Page 240 - 《社会》 2018年第5期
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收入如何影响中国夫妻的家务劳动分工？
项对因变量的作用在 ０．０５ 的水平上显著，且二次项系数为负）。
表 ４ ：收入对丈夫家务劳动比例影响的 犗犔犛 模型结果（ 犖＝１６１２ ）
模型 ２．３．１ 模型 ２．３．２ 模型 ２．３ 模型 ２．４
犫 ／ 犛．犈． 犫 ／ 犛．犈． 犫 ／ 犛．犈． 犫 ／ 犛．犈．
经济依赖 －０．７８３ －０．０９５ －０．１０３ －０．０６８
（ －０．２１５ ） （ －０．０１８ ） （ ０．０２６ ） （ －０．０２８ ）
经济依赖平方 －０．０３０ －０．０５６ －０．０５４ －０．０６０
（ －０．０２３ ） （ －０．０２７ ） （ ０．０２７ ） （ －０．００３ ）
个人年收入对数 －０．００２ ０．００２ ０．００２
（ －０．００４ ） （ ０．００４ ） （ －０．００６ ）
配偶年收入对数 －０．００５ －０．００６ －０．００７
（ －０．００３ ） （ ０．００３ ） （ －０．００３ ）
控制变量 未控制 未控制 未控制 已控制
常数项 ０．３５７ ０．３８９ ０．３７８ ０．５３０
（ －０．０３７ ） （ －０．０３ ） （ ０．０３８ ） （ ０．０６４ ）
犃犱 犼 狌狊狋犲犱犚 ２ ０．０３７ ０．０３８ ０．０３８ ０．０６４
注： 狆 ＜ ０．００１ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．０５ 。
其次，本研究对样本进行了更为严苛的限定，只在全职工作的已婚
夫妻中考察收入对于家务劳动比例的影响。模型显示，经济依赖对妻
子家务劳动比例的作用显著且方向为负，经济依赖平方项以及个人年
收入对数对于因变量的作用都不具有统计上的显著意义。经济依赖在
不考虑配偶年收入对数的情况下，与因变量的关系为线性负相关关系，
一旦加入配偶年收入对数，其与因变量为倒“ 犝 ”型曲线关系（经济依赖
及其平方项对因变量的作用在 ０．０５ 的水平上显著，且二次项系数为
负）。上述结果与正文模型结果保持了高度一致。
最后，根据古普塔（ 犌狌 狆 狋犪 ， ２００７ ）对于经济自主模型的检验策略，笔
者在模型 １．２ 与模型 ２．２ 中加入了所有其他自变量。结果显示，对于
妻子而言，其家务劳动比例随着对配偶经济依赖的降低而下降，不存在
性别偏离中和现象，个人年收入对家务劳动比例的作用为通过显著性
检验。对于丈夫而言，随着配偶年收入对数的加入，经济依赖与家务劳
动比例的关系从线性负相关变为倒“ 犝 ”型曲线关系（经济依赖及其平
方项对因变量的作用在 ０．０５ 的水平上显著，且二次项系数为负），这与
正文结果完全一致。综上所述，笔者认为，本研究的发现具有较高的稳
健性。
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