Page 189 - 《社会》2014年第2期
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社会· ２０１４ · ２
表 ４ ：对城镇地区已婚女性家务劳动时间的补充分析 （ 犖＝２５３０ ）
城镇
模型 １ 模型 ２
收入 ＋ 工作时间模型 全模型（妻子相对
（妻子相对收入的作用设定为线性） 收入的作用设定为非线性）
妻子的相对收入 －１．３２７ （ ０．７９９ ） －４．５０３ （ ２．６１１ ）
妻子的相对收入的平方 ２．３１５ （ ２．３０６ ）
妻子的年总收入（万元） －０．７８８ （ ０．０９９ ） －０．３１１ （ ０．１９２ ）
妻子平均每日工作时间 －０．５２５ （ ０．０３８ ） －０．４４６ （ ０．０６０ ）
常数项 １９．５９０ （ ０．４８８ ） ６．８１６ （ ３．４３３ ）
（控制了其他所有变量）
犚狊 狇 狌犪狉犲犱 ０．１２１ ０．２１１
注： １． 括号中的数字是标准误。
２． 狆 ＜ ０．１ ， 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ （双尾检验）。
收入的线性形式。 ６ 通过与模型 １ 、模型 ３ 的对比可见，主要解释变量的
系数在加入了其他控制变量后并没有发生太大的变化。在农村地区，
妻子每日工作时间每增加 １ 小时可以带来其每周家务劳动时间 ０．３１５
小时的减少；而在城镇地区，妻子每日工作时间每增加 １ 小时则可以带
来其每周家务劳动时间 ０．５１８ 小时的减少。这一结果除了显示出对假
设 １ 的支持外，也表明城镇地区已婚女性的家务劳动时间更多地受到
其劳动力市场工作时间的限制。同时，妻子年总收入的增加可以显著
帮助她们减少家务劳动时间，这一结果支持了假设 ２ 。 ７ 在农村地区，妻
子的年总收入每增加 １ 万元可以使得其每周家务劳动时间减少 １．１２２
小时，而在城镇地区，妻子年总收入每增加 １ 万元则可以帮助减少其家
务劳动时间 ０．３５２ 小时。模型 ２ 显示，妻子相对收入的线性与非线性
形式的系数均显著，且符号相反，这表明性别体现假设在农村地区得到
６． 由于对城镇已婚女性的全模型分析中，加入妻子相对收入的二次项会影响其他解释变量
的显著性，因此在表 ２ 的模型 ４ 中作者只包括了妻子相对收入的线性形式。同时包括妻子相
对收入一次项与二次项的全模型结果参见附录 ２ 中的模型 ２ 。
７． 基勒瓦尔德与高夫（ 犓犻犾犾犲狑犪犾犱犪狀犱犌狅狌 犵 犺２０１０ ）的研究认为，之所以会有性别体现的出现是由
于没有考虑妻子绝对收入对家务劳动的非线性影响。她们利用美国的数据，将女性绝对收入样
条函数（ 狊 狆 犾犻狀犲犳狌狀犮狋犻狅狀 ）加入分析，发现女性绝对收入对减少其家务劳动的效应会随着其绝对收
入的增加而递减，而这样会导致以往观察到的性别体现是虚假的，是由于没有对女性绝对收入
详加考察而造成的，而并非由女性的家庭和性别观念所导致。本文同样将女性的绝对收入作为
样条函数加入分析，然而并没有观察到基勒瓦尔德与高夫所发现的结果，因此作者认为本文观
察到的性别体现仍然是由于我国农村女性持有的传统性别观念所造成的。
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