此以外其他则表示农业户口，赋值为0。

考虑到受访对象所在省份的社会、经济和文化因素差异可能会影响到居民家庭对于“男主内，女主外”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的认同程度，本文按照受访对象所在省份分为东部、中部和西部地区①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省（市）；中部地区包括8个省，分别是山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括12 个省（区市），分别是四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古。，并在控制变量中加入了区域虚拟变量area。如果受访对象所在省份属于东部和中部，赋值为1，西部则为0。

另外，考虑到各不同省份居民可能在不同年份对“男主外，女主内”性别分工观念的认同程度存在差异，本文还在控制变量中加入了年份虚拟变量与省份虚拟变量的交叉项μn×ydt。表1 交代的是本文主要变量及说明，包括CGSS 的2010年和2015年两期年度调查样本。

表1 主要变量及变量说明

（二）描述性统计

2015年在有关家庭分工模式问题的问卷调查结果中，有约22.44%的受访对象认同“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式，女性受访者的认同度更低。在有关“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭分工模式长期存在因素的可重复选择项中，有45.6%受访对象选择“传统观念”，55.27%选择“女性善于照料”，59.7%选择“劳动市场的性别禀赋”，17.14%选择“开支节省”，也同样表明了受访者对于传统观念的摒弃。表2 主要变量的描述性统计表明，全国全域样本中，对于“男主内，女主外”认同程度的平均值为3.490，大致处于中位分布状态。最近三年各省份住宅商品房平均销售价格实际增长率的平均值达10.0%，最高21.0%。2010年的受访对象中女性占比51.3%，2015年女性占比51.0%，比男性稍多。有子女者约80.0%。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证检验分析

（一）基准回归

本文选择用有序probit 方法对前文中的计量模型（1）（2）（3）（4）分别进行基准回归。表3 是四个模型回归的结果。第（1）列回归中只对两个主要解释变量：各省住宅商品房平均销售价格的实际增长率rgrhp 和房价收入比的自然对数ln（hp_inc）；第（2）列回归中只对控制变量进行回归；第（3）列回归中同时对两个主要解释变量和表示个人特征的控制变量进行回归；第（4）列回归中加入了区域层面的区域虚拟变量area对整个模型进行回归。

表3 有序probit模型的基准回归结果

从回归结果可以看出，不加入区域虚拟变量作为控制变量时，如第（1）列和第（3）列所示，rgrhp 的系数为正，并且在1%的置信水平上显著；但是当加入区域虚拟控制变量area 时，如第（4）列所示，rgrhp的系数由正变负，并且在1%的置信水平上显著。房价收入比自然对数lnhp_inc 在上述三种情况下都显著为正，并且都在1%的置信水平上显著。

个体特征控制变量中，民族变量、宗教信仰变量在三种情况下均不显著，可能与受访对象中汉族占比过高有关。全域婚姻状况变量不显著可能与分类方法有关，本文在异质性分析部分中将针对三类婚姻状况进行分样本回归，预期会因为类型不同其检验结论不同。户口登记状况在加入区域虚拟变量后由显著变为不显著，健康状况只在第（2）列回归中显著，其他变量在三种情况下均显著，符号方向符合理论预期。户口登记状况在加入区域虚拟变量后由显著变为不显著，可能是因为东部、中部主要经济地区的不同户口居民文化上更趋于一致。

从区域虚拟变量来看，相比西部地区，东部和中部地区省份的居民家庭对于“男主外，女主内”性别分工的传统观念主导家庭劳动分工模式的认同度更低。可能的解释是，一方面，经济发达层次及与之相关的收入水平对于传统观念主导家庭劳动分工模式的冲击力更强，市场化进程快的区域经济中的居民家庭更容易接受并且有能力接受家庭劳动的社会化，从而把家庭女性从家务劳动中解放出来，通过增加劳动供给获得更高的边际效用；另一方面，经济越是发达的地区，房价预期涨幅越大，在面对较高的房价压力以及较高生活成本的预算约束时，女性会倾向于通过选择参加工作来分担家庭开支压力，同时经济发达地区的女性也更倾向于拥有经济独立能力。另外的可能解释是，经济越是发达地区，接受教育水平相对较高的女性聚集程度也越高，越来越多的女性反传统意愿更加强烈，更加倾向于摆脱家庭责任的羁绊，当地劳动市场在劳动供给跨过刘易斯拐点之后为女性劳动参与率提供了环境条件。

（二）稳健性检验

通过改变变量指代方式进行稳健性检验。在CGSS 调查问卷中，关于“男主外，女主内”性别分工的传统观念主导家庭劳动分工模式的认同程度用五级量表来衡量，分别是“完全不同意”“比较不同意”“无所谓同意不同意”“比较同意”和“完全同意”。为进行稳健性检验，本部分改变变量赋值方式，将五级量表合并成三级量表，定义变量为chdl_3，将“完全不同意”和“比较不同意”合并为“不同意”，赋值为chdl_3=1；“无所谓同意不同意”意味着中间立场，赋值为chdl_3=2；将“比较同意”和“完全同意”合并为“同意”，赋值为chdl_3=3。代入检验结果（见表4）与基准回归结果一致，表明上述回归结果稳定，未出现系统性偏差。

表4 稳健性检验

（三）异质性检验

本部分重点呈现以婚姻状况、子女抚养情况以及家庭迁移等变量，比较分析和考察房价变动替代“男主外，女主内”性别分工传统观念主导家庭分工模式效应的冲击效应的异质性。而有关性别、年龄和是否拥有住房，因为其效应差异的逻辑直观性以及已有文献的透彻研究，本文省略其实证检验表格，简化其实证分析描述。

（1）婚姻状况异质性检验。将婚姻状况表示为未婚、分居未离婚和离婚的样本合并为“未婚”，并定义变量为marriage_x=1；婚姻状况表示为同居、已婚和丧偶的样本合并为“已婚”，并定义变量为marriage_x=0。表5 回归结果表明，相对于已婚女性而言，未婚女性有关“男主外，女主内”性别分工的传统观念主导家庭劳动分工模式的认同程度相对较低，房价收入比与未婚女性的交互项的系数显著为正，表明房价上涨预期带来了未婚女性劳动供给的增加，意味着未婚女性同样面临房价上涨带来的预算约束效应。但是，我们认为，有关家庭劳动分工而言，适龄就业但未婚女性面对的主要是以父母为计量单位的家庭分工概念，而不是夫妻共同承担责任的家庭分工概念，超越了家庭性别的天然分工范畴，其经济独立性追求可能承托其对于“男主外，女主内”性别分工的传统观念的天生抵触。

表5 婚姻状况异质性检验

（2）子女数量的异质性检验。表6 数据可阐释为，不考虑子女拥有情况下的房价变动对于家庭女性认同传统性别分工观念程度的冲击明显，但有孩情况下发生逆转，即便嵌入控制变量后也是如此。对此，我们的解释是，拥有需要抚养的子女数量的增加，一方面带来了需要看护子女的家庭劳动供给增加，可能导致女性更多偏向于子女看护，并由此带来女性劳动供给率的降低，但是区域差异性明显，经济发达地区的家务劳动社会化在一定程度上抵消了子女数量带来的家庭劳动分工模式主导因素的异质性检验结果，女性通过劳动供给增加，能够获得更高的家庭总效用；另一方面子女数量增加会产生更大的住房面积需求，意味着家庭开支预算约束预期强化，需要增加劳动供给。两项原因综合强化了住房价格变动明显冲击传统观念主导家庭劳动分工模式的认可程度，替代传统观念主导家庭劳动分工模式演化。

表6 拥有子女数量的异质性检验分析

按照有序probit 方法进一步分析发现，上述面向性别两分、年龄差异、婚姻状况、抚养子女数量以及家庭迁移等变量进行的异质性分析表明，相对男性和老年人而言，女性特别是未婚女性、多子女需要抚养家庭以及迁移女性，对于“男主外，女主内”性别分工的传统观念主导家庭劳动分工模式的认同度都非常低。我们的解释是，一方面未婚女性中接受高等教育占比较高，面对社会压力包括房价上涨预期压力，其理性选择是对于个性自由的向往和独立的经济能力，是对传统观念束缚的跳脱，而不是对于家庭的依赖，更不愿意因为家庭责任束缚而牺牲自我事业，因此不存在家庭劳动分工的传统观念认同问题；另一方面，上述比较分析组中，多子女抚养家庭和迁移家庭，较为普遍的情况是，无论已有房产还是没有房产，其购房压力较大，预算约束强，女性劳动参与率较高。基于此，房价变动通过预算约束替代传统观念主导家庭分工模式可以在经济理性框架中得到相对充分阐释。

进一步演绎逻辑因果是，房价变动并非家庭劳动参与决策的始动主导变量，毕竟养育子女数量经由借贷约束和房价变动，催化了新组建家庭的女性劳动参与率的提高（谢佳慧，2019）；财富效应或者预算约束也并非房价变动引致女性劳动参与率变动的唯一中介变量，年龄层次、婚姻及子女抚养情况、受教育水平甚至代际承继等都是房价变动带来家庭劳动参与决策效应的值变项（胡元瑞等，2021）。

五、中介效应检验

生育繁衍的生理特征等决定了劳动力市场上的性别禀赋和男女性别差分的不对等事实，习惯性地把女性劳动与社会就业环境“隔离”开来，家庭照护等家庭责任多由家庭成员中的女性来承担，长期积淀成为家庭劳动性别分工观念。因此，“男主外，女主内”的家庭劳动分工模式，可能只是传统性别分工观念的外化，其与房价变动的财富效应和预算约束效应及家庭该资产结构调整的关系，有必要实施中介效应检验，从中求解因果逻辑。

（一）传统人文元素的决定机制检验

在模型（4）的基础上，在控制变量中加入反映文化因素的变量，数据来源于CGSS 调查问卷中对于“男人以事业为重，女人以家庭为重”性别分工观念予以存在性阐释的四种传统观念的五级量表。其中，“男性能力天生比女性强”记为culture1，“干得好不如嫁得好”记为culture2，“在经济不景气时，应该先解雇女性员工”记为culture3，以及“夫妻应该均等分摊家务”记为culture4。其中culture4 反映受访者在家庭家务劳动承担方面的性别差分认同度，可以认为等同于“男主外，女主内”观念的对立变量，不作为决定机制求证；变量culture1、culture2 和culture3则反映受访者对于劳动力市场上竞争力方面的性别差分认同度。其赋值方式分为五级测度：“完全不同意”“比较不同意”“无所谓同意不同意”“比较同意”和“完全同意”。本部分在回归模型中依次加入以上四个变量，求解中介效应（如表7所示）。

表7 文化因素的决定机制效应检验

从表7 可以看出，culture 1、culture 2、culture 3 的系数都显著为正，表明受访者有关劳动力市场上的性别禀赋差分的三项传统观念的认同度，决定了居民家庭高度认同“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式，三项传统观念的认同度越高，对性别分工观念越是执着。但加入上述变量后，房价实际增长率的系数显著为负，而房价收入比自然对数的系数依旧显著为正，表明三项传统文化指标等传统观念承载的“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式，明显受到房价上涨的冲击，住房价格上涨的值变效应，超过了传统文化元素的决定效应，构成家庭劳动分工模式演化的重要元素。

（二）财富效应的中介机制检验

在此，我们把房价变动的财富效应界定为房价预期上涨带来有房家庭的预期总财富增加，家庭资产结构调整，可以使得家庭预算更加宽松，增强家庭成员面对未来不确定性的信心，从而使得家庭劳动分工决策更加从容，由此对“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭分工模式的认同程度产生影响。

我们按照家庭拥有住房数量和家庭成员性别及其交互分类进行财富效应传递中介检验。将CGSS样本中受访者拥有住房数量情况分为以下三类：没有房产、有1 套房产和有2 套及以上房产，然后按照受访者性别和拥有住房数量情况，将样本分为六组（如表8所示），对六组样本分别进行回归。

表8 拥有住房数量对于性别差分的财富效应检验

从表8 回归结果可以看出，房价上涨（预期）对于家庭仅仅拥有1 套房的家庭女性而言，其对于“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的反向（系数皆“-”）认同程度最高，但如果家庭拥有2 套住房及以上，家庭成员中的女性对于上述性别分工的传统观念主导家庭劳动分工模式的反向认同程度明显降低（-2.935～-1.833）。但对于家庭男性而言，家庭拥有房产数量差别与其对于传统观念主导家庭分工模式的态度变化不明显（-2.897～-2.971）。这是住房价格上涨的财富效应可以解释的结果，房产拥有数量（面积）增加与房价上涨的财富效应，在较大程度上改变了家庭女性的劳动供给行为选择，女性劳动参与率会明显降低，但对于家庭男性的传统观念认同态度影响不明显。住房购置和拥有已经从住房不炒的消费行为转换为投资行为，中国住房商品化改革之后房产拥有权的转换确实给炒房客带来了巨大的收益，转化为家庭财富，其结果可能是更多的家庭女性选择了放弃就业。当然，更多女性放弃就业不一定理解为家庭劳务责任的加重，更大可能是投入了闲暇消费，这是社会经济进步的表现。

（三）预算约束的中介机制检验

我们把所谓预算约束界定为了纾解家庭消费开支，家庭成员必须投入更多的劳动。由于CGSS数据库中家庭负债数据确实严重，因此本部分根据受访对象个人对于其家庭经济地位的自我判断进行分组来检验不同家庭经济状况对于居民家庭关于“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的认同程度。

CGSS 的2010年和2015年问卷中，受访者个人对其家庭经济地位的判断，分为五个档次：“远低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”和“远高于平均水平”。但考虑到样本量的有效性，我们把上述五个层次归为“平均水平以下”“平均水平”和“平均水平以上”三个级别，然后交互性别项，进行有序probit回归。回归结果如表9所示。

表9 家庭经济状况对于性别差分的预算约束效应检验

从表9 的回归结果看出，房价上涨预期经由家庭经济状况从稍差到较好，家庭女性对于“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭分工模式的反向认同程度（系数皆“-”）依次递减（-3.016～-2.057）。家庭状况越好，女性对于传统观念主导家庭分工模式的认同态度也就越不排斥，女性劳动参与率越低。对应男性，房价变动经由家庭经济状况差级对于家庭男性认同传统观念主导家庭劳动分工模式的认同程度的影响相对较小，但方向与家庭女性相反（-2.781～-3.362）。这可以在预算约束传递机制中加以合理解释。房价上涨预期中，经济状况较差的家庭面临的预算约束更为紧张，不仅传递给男性，同样传递给家庭女性，家庭女性更有意愿选择劳动供给增加，以获得更多家庭收入，纾解家庭预算约束。房价收入比指标更是该预算约束中介效应的佐证。

六、结论与政策含义

住房对于中国居民家庭而言，超越了物理住所载体的简单定义，其具有西方国家的居民家庭不能言喻的独特性质，即不仅是中国居民家庭的情感载体，更是中国住房商品化改革后的居民家庭财产的主体构成。本文实证检验住房价格变动与居民家庭中性别差分之于“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的认同程度的冲击效应及传递机制。实证分析结论表明，住房价格实际增长率效应显著为负，表明房价上涨冲击和替代“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式，改变了以往研究文献所强调的家庭分工的传统观念决定范式，特别是家庭女性对于上述传统观念的认同程度超低。异质性检验和中介效应检验分析发现，具有刚性住房需求的已婚家庭或者迁移家庭，特别是多子女家庭或者有老人需要照护的家庭，其家庭分工模式决定元素受到房价上涨冲击更为明显，其家庭女性不得不付出更多的劳动，以此补充家庭高收入，纾解住房价格上涨的预算约束效应。

但对照组分析结果相反，对于有两套及以上房产的家庭而言，住房价格上涨导致的家庭劳动分工模式更多遵循了“男主外，女主内”模式，其家庭女性劳动参与水平明显较低。另外，加入了房价收入比指标之后的房价变动与家庭劳动分工的“男主外，女主内”模式有正向显著相关关系，即房价收入比强化了传统分工模式，理由是女性劳动报酬率以及收入增长率过低，导致其房价收入比过高。上述两项状况可以分别在财富效应以及经济理性框架内得以充分阐释。家庭劳动实质上不过是已婚家庭成员在社会职业和家庭劳务的时间禀赋分配方式的权衡，女性在劳动力市场上报酬竞争劣势挫伤了家庭女性社会职业劳动参与积极性，以至于家庭成员中无论男性还是女性，在经济状况即预算约束不是过于窘迫的情况下，更加倾向于家庭女性成员将更多的时间配给在家庭照料劳动方面，恰好合拍了“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭分工模式，即房价收入比成为解释房价上涨替代或者强化“男主外，女主内”性别分工观念主导家庭劳动分工模式的认同程度的正向因子。上述对照组的检验结论的现实含义在于，随着城镇居民家庭房产占有比例上升，住房价格上涨的财富效应会强化，中国城镇女性劳动参与率会逐步下降。这符合本文研究结论的逻辑演绎，也符合本文开篇（见图1）所体现的房价单边上涨与全域女性劳动参与率趋低共存的现实情况。

上述研究结论的政策含义是：第一，在当前“房住不炒”政策导引背景下，对于住房价格上涨预期的预算约束引致住房刚性需求家庭女性劳动参与率提升境况，其最终解释元素同样在于房价收入比，因此一是可通过住房供给政策调整和住房调控政策进行引导，二是可通过提高女性劳动报酬率，改善此类家庭女性住房收入比；第二，对于住房价格上涨通过财富效应引致多房产家庭女性劳动参与率趋降情况，通过提升家庭女性社会职业报酬水平，政策引导降低房价收入比，从而动员和激励家庭女性劳动供给，补充在中国劳动供给跨过刘易斯拐点之后的越来越大的劳动供给缺口，符合中国当前实际。另外，日本解决劳动力短缺问题的女性M形劳动参与模式的激励政策，是不错的案例。