我国城市就业人员性别工资歧视的估计，本文主要内容关键词为：就业人员论文,性别论文,工资论文,我国论文,城市论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
生理特点和社会分工的差别导致了劳动力市场中的性别不平等现象。前新古典经济理论认为女性低收入的原因是劳动生产率低下，缺乏工会支持，受教育程度低，生活标准较低，就业面窄，就业的从属特征等。福西特（Fawcett ）和埃奇沃思（Edgeworth）提出拥挤假说，[1](P191—215)[2](p1—6)[3](P431—457) 认为女性收入低于男性在于她们就业被限制在狭窄的职业领域。弗洛伦斯（Florence）提出另外的看法，性别工资差别不在于两者生产率的差别，而在于家庭与社会习惯使女性在劳动力市场上缺乏流动性，以及男性不情愿与女性一起工作，尤其是女性的领导和管理。[4](P19—37) 人力资本理论把女性在劳动力市场上的劣势归因于两性在人力资本投资上的差异性。[5][6](P7—23) 当代经济学家对歧视问题的分析起源于贝克尔模型，[5][6] 贝克尔（Gary S.Becker）认为歧视的根源在于偏见，而且是可以用货币来衡量的，并第一个建立了解释歧视经济效应的模型。[7]
我国性别歧视产生的原因有别于西方，特别是在经济转轨时期，影响性别不平等的“基本力”归纳起来主要有文化传统、国家再分配和市场机制。我国传统文化中对女性的歧视将影响雇主或经理，使得女性雇员的报酬低于具有同样生产力的男性雇员的报酬，从而产生收入的性别不平等。但是在计划经济时期，城市女性劳动力与男性一样，被纳入统一的就业、福利和保障体系中，并在意识形态上大力宣传男女平等，所以到经济改革开始年份，我国已成为世界上男女两性差距最小的国家之一。[8] 市场机制对性别歧视的影响有三种观点：一是市场机制弱化了国家再分配机制，扩大了劳动力市场歧视；[9][10](P79—96)[11](P97—110) 二是性别不平等有自身的逻辑，市场导向改革对其影响是非直接的和不确定的；[12][13] 三是文化性歧视已经终结，国家再分配制度影响是暂时的、局部的，随着地区市场化程度由低到高，中低学历城市劳动者的两性就业差异先升后降，呈现曲线关系，高学历劳动者就业的性别差异与地区市场化进程无关。[14]
本文不再给出我国劳动力市场上性别歧视的新的理论解释，主要目的在于对当前劳动力市场上性别工资歧视程度作一个定量分析，估计出歧视造成的性别工资收入差距到底有多大，以期对性别歧视的理论研究和消除歧视的政策建议提供一点依据。
为了测量歧视的程度，需要对性别工资差异进行分解， 基本分解方法有Blinder（1973）和Oaxaca（1973）模型，他们将性别工资差异分解为两部分：一是不同性别个体特征水平不同形成的差距，如受教育程度、经验、培训等；二是歧视形成的差距。[14][15] Cotton（1988）改进了Blinder-Oaxaca方法，即利用不同组别估计参数作为权重得到不同的分解结果的问题，他将两类不同群体的工资差异分为三部分：一是由于不同个体特征水平形成的工资差别；二是对有利群体的偏袒形成的工资差别，这种情况是对不利群体的反向歧视；三是对不利群体的直接歧视形成的工资差别。[16] Brown,moon and zoloth（1980）结合拥挤理论，将职业分隔因素考虑进工资分解方程，将工资差异分解为四个部分：一是在既定的职业分布内因个体特征不同形成的工资差异；二是在既定的职业分布内歧视形成的工资差异；三是由于个体特征不同而形成的期望职业分布不同导致的工资差异；四是根据不同个体特征而形成的期望职业分布后仍然存在的工资差异，也就是职业歧视部分。[17]
近几十年来，工资差异分解方法有了很大的改进，但多是在Blinder-Oaxaca方法上进行的，本文依然采用Blinder-Oaxaca基本分解方法。
二、模型方法
Becker（1957）认为歧视是可以用货币来衡量的，并提出歧视系数的概念，为经济学对歧视的量化分析提供了工具。[7] 他将市场歧视系数定义为，劳动力市场上两群体间有歧视时的工资率之比与没有歧视时工资率之比的差额，即：
D＝W[m]／W[f]＝（W[m]／W[f]）[0]（1）
其中，m、f分别表示男性女性两个群体，（W[m]／W[f]）[0]表示没有歧视时两性工资率之比，它等于两者边际生产力之比（MP[m]／MP[f]）。如果W[f]〈MP[f]，表示对f群体的歧视；如果W[m]〉MP[m]，则表示对m群体的偏袒、任人唯亲、裙带主义等。将Becker歧视系数用百分比形式表示，即：
附图
其中，
为m、f两性平均工资比率。如果将（2）式用对数形式表示，那么性别工资差异就可以表示为：
附图
对于ln
，我们可以根据工资决定方程，用最小二乘法估计出工资决定的参数结构。工资决定方程用半对数形式：
ln（W[i]）=β[，0]＋∑[n][，j＝1]β[，i]X[，ji]＋μ[，i]（4）
其中，W[，i]为小时工资率，X[，li]……X[，ji]为个人特征向量（工资决定因素），β[，i]为系数向量，μ[，i]为误差项。那么（3）式又可以写作：
附图
对（5）进行调整，就可以得出Blinder（1973）和Oaxaca（1973）工资差异分解方程：
附图
R表示性别工资总差异，这样R就被分解为U＋E＋C三部分，其中E可以看作是假设男性工资决定估计参数没有歧视时，两群体因个体特征平均水平不同而产生的工资差别，即使按劳付酬，差别也不能消除；C＋U表示歧视性的差别对待，事实上就是不平等的工资补偿结构造成的。
三、数据与变量选择
本文使用的数据来源于国家统计局城市社会经济调查总队所做的《中国城市住户调查》，数据的年限是2002年。中国城市住户调查对象是城市市区和县城关镇区居民委员会行政管理区域内的住户，国家重点调查点共226个，其中城市146个，县城80个，调查的样本量25000户。调查内容包括8个部分，本文主要使用“城市居民家庭成员基本情况”材料，剔除未就业者，样本总数为32257人。
为了衡量性别工资歧视的程度，我们以Mincer工资决定方程为基础，选取了以下与人力资本有关的特征以及其它方面的个体特征作为控制变量：
经验：以第一次参加工作时间作为经验的代理变量。
教育：按照国家教育体制的规定，个体样本接受的最高学历，分为九类：未上过学、扫盲班、小学、初中、高中、中专、大学专科、大学本科、研究生。为便于运用模型进行数量上的分析，将文化程度量化为受教育年限，依次设定为0、1、6、9、11、12、14、16、19年。
职工单位所有制性质：分为国有经济单位职工、城镇集体经济单位职工、其他各种经济类型单位职工（联营经济、股份制经济、外商和港、澳、台经济、等）、城镇个体或私营企业主、城镇个体或私营企业被雇佣者、其他就业者等。
行业：各行业分为十六大类。（见表1）
表1 城市居民工资方程回归系数表（被解释变量：对数小时工资）
男性居民 女性居民
解释变量回归系数
t值
回归系数t值
常数项 -0.6810
-8.80[*]-0.7268
-8.51[*]
参加工作时间0.041011.72[*]0.03198.40[*]
参加工作时间平方
-0.0008
-10.17[*]
-0.0005
-5.43[*]
教育0.059616.14[*]0.0591
13.21[*]
单位所有制性质
国有经济单位职工0.565614.77[*]0.619819.50[*]
城镇集体经济单位职工0.3853 8.31[*]0.399110.16[*]
其他各种经济类型单位职工0.811118.67[*]0.778419.79[*]
城镇个体或私营企业主
-1.6918
-23.61[*]
-1.3601
-17.85[*]
城镇个体或私营企业被雇者0.1711 3.87[*]0.1829 4.44[*]
其他就业者——
农、林、牧、渔业
-0.0957
-1.080.0287 0.25
采掘业 -0.3016
-3.51[*]-0.0021-0.02
制造业 -0.2615
-4.46[*]-0.0556-0.98
电力、煤气及水的生产和供应业0.07591.110.2575 3.30[*]
建筑业 -0.1690
-2.55[*]-0.0667-0.85
地质勘查业、水利管理业 -0.2722
-2.50[*] 0.0629 0.40
交通运输、仓储及邮电通信业 -0.0161
-0.260.1974 3.08[*]
批发和零售贸易、餐饮业 -0.2517
-4.02[*]-0.0548-0.92
金融、保险业0.03150.440.2055 3.01[*]
房地产业0.06900.870.3145 2.94[*]
社会服务业 -0.1670
-2.71[*]-0.1297-2.33[*]
卫生、体育和社会福利业 -0.0428
-0.610.1349 2.10[*]
教育、文化艺术和广播电影电视业 0.01720.270.1507 2.43[*]
科学研究和综合技术服务业0.11221.510.3445 3.95[*]
国家机关、党政机关和社会团体
-0.0681
-1.120.1285 2.19[*]
其他行业 ——
各类专业技术人员0.50667.92[*] 0.3744 5.51[*]
国家机关党群组织、企事业单位负责人 0.63599.32[*] 0.4901 5.73[*]
办事人员和管理人员 0.50668.09[*] 0.3499 5.45[*]
商业工作人员0.30294.27[*] 0.1237 1.72
服务性工作人员 0.26584.12[*] 0.0336 0.51
农林牧渔劳动者 -0.1401
-0.68
-0.1679-0.58
生产工人、运输工人和有关人员0.31475.08[*] 0.0352 0.53
不便分类的其他劳动者 ——
培训0.18432.38[*] 0.1797 2.11[*]
未婚— —
有配偶 0.12833.66[*] 0.1105 3.05[*]
离婚
-0.2933
-2.29[*] 0.1586 2.11[*]
丧偶
-0.0840
-0.46[*] 0.0176 0.20
东部沿海地区0.3501
20.37[*] 0.320616.04[*]
中西部地区——
F
147.37126.71
Prob＞F 0.000 0.000
R—squared 0.38340.3966
Number of obs
8333 6784
注：*表示t值的显著性概率在5％的水平上显著。
职业：就业人员目前所从事的主要职业，分为八类。按所从事的工作性质分类，不考虑行业。（见表1）
岗位培训：指在岗职工脱产或半脱产学习，由单位支付职工在学期间的全部或部分学习费用。
婚姻状况：指未婚、有配偶、离婚、丧偶等情况。
所在地区：分为东部沿海地区和中西部地区。
被解释变量采用对数小时工资形式。
四、经验分析及结果
根据回归结果分析，（见表2）男性和女性总的工资差异达到25％（按几何平均数计算），其中，13.6％要归结于个体特征平均水平差异的影响，即使没有工资歧视，也会有这样的差距；其余11.4％是由歧视造成的，也就是说，由于工资歧视的作用，女性实际工资收入要比其应得的工资收入少约11.4％。这样在工资总差异中，属于个体特征平均水平差异影响占到54.4％，属于工资歧视影响的占到45.6％。根据城市住户调查数据，2002年城市居民男性女性月平均工资及补贴收入差额为248元，如果忽略月工作小时数差异影响，再按我们测定的歧视程度计算，城市女性就业者因为工资歧视，其月平均工资及补贴收入就要比男性少113元。
表2 性别工资差异分解表
工资收入的决定因素 合计影响 个体平均特征差异对 工资决定因素系数对
(E+C) 工资收入影响(E) 工资收入影响(C)
经验7.72.9 4.8
教育2.21.7 0.5
单位所有制性质 1.45.3-3.9
行业-11.9 0.4
-12.3
职业17.4
2.415.0
岗位培训0.00.0 0.0
婚姻状况1.30.8 0.6
所在地区2.20.1 2.2
小计
20.4％
E=13.6％ C=6.8％
常数项U=4.6％
总计 R=25.0％
D=C+U=11.4％
注：R表示工资总差异，E为不同的个体特征水平产生的工资差异部分，C 为工资收入的决定因素的系数差别产生的工资差异部分，U是常数项不同产生的工资差异。
从模型中歧视对性别工资差异的影响来看，又可以分为两部分：一是由常数项形成的4.6％，根据模型解释，这是典型的歧视；二是个体特征因素所获得的工资报酬（控制变量系数）差别形成的6.8％，这种系数差别事实上就是不平等的工资补偿结构，属于工资歧视。
对性别工资歧视的进一步分析表明，职业因素在其中起到最主要作用，对有利于男性的工资收入差距的影响达到15％，而其中“生产工人、运输工人和有关人员”、“服务性工作人员”、“办事员和管理人员”（管理人员指无专业职称也无大学和中专文化程度的经济管理专业人员）三类职业又占到11.4％，这与拥挤假说理论是一致的。拥挤假说理论认为女性收入低于男性在于她们被限制在狭窄的职业领域，低工资报酬职业中分布比例过高，高工资报酬职业中分布比例不足，而上述三种职业正是处在职业分布的低收入行列中。其次是经验因素，男性每增加一年工作经验要比女性多增加工资收入达4.8％。再次是所在地区因素，该因素可以看作是市场化程度的代理变量，东部沿海地区市场化程度较高，对有利于男性工资收入的影响达到2.2％，由此看出，市场化扩大了性别工资歧视程度。
引人注意的是行业因素降低了性别工资歧视程度，有利于女性工资收入，对性别工资差距的影响为－12.3％，其中“制造业”、“批发和零售贸易、餐饮业”、 “国家机关、党政机关和社会团体”三行业的影响合计为－7.7％。这种情况的出现应当与国家再分配机制在转轨期间的剩余影响有关，这些是计划经济时期就业领域的最主要的几个行业。职工单位所有制因素也有同样的效应，对性别工资差距的影响为－3.4％，其中“国有经济单位职工”的影响为－2.3％，也是由于国家再分配机制的作用；“其他各种经济类型单位职工（联营经济、股份制经济、外商和港、澳、台经济等）”的影响有利于男性，为0.25％，这些经济类型是市场化改革的结果，同样说明了市场化加大了性别工资歧视程度。
五、结论
根据2002年城市居民住户调查资料分析，结果表明在男性女性工资报酬差异中，54.4％归结于个体特征差异的影响，45.6％归结于歧视的影响。需要说明的是，计算结果仅仅表明在既定就业现状下的工资歧视程度，并没有考虑前劳动力市场人力资本投资的性别歧视，也没有考虑就业机会的性别歧视，部分考虑了职业歧视，如果加上这些因素，歧视的程度还要更大一些。因此，可以说我国劳动力市场上的性别工资歧视是一个不容忽视的问题。
当前性别工资歧视的产生与国家整体高就业压力的背景相关。20世纪90年代以来，特别是90年代中期实行了较为激进的国有企业改革以来，一些调查数据的描述性统计显示，女性失业下岗率较男性高；[18] 一些非公有制企业用工制度不规范，不与女职工签订劳动合同或劳动合同履约率低，女职工劳动卫生、职业安全及健康保健问题突出，如工作环境差、延长劳动时间、不参加生育保险、产假工资无保障、生育费用不报销等。所以，在经济转轨过程中，女性在劳动就业方面受到了比男性更大的冲击。
但是我国在消除性别工资歧视的措施上，可以说是一方面专门法律缺位，另一方面既有法律法规又执行不力。目前我国还没有一部旨在消除劳动力市场歧视的专门法律，在女性就业权利上虽然有一系列重要的法律法规中给予了明确的保障，包括《宪法》、《劳动法》、《妇女权益保障法》以及《女职工劳动保护条例》等，但是现行劳动法律法规的可操作性不强，这也是执行不力的原因之一。如何消除性别工资歧视现象，西方经济发达国家的一些做法值得我们借鉴，如实施同工同酬、可比价值、雇佣配额等措施；设立平等就业机会委员会，宣传反歧视法律、研究歧视现象、为遭受歧视的当事人提供咨询、调解和代为起诉等。
劳动力市场中的性别工资歧视加剧了性别收入不平等，扭曲了劳动力市场的资源配置，因此，消除性别工资歧视问题对于建立公平竞争的劳动力市场、促进女性职业发展能力意义重大。