左 倩，羅幼喜

(湖北工業(yè)大學(xué)理學(xué)院，湖北 武漢 430068)

根據(jù)2011年世界經(jīng)濟(jì)論壇的核算，相較于女性而言，我國(guó)男性就業(yè)者的工資待遇大約高35%。夏慶杰等[1]基于1991—2011年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，20年間我國(guó)性別工資差距在不斷擴(kuò)大，在勞動(dòng)力市場(chǎng)上女性更處于弱勢(shì)地位，對(duì)中國(guó)性別工資差異的分析從此成為研究熱點(diǎn)。除了一般的教育年限[2]和工作經(jīng)驗(yàn)變量[3]之外，健康人力資本[4]、婚姻狀況[5]和所從事的行業(yè)[6]等因素也在不同程度上對(duì)性別工資差異產(chǎn)生顯著影響。多項(xiàng)研究成果表明，加大對(duì)女性的教育投資，提高女性的個(gè)人能力有助于縮小性別工資差異[7-9]。但是，造成中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上性別工資差異的主要原因是否存在性別歧視，研究者們對(duì)此觀點(diǎn)不一[10-12]。

基于此，本文采用基礎(chǔ)Mincer回歸方程、擴(kuò)展Mincer回歸方程以及無(wú)條件分位數(shù)回歸方法，根據(jù)中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目(CGSS2015)數(shù)據(jù)庫(kù)中有關(guān)學(xué)歷水平、經(jīng)驗(yàn)、黨派身份、健康狀況以及婚姻狀況的問(wèn)卷數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別工資差異進(jìn)行進(jìn)一步研究，試圖找出造成男女工資差異的關(guān)鍵因素。

1 數(shù)據(jù)描述

CGSS2015覆蓋中國(guó)28個(gè)省/市/自治區(qū)，一共調(diào)查478個(gè)村/居委會(huì)，總共包括1398個(gè)變量，10968個(gè)觀測(cè)值。根據(jù)研究需要，對(duì)原始數(shù)據(jù)做以下處理：1)刪去年齡不是16-60周歲的樣本，即保證樣本在中國(guó)法定勞動(dòng)力年齡內(nèi)；2)在“您的工作經(jīng)歷及狀況是”的調(diào)查項(xiàng)中只保留“目前從事非農(nóng)工作”的樣本，保證研究的樣本為城市樣本；3)刪除本文所研究變量為缺失值和工資小于等于0的樣本，保證樣本有正常的工資收入。經(jīng)過(guò)上述預(yù)處理之后，得到樣本容量為3217，其中女性樣本量為1415，男性樣本量為1802。為了便于分析，對(duì)選入模型的部分變量進(jìn)行重新編碼(表1)。

表1 變量及變量編碼

對(duì)最終樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2可知，男性和女性的工資水平存在明顯的差距，男性平均月收入為5049.18元，比女性的3408.41元高出1640.77元，高出部分為女性全部工資的48%，近乎一半；其次，男女性的受教育年限十分接近，男性為11.47年，女性為11.35年，二者相差不到半年；從工作年限來(lái)看，男性比女性多出1年多，但男性和女性的受教育情況的比率相差不大；從婚姻狀況來(lái)看，女性勞動(dòng)者的已婚比率更高；從政治面貌來(lái)看，男性黨員較多；從健康狀況來(lái)看，男性比女性自認(rèn)健康狀況更好。

表2 數(shù)據(jù)描述性分析

圖1顯示為男女工資差異的核密度，可見(jiàn)女性工資核密度曲線整體位于男性工資核密度曲線的左側(cè)，說(shuō)明女性就業(yè)者在各個(gè)分位點(diǎn)下薪酬待遇水平都要低于男性，且低收入的女性占比較大，而男性獲得高收入的人群更多。在中高收入人群中，男性工資水平明顯高于女性。

圖1 不同性別的工資密度曲線

從圖2可見(jiàn)，無(wú)論男性還是女性，隨著學(xué)歷水平的提高，其工資收入均會(huì)不斷增加。其次，在每個(gè)學(xué)歷水平下，男性平均月收入一直比女性高，并且隨著學(xué)歷水平的提高，男女性收入差距會(huì)逐漸增大，在研究生及以上學(xué)歷水平時(shí)，男性與女性月平均收入的差距達(dá)到最大值。

圖2 不同學(xué)歷水平性別工資差距

由以上分析可得：男性就業(yè)者與女性就業(yè)者的受教育水平幾乎達(dá)到一致，但無(wú)論從工作經(jīng)驗(yàn)、黨員占比以及健康狀況，男性都要優(yōu)于女性，這極可能是導(dǎo)致男性工資高于女性的主要因素。但是女性的工作經(jīng)驗(yàn)和健康狀況分別為男性的94.74%、97.44%，差距不是特別明顯。相比于以前的研究結(jié)果，說(shuō)明男性與女性人力資本的差距正在逐漸縮小。按照傳統(tǒng)工資理論，性別工資差異應(yīng)該隨著兩性人力資本差距的縮小而不斷減小，而現(xiàn)實(shí)卻并非如此，女性的工資水平才達(dá)到男性工資水平的67.50%。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

基于Mincer方程的回歸分析結(jié)果，并添加影響工資收入的相關(guān)變量，增加模型結(jié)果的可信度，從教育回報(bào)率視角對(duì)男女性別工資差異進(jìn)行分析。

2.1 基礎(chǔ)Mincer方程回歸

教育回報(bào)率的度量方法一般采用明瑟(Mincer)收入函數(shù)法[13]，其基本形式如下：

lnw=β0+β1edu+β2exp+β3exp2+μ

(1)

其中：lnw是工資收入的自然對(duì)數(shù)，edu是受教育年限，exp是工作經(jīng)驗(yàn)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)此方程，分別對(duì)兩性樣本以及總體樣本進(jìn)行回歸分析，得到如表3所示的回歸結(jié)果。

由表3可知：在只考慮“受教育年限”和“工作經(jīng)驗(yàn)”這兩個(gè)解釋變量的條件下，無(wú)論對(duì)于男性樣本、女性樣本還是總樣本而言，參數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，并且系數(shù)均為正，說(shuō)明受教育年限的增加和工作經(jīng)驗(yàn)的累積對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入有顯著的促進(jìn)作用，受教育程度越高，工作經(jīng)驗(yàn)越豐富，則更有機(jī)會(huì)獲得更高的收入。其次，男性的教育回報(bào)率為9.73%，女性的教育回報(bào)率為9.59%，兩者十分接近，但是男性的經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率是女性的兩倍，說(shuō)明經(jīng)驗(yàn)的累積對(duì)男性工資的促進(jìn)作用更大。

表3 基礎(chǔ)Mincer方程回歸結(jié)果

2.2 不同學(xué)歷水平的擴(kuò)展Mincer方程回歸

為了避免其他控制變量對(duì)教育回報(bào)率的影響，結(jié)合相關(guān)研究文獻(xiàn)，在上述模型中融入“婚姻狀況”“政治面貌”和“健康狀況”這幾個(gè)虛擬變量。受教育年限這一解釋變量是由問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行估算得來(lái)，考慮到估算的不準(zhǔn)確性以及更進(jìn)一步研究受教育程度的高低對(duì)教育回報(bào)率的影響，本文用“不同學(xué)歷水平”這組虛擬變量來(lái)替代“受教育年限”，分析不同學(xué)歷水平就業(yè)者的教育回報(bào)率，進(jìn)一步揭示造成性別工資差異的主要因素。

這里的基礎(chǔ)對(duì)照組是沒(méi)有受過(guò)教育、未婚、非黨員以及健康狀況為不健康/一般的人群。將其余虛擬變量引入回歸方程：

(2)

其中，αi表示不同學(xué)歷水平下的教育回報(bào)率。這里要注意的是，不同學(xué)歷水平下的教育回報(bào)率是縱向比較的，只能反映與基準(zhǔn)變量的比較結(jié)果，因此對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行處理，以便使不同學(xué)歷程度下的教育回報(bào)率可以橫向比較。各學(xué)歷水平下年平均教育回報(bào)率

ri=αi/edui

(3)

式中，ri為學(xué)歷為i層次就業(yè)者的年平均教育回報(bào)率。根據(jù)擴(kuò)展Mincer方程，對(duì)樣本總體、男性樣本和女性樣本分別進(jìn)行分析，結(jié)果如表4所示。

表4 擴(kuò)展Mincer方程回歸結(jié)果

從表4的分析結(jié)果可知，從整個(gè)樣本情況來(lái)看，學(xué)歷水平為私塾和小學(xué)、婚姻狀況以及個(gè)人的政治面貌，并不會(huì)對(duì)就業(yè)者的收入帶來(lái)顯著性的影響。除此之外，其余每個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)均是正數(shù)，說(shuō)明對(duì)整個(gè)樣本而言，學(xué)歷水平提升、工作經(jīng)驗(yàn)的增加和個(gè)人的健康狀況對(duì)就業(yè)者的收入都存在一定的促進(jìn)作用。從整個(gè)回歸方程來(lái)看，將學(xué)歷水平作為虛擬變量引入回歸方程，并考慮婚姻狀況、政治面貌和健康狀況這些變量后，調(diào)整的R2由原來(lái)的0.197增加到0.210，說(shuō)明擴(kuò)展Mincer方程能夠解釋工資收入的更多變化。

從男女兩性的樣本回歸結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是對(duì)于男性就業(yè)者還是女性就業(yè)者來(lái)說(shuō)，初中及初中以下的學(xué)歷水平的回歸結(jié)果在0.05水平下均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該學(xué)歷水平并不會(huì)對(duì)工資收入產(chǎn)生顯著的影響。其次，高中及以上學(xué)歷水平的回歸結(jié)果均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，并且學(xué)歷越高，估計(jì)系數(shù)值越大，說(shuō)明對(duì)男女性就業(yè)者而言，高中及以上學(xué)歷水平會(huì)對(duì)收入有一定的正向作用，并且隨著學(xué)歷水平的提高，就業(yè)者更易獲得更高的薪酬待遇收入。比較兩性樣本的回歸結(jié)果，不同學(xué)歷水平下女性的教育回報(bào)率均高于男性，高學(xué)歷的女性就業(yè)者比男性會(huì)獲得更高的教育回報(bào)。從婚姻狀況來(lái)看，對(duì)總體樣本來(lái)說(shuō)，結(jié)婚與否對(duì)就業(yè)者工資收入的影響并不顯著，但對(duì)兩性分別的回歸結(jié)果來(lái)看，婚姻狀況對(duì)兩性的影響方向相反，即已婚男性比未婚男性更容易獲得更高的工資收入，而對(duì)于女性而言，已婚身份可能對(duì)其收入產(chǎn)生負(fù)向的影響。這可能與現(xiàn)實(shí)生活中女性比男性在婚姻家庭生活中會(huì)付出更多的時(shí)間和精力有關(guān)。從健康狀況來(lái)看，如果就業(yè)者擁有更好的健康狀況，其工資收入也會(huì)有相應(yīng)的增加。

為了使各學(xué)歷水平下的教育回報(bào)率橫向可比，通過(guò)式(3)計(jì)算得到各學(xué)歷水平的年平均教育回報(bào)率。年平均教育回報(bào)率的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 不同學(xué)歷水平的年平均教育回報(bào)率 %

表5僅展示了上述回歸分析中產(chǎn)生顯著影響的學(xué)歷水平變量?？梢?jiàn)隨著學(xué)歷水平的提高，男女兩性的年平均教育回報(bào)率都會(huì)不斷增加，表示高學(xué)歷水平會(huì)帶來(lái)更高的教育回報(bào)率，從而更有可能為就業(yè)者帶來(lái)高收入。女性的年平均教育投資回報(bào)收益率在不同學(xué)歷水平上均高于男性，說(shuō)明學(xué)歷對(duì)女性就業(yè)者收入的影響比男性更大。其次，在大學(xué)本科學(xué)歷水平上，男女兩性的年平均教育回報(bào)率的差距最大，說(shuō)明本科學(xué)歷對(duì)于女性就業(yè)者的工資收入有著較大的影響。從年平均教育投資回報(bào)收益率的增長(zhǎng)率來(lái)看，大學(xué)?？平逃龑?duì)男性就業(yè)者教育回報(bào)率的提升更為明顯，而大學(xué)本專科教育對(duì)女性就業(yè)者教育回報(bào)率的提升更多。除此之外，碩士生教育對(duì)兩性的教育投資回報(bào)收益率的提升也是十分明顯。

2.3 擴(kuò)展Mincer方程的無(wú)條件分位數(shù)回歸

隨著學(xué)歷水平的提高，就業(yè)者的工資收入會(huì)得到相應(yīng)的增加，女性的教育回報(bào)率在各個(gè)學(xué)歷水平下皆高于男性。然而，前面得到的結(jié)果只能反映各解釋變量與被解釋變量間在平均水平上的關(guān)系。為了直接得到解釋變量對(duì)被解釋變量在各分位點(diǎn)下的一般異質(zhì)性影響，采用RIF無(wú)條件分位數(shù)回歸模型做出進(jìn)一步的分析。與上述模型不同的是，其再中心化影響函數(shù)RIF取代了被解釋變量Y[14]。在分位數(shù)條件下，RIF回歸函數(shù)可以被重新定義為：

(4)

式中：qτ為lnw的無(wú)條件分位數(shù)，fln w(qτ)為lnw的概率密度函數(shù)。估計(jì)過(guò)程中qτ可由樣本分位數(shù)代替，用非參數(shù)方法得到lnw的密度估計(jì)。則RIF無(wú)條分位回歸模型為：

(5)

為了比較RIF無(wú)條件分位數(shù)回歸與均值回歸的分析結(jié)果，首先展示0.5分位點(diǎn)下無(wú)條件分位數(shù)回歸方法的估計(jì)結(jié)果(表6)。

表6 擴(kuò)展Mincer方程的無(wú)條件分位數(shù)回歸結(jié)果

將表6的回歸結(jié)果與表4相比較可知，在0.05顯著性水平下，對(duì)于整個(gè)樣本而言，無(wú)條件分位數(shù)回歸結(jié)果顯示初中學(xué)歷和健康狀況并不會(huì)對(duì)就業(yè)者的收入帶來(lái)顯著性的影響，其余變量的回歸結(jié)果與前文相似。從男女兩性的樣本回歸結(jié)果來(lái)看，大學(xué)?？萍耙韵碌膶W(xué)歷水平不會(huì)對(duì)男性的工資收入產(chǎn)生顯著的影響，高中及以下的學(xué)歷水平對(duì)女性的工資收入不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。這一結(jié)論與均值回歸結(jié)果有著較為明顯的差異。無(wú)條件分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，學(xué)歷對(duì)工資收入的影響對(duì)于男女性就業(yè)者而言都提高了一個(gè)層次。造成這一結(jié)果的原因可能是各學(xué)歷變量間存在的相關(guān)性導(dǎo)致均值回歸估計(jì)的不準(zhǔn)確，但無(wú)條件分位數(shù)回歸正好直接得到某一學(xué)歷水平對(duì)工資收入的一般邊際影響，因此其回歸結(jié)果可能更為可靠。

由表6的回歸結(jié)果可知，大學(xué)本科及以上學(xué)歷教育對(duì)男性工資收入有著一定的促進(jìn)作用，而大學(xué)專科及以上的學(xué)歷教育對(duì)女性而言就會(huì)產(chǎn)生積極的正向作用，此外，女性的教育回報(bào)率還是明顯高于男性。工作經(jīng)驗(yàn)的累積對(duì)男女兩性的工資收入也有著一定的促進(jìn)作用，且男性的工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率高于女性?；橐鰻顩r雖然對(duì)男女兩性都有著顯著的影響，但是對(duì)男性起到一定的促進(jìn)作用，而對(duì)于女性則會(huì)產(chǎn)生一定的抑制作用。健康狀況僅對(duì)男性就業(yè)者的工資收入產(chǎn)生正向影響，而對(duì)女性不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。

Mincer擴(kuò)展方程中對(duì)被解釋變量有顯著影響的變量在不同分位點(diǎn)下的系數(shù)估計(jì)見(jiàn)圖3。

圖3 不同分位點(diǎn)下無(wú)條件分位數(shù)回歸的系數(shù)估計(jì)圖

由圖3可知，從學(xué)歷水平來(lái)看，男性和女性就業(yè)者的學(xué)歷水平越高，越有可能獲得更高的工資待遇。在各個(gè)分位點(diǎn)下女性的教育回報(bào)率明顯大于男性，大學(xué)?？坪捅究频南禂?shù)估計(jì)值在中低分位點(diǎn)更大，研究生及以上學(xué)歷變量的系數(shù)估計(jì)值在高分位點(diǎn)更大，說(shuō)明大學(xué)專科和本科教育對(duì)中低收入男女性就業(yè)者的影響更大，而研究生及以上教育對(duì)高收入就業(yè)者的影響更為明顯。

從工作經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，隨著分位點(diǎn)的增加，男性工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)收入的影響逐漸降低，而女性工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)收入的影響呈現(xiàn)波浪形的特征，表示工作經(jīng)驗(yàn)的累積對(duì)低收入男性工資帶來(lái)的促進(jìn)作用更大，對(duì)高收入女性工資的促進(jìn)效果更為明顯。

從婚姻狀況來(lái)看，結(jié)婚與否對(duì)男女性就業(yè)的影響全然相反，在各分位點(diǎn)下，婚姻狀況的系數(shù)估計(jì)值對(duì)男性而言一直是正數(shù)，而對(duì)于女性而言卻一直是負(fù)數(shù)，這說(shuō)明無(wú)論在何等收入水平下已婚身份會(huì)對(duì)男性的工資收入產(chǎn)生一定的正向影響，而不能給女性帶來(lái)更高的收入，甚至還可能對(duì)女性就業(yè)者的工資收入產(chǎn)生一定的抑制作用。

從健康狀況來(lái)看，由于這一變量?jī)H對(duì)男性樣本而言是顯著的，因此只分析其對(duì)男性就業(yè)者的影響。良好的身體狀況對(duì)男性就業(yè)者的工資收入有著積極的促進(jìn)作用，但這種作用會(huì)隨著分位點(diǎn)的升高而逐漸減弱，說(shuō)明良好的健康狀況對(duì)低收入男性而言尤為重要。

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

1)性別、學(xué)歷水平、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻狀況以及健康狀況是我國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)中影響工資水平的主要因素，影響就業(yè)者薪酬待遇水平的因素大致相同，其最關(guān)鍵的因素還是學(xué)歷水平和工作經(jīng)驗(yàn)，說(shuō)明人力資本的提升有助于薪酬待遇水平的增長(zhǎng)。

2)各學(xué)歷水平下女性就業(yè)者的教育回報(bào)率均高于男性，說(shuō)明教育對(duì)女性工資收入的增長(zhǎng)有著更為積極的意義。其次，對(duì)于中低收入的男女兩性就業(yè)者而言，大學(xué)本?？平逃鼮橹匾鴮?duì)于高收入的就業(yè)者來(lái)說(shuō)，研究生及以上教育尤為重要。

3)婚姻狀況對(duì)男性和女性就業(yè)者的影響完全相反，傳統(tǒng)的男主外女主內(nèi)的家庭觀念使得婚姻關(guān)系對(duì)男性收入的影響具有積極的促進(jìn)作用，已婚女性由于把較多時(shí)間精力花費(fèi)在家庭生活，使其喪失獲得更高收入的一些機(jī)會(huì)，所以已婚身份對(duì)女性工資收入會(huì)產(chǎn)生一定的抑制作用。

3.2 啟示

1)雖然女性職工的教育回報(bào)率已經(jīng)超過(guò)男性，但其工資仍然普遍低于男性，造成這種現(xiàn)象可能是由于男性經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率高于女性，從而導(dǎo)致男性的人力資本比女性高。另一方面，女性在勞動(dòng)市場(chǎng)中遭受到了歧視。

2)婚姻狀況對(duì)男女兩性的影響截然相反，其對(duì)男性產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，而對(duì)女性產(chǎn)生一定的抑制作用。因此政府在鼓勵(lì)女性接受更高等教育的同時(shí)，應(yīng)增加更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，提供更多勞動(dòng)技能培訓(xùn)，讓女性累積更多工作經(jīng)驗(yàn)，從而全面增加女性自身的人資資本，進(jìn)而縮小性別工資差異。其次，家庭社會(huì)應(yīng)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)家庭的思想觀念，讓女性從家務(wù)勞動(dòng)中解放出來(lái)，讓女性就業(yè)者有更多的時(shí)間和精力去積累自身的人力資本，從而有機(jī)會(huì)和能力去獲得更高的工資收入。