市场化、经济发展与中国城市中的性别收入不平等，本文主要内容关键词为：中国论文,不平等论文,经济发展论文,性别论文,收入论文，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 肇始于20世纪80年代早期的中国经济体制改革，至今已经30多年了。在此期间，中国经济与社会经历了翻天覆地的巨大变化，不仅反映在国民经济总量和人均国内生产总值的迅猛增长上，也表现在90年代中期以来急剧的体制转型和产业结构升级上。伴随宏观经济社会变迁的是收入分配状况的进一步恶化。例如，通常用来测量收入不平等的基尼系数已由1978年的0.317升至2012年的0.5左右(Xie & Zhou，2014)。不同的社会经济变迁力量形塑着城市劳动力市场，深刻地影响着当代中国社会的不平等和分层结构的变迁。社会学研究一个主要的关注点是这场宏观经济变迁的社会分层后果，即“谁输谁赢”的问题。20世纪90年代国外社会学关于中国社会分层秩序变化的讨论，以著名的关于“市场转型”的争论为核心，集中关注市场转型对政治资本及人力资本在社会分层中作用的变化(Nee，1989；Bian & Logan 1996；Xie & Hannum，1996；边燕杰主编，2002)。这场争论最终没有结果，原因有二。一是参与争论的双方似乎在理论阐述和经验证据之间均存在一个认识论上的断层。他们经常从对不平等结构的观察描述直接跳跃到社会分层机制的理论分析，往往忽视了产生这些分层结果的潜在社会过程(吴晓刚，2008)。二是将中国过去30年的巨大变迁简单化为市场化过程。事实上，社会变迁是多维度的，在中国的特定情境下，体制转型与经济发展——非农产业特别是服务业的成长——是相生相伴的过程。如何具体测量市场化效应，并将其与其他力量的效应区分开来，一直是学者们面临的一个巨大挑战(参见Xie & Hannum，1996；Nee，1996)。 在过去的10年里，关于中国社会分层动力机制的研究，已经逐渐超越了市场转型论所设定的理论框架，研究范畴也不局限在对人力资本和政治资本的回报这些问题上，而是更加关注现代社会分层研究中关心的一些共同问题，如教育、移民、家庭、代际流动等(边燕杰等主编，2008)。然而，性别间的不平等作为社会分层的一个重要维度，在这个领域的研究中并没有受到足够的关注。市场化进程究竟如何影响性别收入不平等的变化趋势，在我们所知的有限文献中，至今没有一致的答案。舒晓玲和边燕杰(Shu & Bian，2003)分析发现，性别收入不平等在转型期间的城市劳动力市场中并没有变化，也就是说，市场化对性别收入差异没有显著的影响。马修斯和倪志伟(Mathews & Nee，2000)的研究则显示，在中国农村，尽管男性比女性更容易获得非农职业，但女性非农职业者相对于男性对家庭收入的贡献则随着市场化程度的增加而提高。张俊森等(Zhang[Junsen] et al.，2008)的分析表明，从1988至2004年，女性相对于男性的收入百分比由86.3％减少至76.2％，尽管在有些年份有波动，但两性间收入差距随时间推移不断扩大的趋势非常明显。 关于市场化如何影响性别间收入差异，以上这些看似矛盾、不太一致的发现，可能是因为研究所涉及的时间跨度上的差异(如舒晓玲和边燕杰的研究只到1995年，而张俊森等描述的趋势则延伸到2004年)，也可能是因为具体的劳动力制度环境在城乡间的差异(如马修斯和倪志伟讨论的是中国农村的非农就业收入问题，而舒晓玲等和张俊森等研究的则是城市中劳动者的工资性收入问题)。由于数据中缺乏对市场化的准确测量，研究者只能通过时间的变化间接地推断市场化的影响，而这种方法实际上将很多与时间相关联的社会经济变迁的过程简单化了。如经济发展与市场化密切相关，但又是不同的概念(Walder，1996)，它们或许会在不同的维度和方向上影响两性间的收入不平等。仅从时间的差异来看，我们看到的也不单纯是市场化的影响，而可能是经济发展与市场化对性别收入差异的综合影响。 本文利用2005年人口抽样调查数据及国家统计局搜集的全国地级市社会经济统计指标，试图通过区分市场化和经济社会发展这两种过去的市场转型的文献研究中无法分离的概念，就它们各自对性别间收入不平等变化趋势的影响进行实证分析。我们将首先回顾和讨论两种不同的社会转型力量对性别间社会分层的影响，以此提出研究假设。由于缺乏纵向数据，我们以中国不同地区的发展差异来模拟改革开放以来历史变迁的进程，利用多层次线形模型研究地区层次(地级市)的市场化水平和经济社会发展程度对性别间收入差距的影响。最后对我们经验发现的理论意义和未来可能的研究方向进行总结和讨论。 二、经济社会发展、市场化与性别不平等 性别不平等既是一个古老的社会话题，也是现代社会科学研究的一个重要问题。西方经济学和社会学中关于男女间在教育、就业和收入等方面的不平等及其变迁有着大量的论述。总体来看，研究发现，性别不平等随时间推移而有下降的趋势，这种变化与经济发展、教育扩张等社会趋势密切相关(Reskin，2003)。“经济发展”不仅包括经济总量的增长，更包括经济结构的转型和产业结构的优化，以及经济和社会生活素质的改善和提高，而后者通常与教育的普及和人的现代化即所谓“社会发展”联系在一起。经济社会发展可以在很大程度上减少性别不平等。首先，经济发展会推动女性参与到回报率较高的非农就业中(Duflo，2012)。其次，经济发展会增加对高教育水平的劳动力的需求，加快教育普及和教育扩张的步伐，而不论是教育分层的变化还是教育扩张均有利于女性(Hout & Diprete，2006)。教育水平的提高使得女性找到好工作的机会大大增加，从而减少劳动力市场上男女间的差异。第三，经济发展在一定程度上也增加了对女性劳动力的需求。经济发展常常伴随着产业结构的升级，而女性在从事服务业等第三产业中有着明显的比较优势(Rosenzweig & Zhang，2013)，而且一般来说服务业的报酬也较高。 尽管如此，西方资本主义劳动力市场中男女之间的收入差异依然存在。由于工作是人们获取收入的主要渠道，经济学家和社会学家分析性别间收入差距时一般都区分两个来源：一个是职业间的性别隔离，另一个是职业内部的性别差距。职业间的性别隔离指的是女性和男性从事的职业可能会有很大的不同，除了与男女间的择业偏好有关，还与女性相对较低的教育程度有关。正是由于女性教育程度偏低，其劳动力市场参与率相对较低，进入高收益的行业/职业的可能性就更低。以女性为主的职业平均工资较低，从而导致了整体上女性的收入低于男性(Petersen & Morgan，1995；Charles & Grusky，2004)。而职业内部的性别间收入差距(即“同工不同酬”问题)通常会被作为存在“性别歧视”的证据。西方经济学的研究认为，即便雇主是理性的、不带任何偏见的，他们在雇佣员工及分配报酬时，仍可能歧视一些特定的群体。这种歧视通常被称为“统计歧视”(statistical discrimination)，即由于雇主对所雇员工的能力无法全面了解，且获取员工的相关信息需要支付成本，他们在录用或评估员工时往往通过一些外在特征，比如性别、年龄等，基于群体的平均情况(而非个人的具体特征)做出判断(Arrow，1974；Phelps，1972)。比如，我们都知道，女性尤其是婚后的女性会选择将更多的时间和精力放在照顾家庭上，在工作上所花的时间和精力相应地会减少，工作承诺感低，离职率比男性雇员高。因此，雇主在决定员工的工资时，性别往往作为一个重要参考因素。对于从事相同职业且(除性别外的)其他特征相似的员工，雇主付给男员工的薪水可能比女员工更高。 上述有关性别间收入差距的变迁趋势和机制的描述，均是基于西方发达资本主义社会的经验研究，其中市场机制是配置资源的主要方式。对女性工资的“统计歧视”背后，反映的则是雇主的自主决策、理性算计和对“效率”的追求。在社会主义平等主义意识形态的指导下，国家在促进性别平等方面发挥了重要的作用。中华人民共和国1954年的《宪法》明确规定男女平等，积极促进妇女参与劳动。中国的妇女劳动力参与率一度超过90％，比一些西方发达国家还要高(Whyte & Parish，1984)。国家通过计划体制下的单位制和统一的工资制度，落实同工同酬、男女平等的政策。因此，在一个不存在劳动力市场的体制下，对女性工资的“统计歧视”自然也没有。尽管社会主义社会中男女性别间的收入差距仍然存在，但主要是女性受教育程度低于男性，男女从事不同职业而导致性别间职业隔离造成的(Honig & Hershatter，1988；王天夫等，2008)。 1978年以来，随着经济体制改革的逐步推进和不断深化，中国城市中的劳动力市场开始出现。传统的单位制逐渐瓦解，大部分国有企业被推向市场，用工自主权也不断扩大。20世纪90年代末的国有企业改革致使大量国企工人下岗，其中主要以中年人和女性为主，他们中的一部分人，通过政府的“再就业”工程重新找到了工作，但大多数进入的是非公有部门的某些行业和职业(谢桂华，2006；吴晓刚，2008)。另一方面，在此期间，非公有制部门呈指数级地增长，并提供了大量的就业机会。1992年以前，在公有制部门(包括国有和集体所有制)就业的人口占所有城镇就业人口的8成以上，而到了2008年，该比例下降至不到1/4(Li，2013)。 非公有制部门中的一部分劳动力从事的是个体经营(自雇佣)。这些人缺乏体制的保护，最容易受到市场竞争的影响；另一部分劳动力来自于以经济效益为导向的私营企业和外资企业。这些部门在招工和用工上强调市场需求和竞争机制，盈利导向更加明显，也更少依赖政府的行政指令行事。国有部门尽管仍需受政府行政指令的影响，但执行力度也不再是铁板一块，特别是在20世纪90年代以后这种转型更加明显，国有企业在招工、奖励和解雇工人上具有越来越多的市场化特征。有研究显示，当前中国单位间的工资和福利的最大差别存在于政府事业单位和企业之间，而不是不同的所有制企业之间(Wu，2013)。因此，国有企业在员工雇佣方面的做法越来越接近于私有企业，而机关和事业单位与再分配时期一样，在一定程度上仍然起着提供公共物品以及维持社会平等的作用。 随着社会主义再分配经济向市场经济转型，政府对国有用人单位雇佣方面的直接干预逐渐减少，而私有部门的雇佣完全自主，且从业人员比例不断增长。这种从公有到私营经济主导力量的结构性转变，使中国女性在劳动力市场中处于极为不利的地位(Zhang[Junsen] et al.，2008)。在缺乏相应法律规管配套的情况下，劳动力市场中的雇主对女性的歧视可能会上升，从而导致性别间的收入差异扩大(Gustafsson & Li，2000)。因此，市场化可能对中国的性别不平等产生深远的影响。 中国过去30年的巨变，伴随着体制改革和市场化的还有一个重要的过程——经济发展，其主要表现为经济结构从以农业为主导的第一产业向以制造业为主导的第二产业、进而向以服务业为主导的第三产业转型(即经济发展)，还表现为教育的普及。这一过程与西方国家的历史经验基本一致。例如，我国第三产业占国内生产总值的比重从1990年的17.3％上升至2012年的45％(国家统计局，2013)；与此同时，我国人口的总体教育水平尤其是女性的教育水平大大提高。教育的普及有利于女性，从而使男女之间受教育程度的差距不断缩小(Bauer et al.，1992；Hannum，2005；Lavely et al.，1990；叶华、吴晓刚，2011)，甚至出现逆转的趋势(Wu & Zhang，2010)，即女性在教育上相较于男性反而逐渐显示出优势。 如前所述，经济发展会大大促进女性就业，不但能提高对女性人力资本的回报，也会促使更多的女性进入社会经济地位比较高、传统上被男性占据的职业。在中国也不例外(参见Bauer et al.，1992；张宛丽，2004；吴愈晓、吴晓刚，2008；李春玲，2009)。如果教育差异和性别间的职业隔离是造成性别间收入差异的重要机制的话，那么可以预见，性别间收入差异将会随着这一趋势的发展而不断减少。 由此我们看到，在中国过去30多年的经济社会变迁过程中，多种相生相伴的宏观社会力量均对性别社会分层发挥着重要的影响，但其作用的方向又是不同的。在此，我们区分出了市场化和经济社会发展的不同影响，认为市场化可能会扩大性别收入差距，使女性在劳动力市场中处于更加不利的地位；而经济社会发展过程中的产业结构升级和教育普及，对女性劳动力市场的地位影响则是正面的，有助于缩小男女性别间的收入差距。在时间维度上，性别收入不平等的总体趋势取决于这些不同的宏观力量相对影响的大小。本文试图在概念上区分这两个不同的社会过程，并在经验层次上展示它们分别是如何影响中国城市劳动力市场中性别收入分层的变迁的。 三、研究设计与假设 本文开篇已指出，我们旨在考察中国宏观社会经济变迁对城市劳动力市场的性别分层的影响，特别关注市场化影响性别间收入差异的过程。这里所说的“市场化”是一个宽泛的概念，意指在资源分配中国家力量作用消退和市场力量增强的动态过程。就本文所关注的性别间收入差距问题而言，市场化的影响主要表现为在决定劳动者雇佣和工资的过程中，国家再分配力量式微，追求效率优先的市场逻辑兴起。在这种背景下，雇主有更大的自主空间对特定群体实行“统计歧视”。 与以往的文献面临的问题相同，我们缺乏对市场化程度的精确测量。纯粹用时间的差异来近似市场化进程，可能会忽视变迁过程的多维性。由于缺乏纵向的历时性数据，仅基于横截面数据，我们又无法直接测量性别间收入分层如何随着市场力量的崛起和国家再分配力量的减弱而改变。由于中国城市中大部分劳动者都属于受薪员工，市场化对人们收入(工资)的影响主要是通过其工作单位起作用的；而就业单位的部门所有制性质在一定程度上可以反映不同单位的市场化程度(Wu，2002)。 吴晓刚和宋曦(Wu & Song，2014)为研究市场化对民族分层的影响，将就业部门分为党政机关/事业单位、公有制企业、私营企业、个体自雇业，认为就业部门所有制之间的差别形成了一个再分配力量逐渐消退而市场力量逐渐增长的连续谱(continuum)：机关/事业单位的再分配性质毋庸置疑，而全民和集体所有制企业则逐渐转变为需要面向市场竞争的相对独立的经济主体，当然，相对私有部门来说，它们所受到的政府规管还是要多一些。他们的分析结果显示，这些部门间确实存在一种从再分配到市场的连续变化。 我们借鉴这一研究思路，首先尝试用性别间收入的差异在就业部门之间的不同来测量市场转型是如何改变中国女性的生活际遇的。根据上述市场化对劳动力市场中女性地位的影响，我们可以提出以下假设： 假设1：性别间收入不平等随着工作部门市场化程度的升高而增加，即两性间收入差异在机关事业单位最小，公有制企业次之，而在私有部门最大。 以工作部门的差异来推论市场化的影响，并非理想的研究设计，因为工作部门之间的差异可能也是多方面的。而对于市场化的影响，最好是有明确和具体的指标测量，同时与我们已经知道的可能影响性别分层的其他相关变量如经济社会发展水平相区别，采用更加精细的测量。 中国的经济与社会变迁具有极大的区域不平衡性。这种空间发展上的巨大差异，正好契合整个国家在时间维度上的变化。事实上，樊纲等经济学家(2011)已经针对中国的地区差异构建了省级层次的市场化指标，并且保持每两年更新一次。然而，省级层次的测量依然过于粗略，忽略了省内的巨大差异。在资料允许的情况下，更为精确的地理单元层次上的测量十分必要。此外，可能是出于特定的研究目的，他们没有在省级层次同时测量与市场化指标相关的其他经济发展指标。梁玉成(2007)用1952～2003年的全国统计数据在时间维度上同时构建了市场化和现代化(经济社会发展)两个指标，做出了有益的尝试。然而，由于我们缺乏微观层次上的关于收入的历时性数据，这种分解不同效应的做法对解决本文要研究的问题并无助益。 本文基于大样本的截面数据，在地级市层次同时构建市场化和经济社会发展指数，并以地区间的差异来反映时间维度上变迁的多维性，研究它们对性别间收入不平等的影响。根据前面关于市场化对性别分层的理论阐述，我们进一步提出以下假设： 假设2：一个地区市场化程度越高，该地区内的性别间收入差异越大。 市场化程度与经济社会发展水平是高度相关的。在地区层次上，我们可以对它们分别进行测量。根据我们关于经济社会发展与性别不平等之间关系的讨论，可做出以下预测： 假设3：一个地区经济社会发展水平越高，该地区内性别间收入差异越小。 下面我们将依次分析性别收入差距在不同就业部门的差异，以及它们如何随着地区的市场化指标和经济社会发展水平的变化而变化。由于文章的重点在于用区域差异反映改革以来的时间变化，我们的分析旨在揭示不同的社会变迁力量如何影响性别间收入差异变化的趋势。 四、数据、变量及方法 (一)数据 我们分析的数据来自2005年全国1％人口抽样调查，俗称“小普查”。小普查使用多阶段、分层、整群概率比例的抽样方法，在两次人口普查之间搜集社会人口信息。与以往的人口普查和小普查不同的是，2005年的小普查第一次将每月工作收入、雇佣身份、单位类型、每周工作时间、工作福利等内容纳入调查范围。与学术研究机构设计和搜集的抽样调查数据相比，2005年小普查数据样本量较大。我们将分析对象限定为在调查时点18-54岁居住在城镇的非农就业人员(不包括土地承包者即农民和自雇人士)。根据他们所居住的城市，我们查询了2005年《中国城市统计年鉴》中有关地级市的相关社会经济指标数据，合并成一个包括个体层次和地级市层次的多层数据集。删除地级市特征缺失的观测值后，我们最终得到了包含全国29个省、283个地级市的55240人的数据。 (二)变量与测量 本文要研究的是性别间收入差异。关于收入，2005年小普查问及被访者上个月的收入(即2005年10月)，即所有工作收入但是不包括财产性收入。由于分析中不包括个体工商户的雇主，因此这里所说的收入大体是指工资性收入。由于中国劳动力市场就业日趋灵活，工作时间的差异也越来越大，因而有必要将此因素纳入考虑，计算出每个受访者的时薪，并对其取自然对数作为我们以下分析的因变量。 性别是本分析的关键自变量。我们将其转化成一个虚拟变量，即是否为女性(1=女性，0=男性)。其他与劳动力市场结果相关的个人特征包括人力资本变量，如教育和工作经验，以及其他社会人口学特征如婚姻状况、户口状况，也包括工作单位所在的部门。我们将受访者的教育程度转换成受教育年限(不识字/没上过学=0年，小学=6年，初中：9年，高中=12年，专科=15年，本科=16年，研究生=19年)。我们用年龄减去7岁和受教育年数来测量工作经验。根据人力资本的模型(Mincer，1974)，考虑到工作经验对收入的影响可能是非线性的，我们在方程中增加了工作经验的平方项。婚姻状况和户口情况均为虚拟变量(1=已婚或再婚，0=其他；1=农村户口，0=城市户口)。工作单位包括机关团体事业单位、国有或集体企业(国有及国有控股企业、集体企业)及私营部门(私营企业和其他类型单位)。职业包括管理人员、专业技术人员、办事人员、商业服务业人员和工人。单位和职业变量将被当做一系列的虚拟变量来处理。 在地级市层次上，我们首先用单个指标来测量地区的市场化程度和经济社会发展水平，即该地区私营部门的就业人口占总就业人口的比重和人均国内生产总值(GDP)。接着我们又从2005年《中国城市统计年鉴》里搜集了多个地级市的社会经济发展指标，包括第三产业就业比重、私有部门就业比重、工业总产值(GPVI)、人均GDP、教育支出、地方财政预算收入占GDP的份额等，利用因子分析法，提取出两个共同因子(它们可以解释城市间70％以上的差异，即便经过因子负荷的极大化旋转之后依然如此)。结果显示，私营部门雇佣比直接进入因子一，其他在该因子中负荷较高的指标还包括人均GDP、职工平均工资、国内企业产出占GDP的份额等。我们认为这是一个以“私营部门雇佣比”为核心因而与市场化水平有关的因子。而人均GDP和GPVI直接进入因子二，其他负荷较高的指标还包括第三产业生产总值、教育支出以及地方财政收入占GDP的份额。该因子与经济社会发展水平有关。 基于因子分析的结果，我们可以构建一个地区的市场化和经济社会发展的指数。具体步骤如下：首先，我们将所有因子中负荷较高的指标标准化；其次，对于因子中负荷方向相反的，反转量度从而使得所有指标的方向一致；第三，对于每个因子，给予因子负荷较高的指标相同的权重从而使得构建指标可适用于不同样本；①最后，对上一步所得因子操作化(即减去因子最小值再除以最大值和最小值之差)，使之在0-1范围内变动(Treiman，2009)。为检查所构建的经济社会发展指标和市场化指标是否与我们的常识一致，我们在表1中列出了两个指标排名前10的地级市名称。 可见，就市场化指数而言，深圳为第一，其次是苏州和厦门；就经济社会发展指标而言，上海排名第一，北京和深圳紧跟其后。两个指标高度正相关，但又不完全一致。图1以市场化指标为x，经济社会发展指标为y，进一步诠释了所构建的两个因子之间的关系，其中每一个点表示一个地级市。显而易见，市场化与经济社会发展呈正相关，然而，两者并非完全一致。市场化程度高的地区，经济社会发展水平不一定最高，反之亦然。
