Page 211 - 《社会》2016年第3期

社会· ２０１６ · ３

的识别带来难度。根据联立方程模型的
存在相互影响，这就给 β １１ 和 β １２
可以识别的前提条件是：第一，工作时间对 犠犐犉 有显
求解原则， β １１ 和 β １２
著的直接影响，对 犉犐犠 没有直接影响；第二，子女状况对 犉犐犠 有显著的
直接影响，对 犠犐犉 没有直接影响（ 犅狅犾犾犲狀 ， １９８９ ）。如果这些条件得到满
足，我们就可以将工作时间作为估计 犠犐犉 对 犉犐犠 影响的工具变量，并将
子女状况作为估计 犉犐犠 对 犠犐犉 影响的工具变量（伍德里奇， ２００７ ）。这
的渐进无偏估计。
样，在样本量足够大的情况下，我们就能得到 β １１ 和 β １２
四、分析结果

（一）工作—家庭冲突的影响因素
为了检验工作时间和子女数量是否满足模型识别所需具备的两个
前提条件，我们在使用联立方程模型分析之前首先对 犠犐犉 和 犉犐犠 的
影响因素进行研究。
在数据中， 犠犐犉 和 犉犐犠 都是四分类的定序变量，比较适合采用定
序 犘狉狅犫犻狋 模型进行分析。但考虑到 犠犐犉 和 犉犐犠 之间可能存在较为复
杂的相互影响，分别对它们进行回归得到的残差之间很有可能存在较
强的相关性。为了避免这种相关性对估计结果的影响，并提高估计效
率，我们还采用了似不相关回归（ 犛犲犲犿犻狀 犵 犾 狔犝狀犮狅狉狉犲犾犪狋犲犱犚犲 犵 狉犲狊狊犻狅狀 ）
对 犠犐犉 和 犉犐犠 进行联合估计（陈强， ２０１４ ）。表 ４ 汇报了这两种分析
方法的输出结果。
从表 ４ 可以发现，这两种方法得到的估计结果非常接近，对回归系
数的统计检验结果也大致相同。似不相关回归输出的两个方程残差之
间的相关系数为 ０．２１６ ，且在 ０．００１ 的水平上统计显著。所以，两个方
程残差间的相关是不可忽视的，通过似不相关回归得到的估计结果更
加可靠。
从表 ４ 我们可以得到两个主要结论。首先，男性更可能因为工作
而较少参与家庭事务，而女性更可能因为家庭而耽误职业发展机会。
所以，与性别角色理论相一致，在中国这个有着强烈男权文化传统的国
家，男性的生活重心更可能放在工作，而女性的生活重心更可能放在家
庭。虽然快速的现代化进程已经赋予男性和女性越来越多的非传统的
角色要求，这使得无论男女都会受到工作—家庭冲突的影响，但在传统
性别观念的影响下，男女感受到的工作—家庭冲突的方向是不同的。

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