非农就业如何重塑家务劳动分工？——基于CFPS追踪数据的组内一组间随机效应模型研究
2026-04-29   来源：马璐岩 程昭雯 刘岚   

党的十八大以来，我国高度重视家庭建设，倡导夫妻共担家庭责任。家务劳动是夫妻合作分工的重要内容之一。已有研究表明，夫妻共担家务对婚姻质量、生育意愿和女性劳动参与率均有积极影响。因此，深入研究我国夫妻家务劳动分工及相关影响因素，有助于为完善家庭建设、生育支持和人口高质量发展相关政策提供证据支持。

职业已被证明是家务劳动分工的重要影响因素之一。但现有关于职业对家务劳动分工影响的实证研究主要来自国外，国内相关领域研究还较为有限。国外已有研究关注了就业状态、职业性别隔离和工作时间安排等对夫妻家务劳动分工的影响，但对于非农就业的研究还较为缺乏。这可能是由于目前对于家务劳动分工的实证研究主要来自已经完成工业化的发达国家。在这些国家中，农业从业者占比低，且不会在短时间内大量转移到非农产业。但是，我国快速的现代化进程伴随着大量农业劳动力向非农产业的快速聚集。大量个人在短时间内从务农工作转变为非农工作，从事非农工作的人口比例增加。本文力图探究非农就业对夫妻家务劳动分工的影响，并希望通过研究这一问题，更深刻地了解我国快速现代化、城市化和工业化进程对家庭生活的影响。

由于我国长久以来的城乡二元分割体制，城乡居住地很大程度上划分了农业和非农两种职业类型。因此，研究城乡家务劳动时间差异的文献为本文的研究提供了基础。但是，这部分文献通常关注同一性别内部(within-gender,主要是女性)城乡家务劳动时间差异，且结果并不统一。部分研究指出，农村女性的家务劳动时间以及占夫妻家务总时间的比重均高于城镇女性；农村男性花费在家务劳动上的时间多于城市男性。但也有文献发现，农村家庭中，不论男女，日均家务劳动投入时间均少于城镇家庭。 本文在既有研究基础上，除了分析同一性别内部非农就业对个人家务劳动时间的影响外，还试图分析不同性别间(between-gender)，特别是夫妻间，非农就业对个人家务劳动时间和夫妻家务劳动时间利用差异的影响。分析非农就业如何影响夫妻间的家务劳动分工可以为理解权力如何在亲密关系的互动中产生与变化提供新的见解。 

现代化进程极大改变了男女的家务劳动时间。我国的现代化伴随着快速的工业化和城市化，大规模的人口从农村流入城市，寻找就业机会。从农业转变为非农就业可能会改变家庭原有的家务劳动分工。一方面，城镇化和人口流动降低了外出务工男女的家务时间。如果能获得城镇户籍，那么外出务工女性的家务劳动时间会进一步降低，与城市非农女性没有显著差异。另一方面，留守在农村务农的女性的家务负担增加，加剧了农村家庭家务劳动不平等程度。但是，上述文献大多利用截面数据进行研究，存在以下局限性：第一，截面数据无法避免样本的自选择偏误；第二，通过截面数据，我们只能了解到不同个体间家务劳动时间的差异，无法了解到同一个体随着职业变化，其家务劳动时间如何变化。本文利用追踪数据研究非农就业对夫妻家务劳动分工的影响。追踪数据除了能够控制样本自选择偏误之外，还能够反映职业变化对家务劳动分工的影响。

既有研究发现，职业不仅与个体的家务时间相关，也会影响配偶的家务时间以及夫妻家务劳动时间利用差异。首先，个人的职业特征与其配偶的家务时间相关。Gough和Killewald的研究发现，个人失业后会增加家务时间，其配偶的家务时间则会下降。其次，个人职业特征对配偶家务时间的影响具有性别差异McClintock对职业性别隔离与家务劳动的研究显示，妻子从事的职业越女性化，她丈夫的家务时间越少；而丈夫从事职业的男性化程度与妻子的家务时间不相关。再次，夫妻职业特征共同影响了他们的家务劳动时间利用差异。Wang和Cheng对夫妻双方工作时间灵活性的研究发现，仅妻子工作灵活时，夫妻的家务时间利用差异更大。 因此，有必要将夫妻的职业同时纳入考虑，分析其对家务劳动分工的影响。

目前，对于夫妻非农就业对家务劳动分工的研究还较为有限，尚不清楚夫妻双方的非农就业情况如何共同影响家务劳动分工。例如，夫妻一方务农，另一方为非农工作的家庭，其家务劳动分工模式可能不同于夫妻双方都务农的家庭。此外，夫妻哪一方非农就业对家务劳动分工模式也可能产生影响。本文借鉴既有研究成果，将夫妻非农就业情况同时纳入分析，研究夫妻不同的非农就业组合在家务劳动分工上的差异。具体来说，本研究将仅丈夫从事非农工作(仅丈夫非农)、仅妻子从事非农工作(仅妻子非农)和夫妻均从事非农工作(非农夫妻)与夫妻均务农(务农夫妻)进行比较，分析夫妻不同非农就业组合在妻子家务劳动时间、丈夫家务劳动时间和夫妻家务劳动时间利用差异上的不同。

在家务劳动分工研究领域，时间可及性理论、议价理论和性别理论是三种解释家务劳动分工的经典理论视角，这三种理论相互补充、相互依赖。时间可及性理论从个人视角出发，解释了个人如何在时间总资源有限的情况下，分配自身的工作时间和家务劳动时间。时间可及性理论认为，一个人一天只有24个小时，花费在一项活动上的时间增加，必然导致投入另一项活动的时间减少。因此，个人工作时间的增加会减少其家务劳动时间。时间可及性理论已获得既有经验研究的证实。近年来，关注工作—家庭平衡的研究扩展了时间可及性理论的解释范围。这些研究表明，除工作时长外，工作时间灵活性也会影响家务劳动时间。相比于工作时间缺乏灵活性的个人，工作时间更灵活的个人家务劳动时间更长。 与从事农业工作相比，非农工作的市场竞争更激烈，工作时间通常更长。而且非农工作有相对固定的上下班时间，工作时间没有农业劳动灵活。因此，与农业工作相比，从事非农工作的个人家务劳动时间可能会减少。

议价理论从互动视角出发，注重解释家务分工中的夫妻差异及其变化机制。该理论将夫妻的家务劳动分工视为夫妻基于相对经济地位讨价还价的结果。夫妻中经济地位相对更高的一方，可以利用其优势地位减少家务劳动时间；而经济地位相对较低的一方，则由于缺少“议价能力”不得不承担更多家务劳动。议价理论的潜在假设是家务劳动是“性别中立”的。

同议价理论相同，性别理论也注重讨论夫妻间的家务劳动差异。但与议价理论不同的是，性别角色理论认为，家务劳动分工由社会的文化结构和性别角色规范决定。社会在长期发展过程中形成了“男主外、女主内”的性别分工模式，并相应地形成了对于性别角色的不同期待。男性的角色定位是“养家糊口”，而女性的角色要求是“料理家务、照顾家人”。因此，女性相对经济地位的上升并不一定使两性的家务劳动分工更平等。

近期的学者将议价理论和性别理论进行批判性整合，形成了性别结构理论(gendered structure)。 该理论认为，夫妻在家务劳动分工中的议价能力建立在更为宏观层面的性别不平等基础上。性别社会规范会对夫妻在家务劳动分工中的议价能力产生不同影响。在较为传统的社会，社会规范层面依然认为应该由女性承担家务、照顾亲人。因此，女性经济资源的提升不一定会提高她在家务劳动分工上的议价能力。 与之相反，“男主外”依旧是男性获得社会认同的重要标志。因此，男性的收入增加会极大提高他们在家庭中的议价能力。 

基于上述理论体系，在我国城乡二元格局的社会经济状况背景下，非农工作比农业工作的收入总体来说更高，更具有稳定性和可预期性，且从事非农工作比务农更有社会地位。因此，在仅丈夫非农夫妻中，丈夫从事非农工作极大提高了他的议价能力，妻子相对于丈夫的收入下降，需承担更多的家务劳动，夫妻家务劳动时间利用差异增加。而在仅妻子非农夫妻中，尽管妻子相对丈夫的收入提高，但由于社会性别规范的影响，她的议价能力并不一定获得相应上升，因此丈夫不一定会增加家务劳动时间。不过由于妻子从事非农劳动后用于家务劳动的时间下降，所以在该类夫妻中，夫妻的家务劳动时间利用差异减小。而在非农夫妻中，尽管夫妻均由于从事非农工作减少了自己的家务劳动时间，但由于我国非农职业两性收入差距较大，且有不断增加的趋势 ，并且生育对女性的收入产生进一步的负面影响 ，所以丈夫的相对收入可能更高，议价能力较强，夫妻的家务劳动分工倾向于保持传统模式。由此，本文提出下列假设。与务农夫妻相比，

假设1：仅丈夫非农夫妻中，丈夫家务劳动时间减少，妻子家务劳动时间增加，夫妻家务劳动时间差异增加

假设2：仅妻子非农夫妻中，妻子家务劳动时间减少，丈夫家务劳动时间变化不显著，夫妻家务劳动时间差异减小

假设3：非农夫妻中，夫妻二人的家务劳动时间均减少，夫妻家务劳动时间差异变化不显著

(一)数据来源

本文采用中国家庭追踪调查(CFPS)数据进行研究。该调查采用多阶段、内隐分层和与人口规模成比例的系统概率抽样方式进行样本抽取。2010年基线调查共采访14960户家庭、42590位个人。 自2012年起，CFPS每两年对基线调查的家庭和个人进行一次追踪调查以获取家庭和个体的变迁信息，目前已成功进行六轮追访调查。

本文采用2010、2014、2016、2018、2020和2022年共六期面板数据，研究夫妻非农就业对家务劳动分工的影响 。本文的样本筛选过程如下。首先，由于配偶的个人特征会对个人的家务劳动时间产生影响，进而影响夫妻家务劳动分工，所以本文使用夫妻匹配样本（couple-dyadic data）进行分析。CFPS2010-2022中夫妻匹配成功且双方均完成个人问卷的样本量为61,972夫妻一年(couple-year)。其次，由于再婚夫妻与初婚夫妻的家务劳动分工模式存在差异 ，因此本研究只保留夫妻均为初婚且在参与调查期间婚姻持续的样本54,485夫妻一年。第三，根据婚姻法对结婚年龄的规定，以及本文对职业的关注，仅纳入年龄均在18—59岁之间，且夫妻双方在调查期间均有工作的夫妻31,173夫妻一年。第四，由于个人的职业由农业转变为非农业可能会涉及外出务工情况。而如果夫妻中有人不居住在家，那么就不涉及夫妻间的家务分工问题，因此本文仅保留夫妻双方均居住在家的样本29,881夫妻一年。最后，在删除主要变量存在缺失的样本后，本文最终纳入分析的样本量为27,658夫妻一年，夫妻数为10,799对。样本筛选流程见图1。

图1 样本筛选流程

(二)变量测量

本文的因变量有三个，分别是妻子的家务劳动时间、丈夫的家务劳动时间和夫妻家务劳动时间利用差异。在CFPS调查中，家务劳动时间包括被访者为自己和家人准备食物、整理衣物、打扫卫生、购物等，但不包括照顾家人的时间。其中，妻子和丈夫的家务劳动时间根据个人平均每周家务劳动时间计算得出。根据CFPS历年提问差异，计算方式见表1。针对每周家务劳动时间超过70小时的个人，本文将其家务劳动时间编码为70小时。 本文认为上述处理并不会影响分析结果，因为超过 99.8% 的样本每周家务劳动时间少于70小时。该处理方式能够减小测量误差并避免异常值对分析产生影响。

表1  个人平均每周家务劳动时间计算方式及适用范围

既有文献主要有两种方式测量夫妻的家务劳动时间利用差异。一种是夫妻家务劳动时间差，另一种是妻子(或丈夫)的家务劳动时间占夫妻总家务劳动时间的比例。考虑到如果夫妻的家务劳动时间均为0时，家务劳动时间占比会出现无法计算的情况。因此，本文用夫妻家务劳动时间差来测量夫妻家务劳动时间利用差异，计算方式如下。

夫妻家务劳动时间利用差异 = 妻子平均每周家务劳动时间-丈夫平均每周家务劳动时间

本文的自变量是夫妻非农就业组合。根据丈夫和妻子是否将农业工作作为主要工作，夫妻的职业类型分为以下四类：1)务农夫妻，即夫妻均从事农业工作；2)仅丈夫非农，即丈夫从事非农工作而妻子从事农业工作；3)仅妻子非农，即妻子从事非农工作而丈夫从事农业工作；4)非农夫妻，即夫妻均从事非农工作 。

本文的控制变量分为个人层面和家庭层面两种类型。个人层面的变量包括年龄、自评健康和受教育程度。年龄：家务劳动时间随个人年龄增加而增加，并在中年阶段达到顶峰。由于妻子是家务劳动的主要承担者，本文纳入妻子的年龄及其二次方项作为控制变量。自评健康：本文将自评健康分为健康/一般和不健康两类，并将妻子和丈夫的自评健康状况同时纳入模型。受教育程度：受教育程度分为四类，分别是小学及以下、初中、高中和大专及以上。受过高等教育的丈夫会花费更多时间做家务，而受过高等教育的妻子做家务的时间较少。因此，本文将夫妻受教育程度同时纳入分析模型。大多数情况下，个人在结婚前已经完成教育，所以本文将受教育程度作为非时变变量，仅纳入模型的组间效应部分（见下文分析方法部分）。

家庭层面的变量包括家庭居住地、家庭年收入、是否有0—3岁儿童、是否有3—6岁儿童以及是否与父母同住。居住地：分为农村和城镇两类。一方面，家务劳动分工模式在城乡间存在巨大差异。另一方面，城乡居民地与夫妻的职业也相关，居住在城镇的家庭更可能从事非农工作。因此，为了得到对自变量更准确的估计，本文将家庭的居住地纳入分析模型。家庭年收入：家庭年收入与夫妻的家务劳动时间相关，因为年收入更高的家庭更有可能通过雇佣保姆等方式减轻家务劳动负担。 本文在分析模型中放入了家庭年收入的对数。家中是否有0—3和3—6岁儿童：家中学龄前孩子的数量与妻子的家务劳动有很强的相关性，但是与丈夫的家务劳动时间相关性较弱。因此本文分别将是否有0—3岁儿童和是否有3—6岁儿童两个二分变量纳入分析模型。是否与父母同住：与父母同住可以减轻成年子女的家务劳动负担，并改变夫妻之间的家务分配方式 ，因此本文将是否与父母同住纳入模型。本文定义的与父母同住既包括与自己的父母同住，也包括与配偶的父母同住。变量情况如表2所示。

表2  变量的描述性统计 a 

注：a.变量的描述性统计基于2010—2022年混合截面数据。

（三）分析方法

夫妻可能是为了适应非农就业而改变了家务劳动分工，也可能是自身的某些特征同时影响了职业选择和家务分工。因此，本研究所选用的模型必须考虑到由于一些非时变的个体和家庭特征所带来的样本自选择偏误。随机效应模型虽然能够利用非时变变量的信息，但其假设群组内部效应(即纵向关联, longitudinal associations)与群组间效应(即横截面关联,cross-sectional associations)是一致的，并将这两种效应合并为单一估计值，这可能导致自变量估计系数的歧义。与之相比，组内一组间随机效应模型(within-between random-effects approach)是一个更为合适的方法 ，其具备随机效应模型的优点，并将组内效应与组间效应的系数分离，能够更清晰地理解自变量和因变量的关系。本研究中，组间效应利用不同夫妻间的家务劳动时间差异进行估算。比如，可以利用组间效应估算务农夫妻和非农夫妻之间家务劳动时间的不同。而组内效应利用同一对夫妻在不同时点上的家务劳动时间进行估算。比如，夫妻双方均从务农转变为非农后，家务劳动时间的变化可以用组内效应估算。

依据组内一组间随机效应模型，本文构建了同时包括夫妻内部(组内)随调查时点变化的非农就业组合部分与不同夫妻间(组间)非农就业组合部分的组内一组间混合效应模型如下。

上述模型包括夫妻层和嵌套在同一对夫妻内部的时间变化层两个层级。是夫妻在时间的结果变量。是截距项。自变量夫妻非农就业组合被分解为组间和组内两部分。

组间部分通过对夫妻非农就业组合进行“群组平均值”进行构建，即在所有个调查时段内，夫妻“从事某一非农就业组合”的时长占总时长的比例，公式表达如下。

组内部分通过对夫妻职业类型进行“群组内偏差”的分解进行构建。即，在某个调查时点上，夫妻 “从事某一种非农就业组合”的时长相对于的偏差（即）。

分别表示上述组内和组间效应的估计值。分别表示时变控制变量和非时变控制变量。所有的时变控制变量也都被分解为组内效应和组间效应。同时，模型纳入时间虚拟变量用于控制时间固定效应。 表示夫妻间和夫妻内的随机截距。表示模型的残差。表示夫妻内的夫妻非农就业组合变化的随机斜率，模型纳入该随机斜率效应以便检验不同夫妻间的夫妻非农就业组合与家务劳动时间的纵向关联。

(一)夫妻家务劳动时间利用差异显著

夫妻家务劳动时间利用差异显著。如表2所示，妻子每周的家务劳动时间更长。妻子平均每周花费近18小时做家务，而丈夫平均每周的家务劳动时间约9.7小时；夫妻的家务劳动时间差异超过8小时。使用配对样本t检验结果表明，夫妻的家务劳动时间具有显著性差异 (t=93.245,p<0.001) 。

（二）夫妻非农就业组合变化趋势明显

夫妻各类非农就业组合占比差异明显。如表2所示，样本中有近一半的夫妻双方均从事非农工作，占比最大；超三成夫妻均从事农业工作；近 15% 的夫妻仅丈夫从事非农工作；仅妻子从事非农工作的仅约为 4% 。

夫妻非农就业组合变化趋势明显。如图2所示，2010—2022年务农夫妻比例持续下降，由2010年的约 48% 下降至2022年的约 21% 。而非农夫妻比例不断上升。2010年该类型夫妻占比不足 40% ；2022年，这一比例接近 60% 。仅丈夫非农和仅妻子非农占比相对稳定。

图2 2010-2022年夫妻非农就业组合变化趋势

图3夫妻非农就业组合与家务劳动分工

(三)夫妻非农就业组合对家务劳动分工影响显著

不同非农就业组合的夫妻在家务劳动分工上差异明显。如图3所示，妻子务农，无论丈夫从事何种工作，妻子的家务劳动时间都较长，超过20小时/周。而丈夫从事非农工作，无论妻子从事何种工作，丈夫的家务劳动时间均较少，不足10小时/周。在四类夫妻中，非农夫妻的妻子和丈夫的家务劳动时间都是最少的。其中，妻子的家务劳动时间约为14小时/周，丈夫约7小时/周。

夫妻的家务劳动时间利用差异在仅丈夫非农夫妻中最大(约13小时)，在仅妻子非农夫妻中最小(约4小时)，两者相差约9小时。务农夫妻的家务劳动时间差异虽然高于非农夫妻，但两者相差较小，仅约为1.3小时。上述结果的方差分析均具有统计显著性 (p<0.001) ，凸显了夫妻的家务劳动时间分配在不同非农就业组合夫妻中的差异性分布。

为进一步探讨夫妻非农就业组合对家务劳动分工的影响，本文采用组内一组间随机效应模型展开分析。表3报告了以妻子家务劳动时间(模型1)、丈夫家务劳动时间(模型2)和夫妻家务劳动时间利用差异(模型3)为因变量的组内一组间随机效应模型的估计结果。

表3  夫妻非农就业组合对家务劳动分工影响的组内—组间随机效应模型（2010-2022）

注：a.括号内为标准误 b.AIC:Akaike    information    criterionc.显著性水平：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05。

从表3可知，从务农夫妻转变为仅丈夫非农(组内效应)，丈夫的家务劳动时间显著下降约2.5小时，而妻子的家务劳动时间虽然增加了近半小时，但并不具有统计显著性，夫妻的家务劳动时间差异显著上升近3小时。与务农夫妻相比(组间效应)，在仅丈夫非农夫妻中，丈夫的家务劳动时间显著减少约4.8小时，妻子的家务劳动时间显著增加约0.8小时，夫妻家务劳动时间差异显著增加约5.5小时。上述结果支持假设1。由上述结果可知，虽然仅丈夫非农夫妻的家务劳动分工符合议价理论，但是妻子的家务劳动时间增加程度有限。这可能是因为丈夫通常在妻子干家务时仅担当“帮手”的角色 ，承担的家务劳动原本就比较少。因此，即使丈夫由于职业变化减少了家务劳动，他减少的部分也不影响家庭的正常生活，妻子没有必要大量增加家务劳动时间。

从务农夫妻转变为仅妻子非农(组内效应)，妻子的家务劳动时间显著下降约3.4小时，而丈夫的家务劳动时间变化不具有统计显著性，夫妻的家务劳动时间差异显著下降近3.8小时。与务农夫妻相比(组间效应)，在仅妻子非农夫妻中，妻子的家务劳动时间显著减少约3.7小时，丈夫的家务劳动时间变化不具有统计显著性，夫妻的家务劳动时间差异减少约3.5小时。上述结果支持假设2。一方面，与从事农业工作相比，妻子从事非农工作面临更强的工作时间约束，不管自愿与否，妻子不得不减少家务劳动时间。另一方面，受到传统“男主外，女主内”性别规范的影响，尽管妻子从事非农工作增加了个人收入，但她的议价能力并没有获得同等程度的提升。

从务农夫妻转变为非农夫妻(组内效应)，妻子的家务劳动时间显著下降约4小时，丈夫的家务劳动时间显著下降约3小时，但夫妻的家务劳动时间差异无统计显著性变化。与务农夫妻相比(组间效应)，非农夫妻中夫妻二人的家务劳动时间均显著减少，其中妻子减少约4.8小时，丈夫减少约5.3小时，但夫妻的家务劳动时间差异无统计显著性变化。上述结果支持假设3。虽然非农家庭在收入和社会经济地位上都高于务农家庭，但是非农家庭的家务劳动分工与农业家庭却没有显著差异。

Usdansky将这一现象称为“性别平等悖论”(gender equality paradox)。该理论认为，社会经济地位更高的夫妻通常性别观念更平等，但受到宏观社会资源性别分配不平等和文化规范的影响，这种平等的性别观念不一定会导致更平等的家务劳动分工。

（四）稳健性检验

首先，为进一步验证组内一组间随机效应模型估计结果的稳健性，本文采用固定个体与时间的双重固定效应模型进行检验。该方法能够有效控制个体不随时间变化的特征(如性别角色观念、受教育程度等)，并吸收宏观经济环境、政策变化等随时间共同作用的影响，从而减少遗漏变量引起的潜在内生性偏误。结果显示，在控制个体与时间固定效应后，非农就业对家务劳动分工的影响方向与显著性水平与基准模型基本一致(表4)，说明本文结论具有较强的稳健性。

表4  夫妻非农就业组合对家务劳动分工影响的固定效应模型（2010—2022）

其次，本文采用2016、2018和2022年共三期面板数据，再次利用组内一组间随机效应模型对上文结果进行稳健性检验。这样做的原因有两点。第一，由于2010年和2014年CFPS调查对家务劳动时间的提问与其他年份略有差异(表1)，可能导致测量结果不一致问题，因此未纳入这两期数据。第二，已有研究发现新冠疫情期间，夫妻由于居家办公，家务劳动分配模式发生较大变化。 因此，再次删除2020年的调查数据。删除上述三期样本后，利用组内一组间混合效应模型再次分析夫妻职业类型对家务劳动分配的影响(表5)，结果与利用原始样本进行分析的结果一致。说明本研究结果具有稳健性。

表5  夫妻非农就业组合对家务劳动分工影响的组内—组间随机效应模型（2016/2018/2022）

注：a.括号内为标准误 b.显著性水平:***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05c.控制变量与表3保持一致，由于篇幅限制，结果省略d.由于篇幅限制，随机效应部分结果省略。