Page 237 - 《社会》 2018年第5期

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综上可知，收入对中国已婚女性的家务劳动比例的作用呈现经济
交换的特征，即，妻子对于丈夫经济依赖越低，她所承担的家务劳动比
例越低，这一作用在绝对收入加入模型后依旧显著。由于经济依赖平
方项的作用不显著，因此，基于 犆犌犛犛２０１２ 数据的分析未发现足够的证
据支持妻子的收入与家务劳动中性别偏离中和现象的存在。最后，由
于个人的绝对收入对因变量的作用在考虑经济依赖及平方项后未通过
显著性检验，也没能替代相对收入对于因变量的作用，因此，本研究认
为，没有 充 分 的 证 据 支 持 古 普 塔 （ 犌狌 狆 狋犪 ， ２００７ ）提 出 的 “经 济 自 主
理论”。
２． 收入对于丈夫家务劳动比例的作用
表 ３ 显示，收入对于丈夫家务劳动比例影响的 犗犔犛 模型整体通过
了显著性检验并且不存在共线性问题。模型 ２．１ 只放入经济依赖及其
平方项，结果显示，经济依赖的平方项对因变量的作用在这一模型中未
通过显著性检验，经济依赖（一次项）对于因变量的作用方向为负（ 犫＝
－０．０８５ ）且在 ０．００１ 的水平上显著，说明丈夫对于配偶经济依赖程度
的降低会减少其家务劳动比例。模型 ２．２ 单独放入了个人及其配偶的
绝对收入，结果显示，丈夫绝对收入每增加一个单位，其家务劳动比例
就减少 １．２％ （ ＜ ０．００１ ）；与收入对妻子家务劳动作用的模型 １．２ 不
狆
同的是，配偶的绝对收入能够影响丈夫的家务劳动比例且在 ０．００１ 的
水平上显著，配偶绝对收入每增加一个单位，丈夫的家务劳动比例就增
加 ０．９％ 。
模型 ２．３ 综合考察了收入对于因变量的作用，与模型 １．３ 的结果
相似，个人年收入对数对于家务劳动比例的作用在经济依赖及其平方
项加入模型后失去了统计显著意义。经济依赖对因变量的作用依旧在
０．００１ 的水平上显著且方向为负（ 犫＝－０．１０３ ）。然而，模型 ２．３ 中的
经济依赖平方项在加入了绝对收入后在 ０．０５ 的水平上显著，且其回归
系数方向为负（ 犫＝－０．０５４ ），即经济依赖对于丈夫家务劳动比例的作
用呈现为倒“ 犝 ”型曲线特征。这不仅说明收入对丈夫家务劳动比例的
作用符合性别偏离中和模型的预测，还说明这种特征建立在同时纳入
经济依赖与绝对收入作为影响因素的基础上。模型 ２．４ 是将所有自变
量同时放入回归方程的全效应模型，核心自变量对因变量的影响在系
数方向上与模型 ２．３ 保持了一致，经济依赖及其平方项对因变量的作

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