高 嘉 誠(chéng)

(哈爾濱商業(yè)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院,黑龍江 哈爾濱 150028)

隨著大數(shù)據(jù)、云計(jì)算、人工智能等數(shù)字技術(shù)的不斷創(chuàng)新融合發(fā)展，以數(shù)據(jù)資源為重要生產(chǎn)要素、以全要素?cái)?shù)字化轉(zhuǎn)型為重要推動(dòng)力的數(shù)字經(jīng)濟(jì)正在蓬勃發(fā)展，數(shù)字領(lǐng)域就業(yè)加速增長(zhǎng)，新就業(yè)形態(tài)不斷涌現(xiàn),尤其是電子商務(wù)、平臺(tái)經(jīng)濟(jì)、共享經(jīng)濟(jì)等業(yè)態(tài)不斷衍生靈活就業(yè)新模式和創(chuàng)造眾多就業(yè)新機(jī)會(huì)，為進(jìn)一步提高女性勞動(dòng)參與率提供了巨大空間，但也對(duì)勞動(dòng)者的收入水平和工資差距產(chǎn)生了重要影響。

一、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題的提出

根據(jù)歧視偏好理論，隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)上作為少數(shù)群體的女性就業(yè)者數(shù)量的不斷增加，市場(chǎng)對(duì)她們的歧視程度會(huì)加重，從而導(dǎo)致同工不同酬現(xiàn)象。根據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的第47次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，截至2020年12月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)9.89億人，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)70.4%[1]。其中，女性網(wǎng)民比例不斷攀升，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比重日益提升的背景下，根據(jù)歧視偏好理論，互聯(lián)網(wǎng)使用情況必定會(huì)對(duì)性別工資收入分配產(chǎn)生影響。學(xué)界側(cè)重于研究互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資和性別工資差距的影響。

1.互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資的影響。學(xué)界關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)工資水平影響的研究表明，使用互聯(lián)網(wǎng)能提升整體工資水平。如Goss等基于美國(guó)1998年12月的人口調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)可以使平均工資增長(zhǎng)8.6%～29.9%[2]；Zoghi等基于加拿大工作場(chǎng)所和雇主調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)在2000年使用互聯(lián)網(wǎng)可以產(chǎn)生約16%的額外工資回報(bào)[3]；卜茂亮等基于CFPS 2008數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)與不使用互聯(lián)網(wǎng)的勞動(dòng)者相比，使用互聯(lián)網(wǎng)能產(chǎn)生可觀的額外收入[4]；劉曉倩等基于CFPS 2014數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)可以顯著提升工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、農(nóng)業(yè)收入以及其他收入[5]；賀婭萍等基于2004—2015年中國(guó)省級(jí)單元數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)降低了搜尋成本，提高了搜尋效率，有利于工資水平的提升[6]。

2.互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資差距的影響。學(xué)界關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資差距影響的研究存在分歧。部分學(xué)者認(rèn)為使用互聯(lián)網(wǎng)縮小了性別工資差距。如Ira等研究發(fā)現(xiàn)，女性使用互聯(lián)網(wǎng)的機(jī)會(huì)比男性少，但網(wǎng)絡(luò)的日益普及有助于縮小這種差異[7]；Black等研究發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)縮小了性別工資差異[8]；戚聿東等基于2010年、2013年和2015年的CGSS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)總體工資水平具有顯著的正向影響,尤其是對(duì)80后群體工資提升效果最優(yōu),且使用互聯(lián)網(wǎng)縮小了性別工資差距[9]。部分學(xué)者則認(rèn)為使用互聯(lián)網(wǎng)擴(kuò)大了性別工資差距。如Krueger研究發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)的差異會(huì)導(dǎo)致性別工資存在差距[10]；劉曉倩等基于CFPS 2014數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)雖然可以顯著提升工資性收入，但也擴(kuò)大了工資性收入的性別差距[5]；莊家熾等基于第三期中國(guó)婦女地位調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資的提升效果存在顯著的性別差距，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)女性工資的提升效果為男性的90.6%[11]；毛宇飛等基于CFPS 2010數(shù)據(jù)，采用基于再中心函數(shù)的工資分解方法研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)了性別工資的增長(zhǎng)，但加大了高收入就業(yè)者的性別工資差距[12]；劉雪晨等基于CGSS 2015數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)帶來(lái)的性別工資收入差距在各類(lèi)所有制企業(yè)中都顯著存在，其中，私有民營(yíng)和外資企業(yè)的性別差異較大，國(guó)有集體企業(yè)的性別差異較小[13]。

綜上，學(xué)界既有研究主要聚焦于互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資及性別工資差距的影響，但對(duì)性別工資差距影響的研究結(jié)論存在較大分歧，且較少研究互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資收入分配差距的影響。鑒于此，本研究基于2012年、2013年、2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey, CGSS)的數(shù)據(jù)，分析互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資及性別工資收入分配差距的影響，并進(jìn)一步分析國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資及性別工資收入分配差距的影響，以縮小數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下的性別工資收入分配差距。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)置與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查課題組于2012年、2013年、2015年的三輪住戶(hù)調(diào)查。這3個(gè)年份涉及我國(guó)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的不同時(shí)期。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查采用分層抽樣，涵蓋31個(gè)省級(jí)單位，是我國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目，由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行。該問(wèn)卷自2010年起增設(shè)針對(duì)個(gè)人互聯(lián)網(wǎng)使用情況的問(wèn)題調(diào)查。本研究選取年齡為18～60歲的樣本；收入變量只局限于從就業(yè)中所獲得的勞動(dòng)收入，不考慮非勞動(dòng)收入；根據(jù)勞動(dòng)者工作單位的所有制性質(zhì)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，2012年、2013年和2015年分別得到3 627個(gè)、2 255個(gè)和1 886個(gè)有效觀測(cè)樣本。根據(jù)樣本分析發(fā)現(xiàn)，男性和女性的就業(yè)分布均集中在國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)。鑒于此，本研究主要分析互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的性別工資及性別工資收入分配差距的影響。

(二)變量設(shè)置

根據(jù)研究目的將變量分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量。各變量的賦值詳見(jiàn)表1。

表1 各變量的賦值Table 1 Assignment of variables

(三)變量描述性統(tǒng)計(jì)

本研究實(shí)證分析的各變量樣本信息包括國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的整體均值、男性均值和女性均值，詳見(jiàn)表2和表3。

表2 國(guó)有企業(yè)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of related variables of state-owned enterprises

表3 民營(yíng)企業(yè)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 Descriptive statistics of related variables of private enterprises

1.被解釋變量。被解釋變量為年工資收入。在問(wèn)卷中通過(guò)“過(guò)去一年，您的工資收入是多少”進(jìn)行測(cè)量。國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的性別工資差距均隨著年份的推進(jìn)呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)。其中，國(guó)有企業(yè)的性別工資差距從0.288 8上升到0.536 1再下降到0.317 8,民營(yíng)企業(yè)的性別工資差距從0.716 3上升到0.750 0再下降到0.494 8。整體來(lái)看，國(guó)有企業(yè)中女性年工資收入的均值比男性低0.3～0.5，而民營(yíng)企業(yè)中女性年工資收入的均值比男性則低0.5～0.7?？梢?jiàn)，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的性別工資差距均較大。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)使用情況。在問(wèn)卷中通過(guò)“過(guò)去一年中，您對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用情況”進(jìn)行測(cè)量，選項(xiàng)分為從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、非常頻繁等5個(gè)等級(jí)，依次賦值為1～5分。國(guó)有企業(yè)中女性互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值均高于男性，尤其在2015年均值達(dá)到4.128 5，與男性的3.876 7存在本質(zhì)性差距。而民營(yíng)企業(yè)中女性互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值僅在2012年高于男性，2013年和2015年均略低于男性?？梢?jiàn)，國(guó)有企業(yè)的女性職工在日常生活中較經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)，而民營(yíng)企業(yè)的女性職工在日常生活中則較少使用互聯(lián)網(wǎng)。

3.控制變量?？刂谱兞堪ㄐ詣e、年齡、年齡的平方、受教育年限、非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)、母親受教育年限、戶(hù)籍狀況和婚姻狀況。其中，年齡方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工約40～41歲，女性職工約37～38歲；民營(yíng)企業(yè)中男性職工約36～39歲，女性職工約36歲。受教育年限方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工約13年，女性職工約14年；民營(yíng)企業(yè)中男性職工和女性職工均約11年。非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工約18～19年，女性職工約14～16年；民營(yíng)企業(yè)中男性職工約13～15年，女性職工約11～12年。母親受教育年限方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工約6年，女性職工約7年；民營(yíng)企業(yè)中男性職工約4～5年，女性職工約5年。戶(hù)籍狀況方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工和女性職工的城市戶(hù)口占比均約85%；民營(yíng)企業(yè)中男性職工和女性職工的城市戶(hù)口占比均約50%?；橐鰻顩r方面，國(guó)有企業(yè)中男性職工和女性職工的已婚占比均約82%；民營(yíng)企業(yè)中男性職工和女性職工的已婚占比差異較大，其中，男性職工的波動(dòng)性較大，最低一年占比為67.36%，最高一年占比為85.16%，而女性職工則相對(duì)較為穩(wěn)定，占比約77%?？梢?jiàn)，在國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中，女性整體比男性更為年輕，自身和母親的受教育程度均更高，但非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)較少。同時(shí)，國(guó)有企業(yè)職工的城市戶(hù)口占比和已婚占比均高于民營(yíng)企業(yè)職工。

(四)年工資收入的核密度估計(jì)

由于年工資收入的描述性統(tǒng)計(jì)是從樣本平均數(shù)角度出發(fā)的，無(wú)法反映樣本中被調(diào)查者年工資收入的分布情況。因此，需要對(duì)年工資收入進(jìn)行核密度估計(jì)來(lái)進(jìn)一步觀察被調(diào)查者的年工資收入的分布情況。由圖1和圖2可知，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)職工年工資收入的核密度分布均呈現(xiàn)出右偏特征。這表明國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中的中低工資收入者占多數(shù)，一定程度上可以反應(yīng)出國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)可能存在工資收入分配不公平的現(xiàn)象。

圖1 國(guó)有企業(yè)職工年工資收入的核密度估計(jì)圖Fig.1 Kernel density estimation of annual income of state-owned enterprises

圖2 民營(yíng)企業(yè)職工年工資收入的核密度估計(jì)圖Fig.2 Kernel density estimation of annual income of private enterprises

本研究進(jìn)一步通過(guò)散點(diǎn)圖的形式描述分析女性相對(duì)就業(yè)水平與相對(duì)年工資收入水平的關(guān)聯(lián)性(圖3)。由圖3可知，在2012年、2013年、2015年，當(dāng)女性的相對(duì)就業(yè)水平上升時(shí)，其相對(duì)年工資收入水平均下降，表明女性可能受到較強(qiáng)的性別歧視。

圖3 女性相對(duì)就業(yè)水平與相對(duì)年工資收入水平的關(guān)聯(lián)性Fig.3 Correlation between women′s relative employment level and relative annual income level

(五)模型設(shè)定

本研究基于Krueger的工資方程設(shè)定形式[10]，為了考察互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別年工資收入的影響程度，引入核心解釋變量——互聯(lián)網(wǎng)使用情況；并基于Krueger的工資方程，針對(duì)其設(shè)定的控制變量——非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)的平方項(xiàng)進(jìn)行修改，雖然非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛲ㄟ^(guò)提升人力資本稟賦來(lái)提升工資水平，但勞動(dòng)者最終主要是由于年齡的限制而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，而不是由于非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)的限制而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。因此，不應(yīng)研究非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)和工資是否呈倒U型關(guān)系，而應(yīng)研究年齡和工資是否呈倒U型關(guān)系。于是，本研究進(jìn)一步在控制變量中引入年齡的平方項(xiàng)。構(gòu)建方程如下：

Lt=αt+βtIt+∑γtCt+εt

(1)

其中,L表示年工資收入;I表示互聯(lián)網(wǎng)使用情況;C表示控制變量，包括年齡、受教育年限、非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)、母親受教育年限、戶(hù)籍狀況和婚姻狀況，為了考察年齡和工資之間是否存在倒U型關(guān)系，引入年齡的平方項(xiàng);t表示年份;αt、βt、γt表示相應(yīng)的回歸系數(shù);εt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。采用分位數(shù)回歸法對(duì)樣本分性別進(jìn)行回歸分析，可以考察在年工資收入水平的不同分布位置上，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資水平影響的差異；且采用分位數(shù)回歸法不易受極端值影響，得出的互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資水平影響的結(jié)果更加穩(wěn)健。構(gòu)建分位數(shù)回歸模型如下：

Qiφ(Li|Xi)=βiφXi+μiφ

(2)

其中,i表示不同個(gè)體,Qiφ(Li|Xi)表示在給定特征變量Xi的條件下與分位數(shù)φ相對(duì)應(yīng)的條件分位數(shù),βiφ表示各分位點(diǎn)上不同特征變量的回歸系數(shù),μiφ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。分位數(shù)回歸可選取任意特定分位數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，本研究選取25%、50%和75%等具有代表性的分位數(shù)，并通過(guò)最小化方程得到系數(shù)估計(jì)值。構(gòu)建最小化方程如下：

min{∑0≤i≤mφ|Li-βiφXi|+∑0≤i≤mφ|Li-βiφXi|}

(3)

基于此，本研究進(jìn)一步通過(guò)再中心化影響函數(shù)探究性別工資收入分配差距及其影響因素，以考察互聯(lián)網(wǎng)使用情況是否有助于縮小性別內(nèi)部以及性別之間的工資收入分配差距。再中心化影響函數(shù)的無(wú)條件期望就是其相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量本身，具體計(jì)算公式為：

(4)

其中,R表示再中心化影響函數(shù),Fl表示年工資收入的原始分布,v表示目標(biāo)統(tǒng)計(jì)量。

將R[L,v(Fl)]作為被解釋變量,對(duì)R[L,v(Fl)]=Xβ+ε進(jìn)行回歸分析，再對(duì)其左右兩側(cè)取無(wú)條件期望，由于R的無(wú)條件期望就是其相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量,ε的期望值為0，可以得到目標(biāo)統(tǒng)計(jì)量的回歸結(jié)果：

(5)

在再中心回歸的基礎(chǔ)上，采用再中心化瓦哈卡分解方法根據(jù)性別進(jìn)行分解處理，以考察工資收入分配的性別差距以及互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資收入分配差距的貢獻(xiàn)度及年份變化趨勢(shì)。

三、實(shí)證分析

(一)互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資的影響

本研究采用Stata 16.0進(jìn)行回歸分析，為了消除樣本中可能存在的極端值影響，采用分位數(shù)回歸法對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中的男性工資和女性工資分別進(jìn)行回歸分析?；ヂ?lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的性別工資影響的分位數(shù)回歸分析結(jié)果詳見(jiàn)表4和表5。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)性別工資影響的分位數(shù)回歸分析結(jié)果 Table 4 Quantile regression results of the influence of internet usage on gender income in state-owned enterprises

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)民營(yíng)企業(yè)性別工資影響的分位數(shù)回歸分析結(jié)果Table 5 Quantile regression results of the influence of internet usage on gender income in private enterprises

由表4可知，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)男性職工和女性職工的年工資收入整體具有顯著的正向影響，僅在2012年對(duì)國(guó)有企業(yè)女性職工年工資收入影響不顯著。2012年、2013年和2015年，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)男性職工年工資收入影響的系數(shù)依次為0.094 2、0.136 0、0.052 2，呈現(xiàn)出先增長(zhǎng)后下降的趨勢(shì)；對(duì)女性職工年工資收入影響的系數(shù)則依次為0.057 1、0.087 2、0.151 7，呈現(xiàn)出隨著年份增加而增長(zhǎng)的趨勢(shì)。結(jié)合表2中2012年和2013年的數(shù)據(jù)來(lái)看，國(guó)有企業(yè)男性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值分別為3.421 2、3.463 5，均低于女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值3.686 0、3.824 6。這表明雖然國(guó)有企業(yè)男性職工對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用情況低于女性，但使用互聯(lián)網(wǎng)給男性職工帶來(lái)的年工資收益卻高于女性職工。這個(gè)差距可能是緣于互聯(lián)網(wǎng)使用目的存在差異，也可能是緣于2012年和2013年國(guó)有企業(yè)內(nèi)部存在較強(qiáng)的性別歧視。結(jié)合表2中2015年的數(shù)據(jù)來(lái)看，女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值達(dá)到4.128 5，高于男性職工的3.876 7。這表明女性職工在這一階段經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)，而男性職工僅處于有時(shí)使用互聯(lián)網(wǎng)，這種具有本質(zhì)性差距的互聯(lián)網(wǎng)使用情況為國(guó)有企業(yè)女性職工帶來(lái)更高的工資收益。這可能是緣于國(guó)有企業(yè)女性職工更加熟練地使用互聯(lián)網(wǎng)可以使其工作更有效率，使得雇主和雇員明白女性也可以把工作做得很好，消除雇主和雇員對(duì)女性的性別歧視。可見(jiàn)，在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)職工年工資收入的影響具有顯著的性別差距。

由表5可知，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)民營(yíng)企業(yè)男性職工和女性職工的年工資收入具有顯著的正向影響。2012年、2013年和2015年，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)民營(yíng)企業(yè)男性職工年工資收入影響的系數(shù)依次為0.092 8、0.101 4、0.118 6，呈現(xiàn)出不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)；對(duì)女性職工年工資收入影響的系數(shù)依次為0.102 2、0.056 5、0.083 4，呈現(xiàn)出隨年份增加先下降后上升的趨勢(shì)。結(jié)合表3和表5來(lái)看，2012年，當(dāng)女性的互聯(lián)網(wǎng)使用情況與男性存在本質(zhì)性差距時(shí)，使用互聯(lián)網(wǎng)給民營(yíng)企業(yè)女性職工帶來(lái)的工資收益高于男性；2013年和2015年，當(dāng)民營(yíng)企業(yè)女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況與男性基本持平時(shí)，使用互聯(lián)網(wǎng)給民營(yíng)企業(yè)男性職工帶來(lái)的工資收益則遠(yuǎn)高于女性。這可能是緣于在2013年和2015年民營(yíng)企業(yè)對(duì)女性存在較強(qiáng)的性別歧視?？梢?jiàn)，在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)民營(yíng)企業(yè)職工年工資收入的影響具有顯著的性別差距。

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)使用情況整體上有助于顯著提升男性職工和女性職工的工資收入，但存在顯著的性別差距。因此，有必要對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資收入分配差距的影響進(jìn)行進(jìn)一步研究。

(二)基于再中心化影響函數(shù)的瓦哈卡分解結(jié)果

在進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)性別工資收入分配差距影響的研究前，首先借鑒袁青川等針對(duì)再中心化基尼系數(shù)的計(jì)算方法[14]，計(jì)算出再中心化基尼系數(shù)；并進(jìn)一步采用Stata 16.0統(tǒng)計(jì)軟件，使用再中心回歸法通過(guò)分組處理效應(yīng)來(lái)驗(yàn)證女性職工的工資收入分配是否相較于男性職工更不公平。由表6可知，性別變量對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的再中心化基尼系數(shù)除了2015年的影響不顯著外，其余年份的影響均顯著為正。同時(shí)，結(jié)合2015年的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤仍然可以得出性別變量對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的再中心化基尼系數(shù)均具有大于零的正向影響?？梢?jiàn)，無(wú)論是國(guó)有企業(yè)還是民營(yíng)企業(yè)，女性職工的工資收入分配相對(duì)于男性職工均更加不公平，且民營(yíng)企業(yè)的這種不公平現(xiàn)象更為嚴(yán)重。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)性別工資收入分配的影響Table 6 The impact of Internet usage on gender income distribution between state-owned enterprises and private enterprises

基于上述分析，為了進(jìn)一步考察國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)存在的性別工資收入分配差距，以及互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)該差距的貢獻(xiàn)度，以性別作為分組依據(jù)(男性=0，女性=1)，采用基于再中心化影響函數(shù)的瓦哈卡分解方法對(duì)各年份再中心化基尼系數(shù)的性別差距進(jìn)行分解，具體將各影響因素對(duì)性別工資收入分配差距的貢獻(xiàn)度分解為人力資本特征造成的差距和性別歧視效應(yīng)造成的差距。分解結(jié)果詳見(jiàn)表7和表8。

近年，江蘇不斷加大水利信息化建設(shè)投入，大力推進(jìn)防汛防旱信息化進(jìn)程，開(kāi)展了以水情自動(dòng)測(cè)報(bào)、閘站自動(dòng)控制、通信網(wǎng)絡(luò)、防汛會(huì)商、調(diào)度決策支持等為重點(diǎn)的水利信息化建設(shè)，逐步形成了集防汛信息采集、防汛通信、計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)和決策支持于一體的防汛決策指揮初步框架，實(shí)現(xiàn)全省水雨情、氣象、工情信息的自動(dòng)采集。同時(shí)，按照省、市、縣三級(jí)網(wǎng)絡(luò)架構(gòu)，實(shí)現(xiàn)省中心、市縣水利局及廳屬水利工程管理處等網(wǎng)絡(luò)的互聯(lián)互通。已建成的防汛決策支持系統(tǒng)和現(xiàn)有的信息化技術(shù)為研發(fā)移動(dòng)式應(yīng)急指揮所提供了強(qiáng)有力的技術(shù)支撐。

表7 基于再中心化影響函數(shù)的國(guó)有企業(yè)瓦哈卡分解結(jié)果Table 7 Oaxaca decomposition of state-owned enterprises based on recentered influence function

表8 基于再中心化影響函數(shù)的民營(yíng)企業(yè)瓦哈卡分解結(jié)果Table 8 Oaxaca decomposition of private enterprises based on recentered influence function

由表7可知，2012年、2013年和2015年，國(guó)有企業(yè)的再中心化基尼系數(shù)差距依次為0.021 1、0.027 4、0.013 8，表明國(guó)有企業(yè)的性別工資收入分配差距隨著年份的推進(jìn)呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)。通過(guò)分解，可以進(jìn)一步觀察人力資本特征和性別歧視效應(yīng)所造成的性別工資收入分配差距。

(1)從人類(lèi)資本特征造成的差距來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距均為負(fù)值。2012年、2013年和2015年，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距依次為-0.000 2、-0.001 7、-0.000 3，占比依次為-0.947 9%、-6.204 4%、-2.173 9%。結(jié)合表2和表7來(lái)看，當(dāng)女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況高于男性職工時(shí)，可以從人力資本角度減小與男性職工之間的性別工資差距。這表明女性對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的更多使用可以顯著改善女性人力資本水平，進(jìn)而縮小國(guó)有企業(yè)性別工資收入分配差距。

(2)從性別歧視效應(yīng)造成的差距來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距整體以負(fù)值為主。2012年、2013年和2015年，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距依次為0.027 6、-0.003 8、-0.013 8，占比依次為130.805 7%、-13.868 6%、-100.000 0%?？梢?jiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用情況在2012年會(huì)擴(kuò)大國(guó)有企業(yè)性別工資收入分配差距，在2013年和2015年則會(huì)縮小該差距，尤其在2015年使用互聯(lián)網(wǎng)極大地縮小了國(guó)有企業(yè)對(duì)女性職工的性別歧視，進(jìn)而縮小了國(guó)有企業(yè)的性別工資收入分配差距。結(jié)合表2和表7來(lái)看，2012年，當(dāng)女性職工的互聯(lián)網(wǎng)使用情況與男性職工差距不大時(shí)，使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)加大國(guó)有企業(yè)對(duì)女性職工的性別歧視；2015年，當(dāng)女性職工的互聯(lián)網(wǎng)使用情況與男性職工存在本質(zhì)性差距時(shí)，使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)極大地縮小國(guó)有企業(yè)對(duì)女性職工的性別歧視。這表明互聯(lián)網(wǎng)使用情況通過(guò)顯著縮小性別歧視進(jìn)而極大地縮小性別工資收入分配差距。

由表8可知，2012年、2013年和2015年，民營(yíng)企業(yè)的再中心化基尼系數(shù)差距依次為0.039 8、0.035 9、0.009 4，表明民營(yíng)企業(yè)的性別工資收入分配差距隨著年份的推進(jìn)呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。通過(guò)分解，可以進(jìn)一步觀察人力資本特征和性別歧視效應(yīng)所造成的性別工資收入分配差距。

(1)從人類(lèi)資本特征造成的差距來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距整體以正值為主。在2012年、2013年和2015年，互聯(lián)網(wǎng)使用情況造成的性別工資收入分配差距依次為-0.001 3、0.000 1、0.000 4，占比依次為-3.266 3%、0.278 6%、4.255 3%。結(jié)合表3和表8來(lái)看，2012年，當(dāng)女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況高于男性職工時(shí)，可以從人力資本角度減小與男性職工之間的性別工資差距；2013年和2015年，當(dāng)女性職工互聯(lián)網(wǎng)使用情況低于男性職工時(shí)，可以從人力資本角度加大與男性職工之間的性別工資差距。

綜上所述，隨著年份的推進(jìn)無(wú)論是國(guó)有企業(yè)還是民營(yíng)企業(yè)，性別歧視均是造成其工資收入分配不公平的主要因素?；ヂ?lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)職工的工資收入分配差距的影響存在性別差異。

四、結(jié)論與對(duì)策

(一)結(jié)論

基于2012年、2013年、2015年的CGSS數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法實(shí)證分析互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)性別工資的影響，并進(jìn)一步通過(guò)再中心化瓦哈卡分解對(duì)性別工資收入分配差距進(jìn)行分解，得出以下結(jié)論：(1)互聯(lián)網(wǎng)使用情況整體上顯著正向影響國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)職工的年工資收入，但存在顯著的性別差異，對(duì)國(guó)有企業(yè)女性職工和民營(yíng)企業(yè)男性職工年工資收入的提升效果更優(yōu)。(2)國(guó)有企業(yè)的性別工資收入分配差距隨著年份的推進(jìn)呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)，而民營(yíng)企業(yè)則呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)；且互聯(lián)網(wǎng)使用情況對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)職工的工資收入分配差距的影響存在性別差異。

(二)對(duì)策

在數(shù)字經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展的背景下，互聯(lián)網(wǎng)的推廣和普及有利于性別工資收入水平的整體提升以及性別工資收入分配差距的縮小，應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化男女平等的性別觀念、落實(shí)女性保護(hù)的法規(guī)政策、加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)使用的技能培訓(xùn)等，以縮小性別工資收入分配差距。

1.強(qiáng)化男女平等的性別觀念。強(qiáng)化男女平等的性別觀念，有助于防止性別歧視的產(chǎn)生。一方面，要加大男女平等性別觀念的宣傳。在堅(jiān)持男女平等的基本國(guó)策的前提下，政府要加強(qiáng)對(duì)媒體的引導(dǎo)和監(jiān)督，通過(guò)報(bào)紙、電視、廣播等傳統(tǒng)媒體，微博、微信等新興媒體，地鐵、公交等交通媒體，形成宣傳矩陣，推送男女平等性別觀念的公益廣告和宣傳軟文，強(qiáng)化整個(gè)社會(huì)和公眾對(duì)該觀念的認(rèn)知和認(rèn)同，加大男女平等性別觀念的宣傳。另一方面，要營(yíng)造男女平等就業(yè)的社會(huì)氛圍。社會(huì)各界要切實(shí)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，主動(dòng)給予女性更多的關(guān)愛(ài)和支持，為平衡性別比作出應(yīng)有的貢獻(xiàn)。尤其是要強(qiáng)化用人單位的主體責(zé)任，重點(diǎn)關(guān)注各地區(qū)國(guó)有企業(yè)、事業(yè)單位和知名企業(yè)面向高校畢業(yè)生的招聘活動(dòng)和招聘信息，糾正涉嫌就業(yè)性別歧視的行為，消除不良影響，營(yíng)造男女平等就業(yè)的良好社會(huì)氛圍。

2.落實(shí)女性保護(hù)的法規(guī)政策。落實(shí)女性保護(hù)的法規(guī)政策，有助于切實(shí)保障女性合法權(quán)益。各地相關(guān)職能部門(mén)應(yīng)加大對(duì)性別歧視行為的監(jiān)督和查處，采取獎(jiǎng)罰并施的方式，將激勵(lì)與懲罰雙管齊下，切實(shí)發(fā)揮法律法規(guī)的強(qiáng)制力和約束力，切實(shí)保障女性的合法權(quán)益。其中，通過(guò)激勵(lì)政策，對(duì)用工性別結(jié)構(gòu)合理、性別薪資平等的用人單位進(jìn)行稅費(fèi)減免和補(bǔ)貼，鼓勵(lì)用工單位消除性別歧視；通過(guò)懲罰政策，對(duì)用工性別結(jié)構(gòu)不合理、性別薪資不平等的用人單位進(jìn)行罰款，免除其當(dāng)前享受的一系列稅收優(yōu)惠政策，以及通報(bào)批評(píng)等，防止用工單位產(chǎn)生性別歧視行為。同時(shí)，應(yīng)通過(guò)多方維權(quán)渠道幫助女性了解可以享受的相關(guān)權(quán)益，支持和幫助在就業(yè)中受到不平等待遇的女性理性維權(quán)，如通過(guò)撥打全國(guó)婦聯(lián)婦女維權(quán)公益服務(wù)熱線及時(shí)對(duì)遭受到和可能遭受到的性別歧視行為進(jìn)行咨詢(xún)并獲取專(zhuān)業(yè)意見(jiàn)，切實(shí)保障女性合法權(quán)益。

3.加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)使用的技能培訓(xùn)。加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)使用的技能培訓(xùn)，有助于提升女性的信息素養(yǎng)。政府應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)線上線下培訓(xùn)一體化，在定期組織大中專(zhuān)院校以線下培訓(xùn)的方式對(duì)女性展開(kāi)互聯(lián)網(wǎng)技能培訓(xùn)的同時(shí)，積極研發(fā)線上培訓(xùn)課程，以多元化的方式更好地滿(mǎn)足女性群體的互聯(lián)網(wǎng)技能培訓(xùn)需求。同時(shí)，針對(duì)不同女性群體的互聯(lián)網(wǎng)技能需求進(jìn)行定制化的互聯(lián)網(wǎng)技能培訓(xùn)，既提供打字技能、互聯(lián)網(wǎng)信息檢索技能、office辦公軟件操作技能等基礎(chǔ)技能培訓(xùn)，也提供網(wǎng)絡(luò)會(huì)計(jì)學(xué)堂、網(wǎng)絡(luò)計(jì)算機(jī)編程學(xué)堂、網(wǎng)絡(luò)法律學(xué)堂等專(zhuān)業(yè)技能培訓(xùn)，以更好地滿(mǎn)足女性群體多元化的互聯(lián)網(wǎng)技能培訓(xùn)需求。