城市化背景下經濟活動的性別差異研究

文/齊嘉楠 覃 民 李伯華

一、研究背景

隨著經濟社會的發展，農村女性流入城市已經成為一個不可忽視的社會現實。根據國家統計局公報顯示，2011年末我國流動人口數量已達2.3億，其中，近半數為女性。社會經濟的變化對家庭、就業市場以及勞動力薪酬所造成的沖擊必然會以某種方式反應到家庭成員個體層面，影響著個體的經濟選擇，特別是女性在經濟中的判斷與選擇。在此過程中，來自農村地區的女性流動人口，一方面擺脫了土地的束縛，獲得了一定程度的經濟自由，另一方面由于自身的弱勢地位，相對于男性，在城市往往更易成為經濟發展的犧牲品（夏國美等，2006）。

在中國工業化、城鎮化進程加速推進的背景下，來自農村地區流動女性的非農轉移起著至關重要的作用。專家認為促進鄉村非農產業發展和勞動力流動，會為婦女提供更多的就業機會，將會使婦女獲得土地之外的收入來源，從而有效地增強她們在家庭和村莊中的談判地位和選擇生活方式的自由（朱玲，2000）。

在經濟活動中，女性往往處于不活躍狀態，即女性將更多的時間和精力投入到了家務勞動中。受婚姻、家庭等方面因素影響，女性更不易融入勞動力市場中（宋月萍，2010）。家內勞動分工在很大程度上依賴于男性和女性各自的性別角色觀念，隨著市場經濟的深入，家內勞動的性別差異并不會逐漸淡化（楊菊華，2006）。而通過對流動人口家庭家務分工模式的研究表明，較高比例的“夫妻共同”承擔家務勞動以及流動家庭的丈夫更多地參與家務勞動成為其家務分工的一大亮點。家庭流動使得大多妻子實現了職業流動，在增加了她們經濟能力的同時，她們的社會價值也得到有力的提升，從而有助于形成相對平等的家務分工模式（葉蘇等，2005）。

女性在擺脫家務勞動之后，在求職就業時仍會遇到較大的挑戰。無論個體就業觀念、職業選擇還是外部社會環境，都滲透著就業性別文化的影響，導致女性與男性相比在就業領域仍處于弱勢地位（陳月新等，2007）。農村婦女非農轉移就業時，就業意愿強烈，但相對于男性女性非農轉移就業步伐滯后（曾小瑛，2007）。陳月新通過對流動人口就業的性別差異進行研究，發現女性流動人口與男性相比主動就業優勢不足，男性在業率高于女性，女性簽勞動合同率低，且單位對簽合同承諾不兌現率高（陳月新，2003）。

性別不平等還體現在收入上。有許多研究表明，男性由于在職業、行業和教育等方面存在優勢，男女勞動收入存在差距，而且這一差距有繼續擴大的趨勢（陳月新，2003；慈勤英，2004；蔣永萍等，2012）。此外，受“男主外，女主內”的社會性別文化影響，導致女性在工作場所的表現受到局限（蔣永萍等，2012），從而影響其勞動收入。譚琦通過對出口導向戰略中的女性就業問題進行實證研究發現，在出口經濟模式下，工資平等可能只是一個長期的結果，這種經濟模式可能伴隨著工資的性別差距（譚琦，2011）。

二、研究框架

在快速城市化的背景下，大量流動人口涌入城市并積極參與經濟活動成為現階段中國社會的一個鮮明特征。戶籍人口與流動人口在統一的勞動力市場內共同創造社會財富，推動中國社會發展，客觀上縮小了城鄉之間、地區之間發展差距。在這一過程中，女性積極進入市場不但為社會創造了重要財富，也逐步解放了自身的經濟縛束。但受傳統性別角色影響，或者說女性作為家庭的一員，在做出經濟選擇時必然會考慮其自身家庭定位，權衡進入市場的成本與收益，做出與男性不同的經濟決定。

在積極進入市場之后，勞動力會處于三種勞動狀態，即無業或失業、非正規就業以及正規就業。是否本地戶籍、城鄉戶口屬性、面對家庭責任時的經濟選擇等勞動力背后的屬性特征對決定勞動力的勞動狀態發揮著重要作用。本地戶籍、非農業戶口、在面對經濟機會時更主動去把握的人群，更容易在當前的市場環境下獲得就業機會，進而獲得薪酬、社會保障等更為優越的正規工作崗位。能否找到工作對大多數人來說可能不存在太大問題，但找到一份所謂的好工作，不同人群之間可能存在著較大差異，因此本文將分析重點放在獲得就業機會之后，不同屬性特征人群在獲取正規就業與非正規就業機會上存在著哪些差異。

根據舒爾茨的人力資本理論，培訓（或工作經驗）與受教育程度對人力資本起著重要的作用（舒爾茨，1990）。

大量的研究表明，由于從事職業、行業的不同，以及在家庭與事業之間的選擇不同，都會影響工資水平，性別之間工資也存在著顯著差異（王美艷，2005；李實等，2006；陳建寶等，2009）。在目前存在的城鄉二元結構下，外來流動人口相對于城市居民更難獲得體制內有保障的工作（張慧，2005），而這些工作之間的工資收入存在的差異是客觀存在的。因此，本文增加性別、是否流動人口等影響因素，深入研究勞動力的工資差異問題。

當前我國經濟發展存在著明顯的地區差異，東部地區較中部、西部地區更為發達，因此無疑會影響到處于不同地區的勞動力工資收入。此外，目前的大多數調查均不是簡單隨機抽樣，往往采用復雜抽樣方法，這也不可避免地使分析的數據具有聚群效應，因此本文采用multi-level方法，將模型擴展為兩層，觀測對象為第一層，調查的城市為第二層，并根據數據調試變截距和變系數等不同模型。

其中，Xij為解釋變量，包括調查對象人口學特征（性別、年齡、戶口、是否流動人口）、人力資本因素（工作經驗、受教育程度）、工作或崗位特征（職業、就業身份）以及家庭特征變量（家中是否有未成年子女、家中勞動力數量）等因素；β為各解釋變量的系數。uhj為變截距項或變斜率項的常數項；e0ij為模型的殘差項；zhij和z0ij為常數，通常情況下為1。

通過multi-level方法，可以解析出地區因素在多大程度上影響了勞動力的工資差異。

根據以上理論框架，本文提出以下三個假設：

假設1，女性相對于男性，較不積極接觸市場；

假設2，進入勞動力市場后，流動人口、農業戶籍、需對家庭進行照料等因素會導致調查對象更易獲得非正規就業崗位；

老人們常常擔心自己部族的文化會消亡。年輕人的生活方式通常更現代，但這也付出了代價，少數民族的文明全球化了。

假設3，性別之間、流動人口與戶籍人口之間、地區之間存在著工資差異。

三、數據來源

本研究的數據來源于《2010年下半年全國流動人口動態監測調查》。該調查在全國106個城市內開展了流動人口調查，并在北京、蘇州、鄭州、中山、成都和陜西韓城6城市開展了流動人口與戶籍人口對照調查。兩項調查均采用分層多階段與（流動/戶籍）人口規模成比例的概率抽樣方法，每城市為一層，共分六層，層內按三階段（街道／鄉鎮、居委會／村委會、個人）與規模成比例的方法隨機選取調查對象。本文選取這6城市分別調查的流動人口與戶籍人口共16400人進行數據分析，其中流動人口8200人，戶籍人口8200人。

本文主要因變量指標主要來自調查問卷B與調查問卷C中的第二部分就業狀況，包括目前在本地的從業狀態以及就業的人口中上個月的工資、經營性收入。本文的主要自變量來自問卷中的第一部分基本情況，包括性別、年齡、教育程度、戶口性質、婚姻狀況等。

在分析積極與非積極接觸市場時，將來本地后工作狀態為就業、無業、失業者歸為積極接觸市場者，將操持家務等其他狀態歸為非積極接觸市場者。

在分析正規就業與非正規就業，以及之后的工資差異時，考慮到農業與非農產業間的就業和收入模式存在著較大差異，因此在分析時未包括主要職業為農、林、牧、漁、水利業生產人員。

在分析工資差異時，根據從事工作的時間對工資收入進行了標準化，最后分析時工資收入為小時工資收入。

表1 各分析變量的描述性統計量 %，元，人

本文在進行描述性統計以及數據建模時分別采用了Spss和MLwiN統計軟件。

四、數據分析

（一）各分析變量的描述性統計分析

從表1可以看出，女性較男性在接觸市場方面更不積極。16～24歲青年組與25～34歲壯年組和35～59歲中老年組相比，有更大比例未能積極接觸市場。未婚者、受教育程度為小學及以下者、戶籍人口群體與相對群體比，未積極接觸市場的比例較大。家中有6～17歲子女的調查對象會更積極地接觸市場，家中沒有未成年子女的調查對象非積極接觸市場的比例最高。隨著家中勞動力數量增加，非積極接觸市場的比例上升，呈現明顯的正相關。

是否正規就業的性別差異并不明顯。25～34歲壯年組與其他兩個年齡組相比，從事非正規就業的比例較低。已婚者、受教育程度為小學及以下者、流動人口、農業戶口群體相對而言，有更大比例的對象從事非正規工作。家庭特征變量的各組間對是否從事正規就業比例相差不大。

男性的小時工資顯著高于女性。25～34歲壯年組的小時工資高于其他兩個對應年齡組，已婚與未婚對象之間工資差異不大，高中及以上者的小時工資顯著高于初中和小學及以下組，流動人口的小時工資稍高于戶籍人口，非農業戶口的小時工資顯著高于農業戶口，家中有0～5歲子女的調查對象的小時工資顯著高于其他對應群體，當家中勞動力的數量多于2人時，小時工資明顯低于家中只有1個勞動力和家中有2名勞動力的群體。

（二）積極/非積極接觸市場

對是否積極接觸市場而言，性別之間存在著顯著差異，女性未積極接觸市場的概率是男性的4.034倍。16～24歲青年組與25～34歲壯年組和35～59歲中老年組相比，更有可能未積極接觸市場，25～34歲壯年組未積極接觸市場的概率只有青年組的29.5%，35～59歲中老年組未積極接觸市場的概率只有青年組的40.1%。受教育程度為小學的人未積極接觸市場的概率更高，受教育程度為初中的人，相應概率要低20.1%，高中及以上組的相應概率要低46.3%。農業戶口的調查對象未積極接觸市場的概率比非農業戶口的調查對象低69.0%。流動人口未積極接觸市場的概率比戶籍人口低90.1%。有0～5歲子女的人與沒有未成年子女者相比，未積極接觸市場的概率低37.1%；有6～17歲子女的人與沒有未成年子女者相比，未積極接觸市場的概率低50.3%。家中有2名勞動力的人未積極接觸市場的概率是家中只有1名勞動力的2.633倍；家中有多于2名勞動力的人未積極接觸市場的概率是家中只有1名勞動力的3.289倍。地級市與直轄市相比，前者未積極接觸市場的概率比后者低22.4%；縣級市與直轄市相比，前者未積極接觸市場的概率是后者的3.976倍。女性農業人口與男性農業人口相比，未積極接觸市場的概率高10.343倍。女性流動人口與男性流動人口相比，未積極接觸市場的概率高8.831倍。流動人口且家中有0～5歲子女的人，未積極接觸市場的概率比流動人口且家中沒有未成年子女的人高5.061倍；流動人口且家中有6～17歲子女的人，未積極接觸市場的概率比流動人口且家中沒有未成年子女的人高2.025倍。

表2 未積極接觸市場的Binary Logistic回歸

（三）正規/非正規就業

女性與男性相比，非正規就業的概率高20.1%。25～34歲壯年組與16～24歲青年組相比，非正規就業的概率低14.7%，35～59歲中老年組與青年組相比沒有顯著差異。受教育程度為初中的與小學及以下的人相比，非正規就業沒有顯著性差異，受教育程度為高中及以上的人與小學及以下的人相比，非正規就業的概率低64.9%。農業戶口者與非農業戶口者相比，非正規就業的概率高2.884倍。流動人口與戶籍人口相比，非正規就業的概率高1.572倍。家中有0～5歲子女的對象與家中沒有未成年子女者相比，非正規就業的概率高28.4%；家中有6～17歲子女的對象與家中沒有未成年子女者相比，非正規就業的概率高35.4%。家中有2個勞動力者與只有1個勞動力者相比，非正規就業沒有顯著性差異；家中有3個及以上勞動力者，非正規就業的概率高出家中只有1名勞動力的33.7%。在直轄市工作的人中，非正規就業的概率最高，地級市與之相比，相應概率低53.6%；縣級市與之相比，相應概率低45.5%。農業流動人口從事非正規就業的概率是戶籍農業戶口者的1.595倍，是非農業流動人口的2.408倍。

表3 非正規就業的Binary Logistic回歸

（四）工資差異

回歸結果表明，絕大多數自變量的系數符號符合研究者的期望，并且大部分具有統計上的顯著性。女性的小時工資比男性低16.2%。流動人口小時工資比戶籍人口高14.0%。工作經驗每增加1個月，小時工資增加0.2%。受過初中教育的對象小時工資比小學及以下者高8.6%，受過高中及以上教育的對象小時工資比小學及以下者高29.4%。25～34歲壯年組與16～24歲青年組相比，小時工資高13.9%，35～59歲中老年組與青年組相比高10.4%。農業戶口者比非農業戶口者小時工資低20.2%。與管理或專業技術人員相比，辦事人員的小時工資低6.4%，商業工作人員低26.1%，服務性工作人員低33.6%，生產或運輸工人低27.3%，無固定職業者低36.0%。與雇員相比，自營勞動者的小時工資高14.0%，雇主的小時工資高50.0%。家中有0～5歲子女者小時工資比家中沒有未成年子女者高12.4%，家中有6～17歲子女者與沒有未成年子女者之間，沒有顯著的工資差異。與家中只有1名勞動力相比，家中有2名勞動力者的小時工資低3.4%，家中有3名及以上勞動力者的小時工資低5.3%。表5顯示，地區間的差異并不顯著，對于模型中不能解釋部分，僅有4.5%來自于地區之間的差異，剩余95.5%來自于個體差異。

表4 工資差異的多因素模型

表5 工資差異的多水平方差分解表

五、結論與討論

女性仍然未跳出傳統的“男主外，女主內”的家庭分工模式。女性雖然在城市里積極進入勞動力市場，但相較于男性，仍有相當大的比例在家操持家務。從描述性統計可以看出，女性處于非積極接觸市場狀態的概率是男性的5.2倍，即使控制了年齡、受教育程度等人口統計學因素，戶籍屬性等社會學因素以及家庭勞動力和需照料子女因素之后，這一概率仍然高達4倍以上，這說明性別之間存在著顯著的融入勞動力市場的鴻溝。而當性別與戶籍屬性等社會學因素發生交叉時，這一鴻溝又進一步擴大。農業戶口的女性、流動人口女性均處于弱勢地位。二元的戶籍制度，將農業戶口的勞動者隔絕于許多重要工作崗位之外，長期存在的城鄉差距，使得優質的教育資源大多集中于城市，農村地區的教育水平大大落后于城市地區，由于資源的不均勻分配，也導致了農村的勞動者無法獲得良好的培訓機會，這必然會削弱農村地區勞動力的人力資本質量，造成了城鄉之間巨大的人力資本差異。流動人口流入城市，往往從低端的工作一步一步做起，城里人不愿做的工作他們做，城里人不能吃的苦他們吃，就算是這樣，擺在流動人口面前的就業機會也并不多于當地的戶籍人口。流動人口來到城市，往往并不會一開始就攜家帶口，通常要自己站住腳后才會接自己的配偶來城市會合，因為城市的生活成本較高，他們一般無法將家中的父母也帶來自己居住的城市，這一方面導致了流出地的空巢化，另一方面使得配偶要留在城中的家里照料小孩，操持家務，強化了性別間接觸市場的差異。

城市中的正規就業機會更青睞當地人、城市人，往往將流動人口、農村人口排除在這類就業機會之外。非正規就業通常意味著較低的投入回報比，干著繁重的工作，獲得的報酬卻很少。此外，由于較少受到合同的保障，一旦發生勞資糾紛，或因工致傷、致殘，很少能夠獲得合理的賠償，進而導致矛盾激化，造成不必要的損失。不同于正規就業，非正規就業者的社會保障往往滯后，養老保險、醫療保險、工傷保險等社會保障措施覆蓋率在這一人群中的比例很低，當流動人口、農村人口還處于青壯年時，對這些保障可能并不急迫，一旦社會經濟發生波動，或個人生活環境發生變動，沒有這些社會保障的維護，就使得他們不可避免地成為第一波犧牲品。

個人的家庭角色選擇對是否從事非正規就業有較大影響。在面對經濟收獲和照顧家庭兩個選項時，決定并不那么輕易可以做出。在城市中生活，生活成本是每個家庭都必須面對的，只有能維持家庭在城市中必要的開支，才能在城市中繼續生存下去，但如果家庭中有未成年的子女需要照料，家庭角色的選擇就會發生作用。非正規就業崗位提供了一種選擇，即犧牲掉一部份經濟收入，換來更寬松的時間來照料家庭，這種靈活的就業方式正在一些群體中慢慢流行起來。

在是否從事非正規就業上，性別的差異并不像看起來那樣小。通過之前的描述性統計發現，性別之間在是否非正規就業方面差異并不明顯，但通過模型校正之后，性別之間存在著明顯的差異，女性較男性更易從事非正規就業崗位。這一方面可能是由于性別在人力資本方面存在著差異，另一方面可能是由于在家庭角色選擇時，不同性別會做出不同選擇的結果。

女性的小時工資與男性相比存在著顯著差異，在描述性統計部分，女性比男性的時薪低22.8%，即使剔出了受教育程度、工作經驗以及職業等因素后，兩者的差距仍然達到了16.2%。這一結果反映出在當前市場化經濟環境下，男女同工不同酬的現象仍然存在，女性的教育回報率依然低于男性，這一現象如果長期存在，無疑會影響未來父母對女性接受教育的預期，尤其在農村地區，導致女童輟學的現象發生，損害我國未來的人力資本資源。另一方面，這一結果可能與女性在家庭經濟活動中扮演的角色有關，女性更多的承擔起照料子女的責任，而無法分出更多精力投入到工作中，進而影響其工作中的表現，導致與男性存在收入上的差距，這一現象值得未來更多的關注。

流動人口與戶籍人口之間的確存在著收入差距，出乎意料的是，流動人口的小時工資高于戶籍人口，這一結果是在控制了性別、年齡、受教育程度、戶口性質、工作經驗以及職業等一系列因素之后獲得的。這說明城市中的這群新的市民至少在收入層面已經取得了比老市民更出色的成就。未來的研究可能需要對流動人口和戶籍人口進一步細分，以獲得更為充足的證據支持。

本文利用多水平分析方法對地區之間的收入差距進行了分析，調查的城市分布在東、中、西三個地區，級別涵蓋了直轄市、省會城市、地級市以及縣級市，結果顯示在接受調查的6個城市之間，調查對象的小時工資沒有顯著差距，或者說因地域的不同帶來的差距占整體差距的比重微不足道，工資差距主要來自于個體層面，來自于人力資本的差異，來自于人口統計學因素，以及來自于職業、家庭等眾多社會學因素。

注釋

①本文受訪者的就業身份（雇員、家庭幫工、自營勞動者或雇主）、職業（國家與社會管理者、專業技術人員、辦事和有關人員、商業工作人員、服務性工作人員、農林牧漁相關人員、生產工人/運輸工人等有關人員、警察、無固定職業者）、簽訂的合同類型（固定期限、無固定期限、一次性工作、試用期、其他、未簽訂合同、不清楚）、享有的保險種類（養老保險、醫療保險、工傷保險、失業保險、生育保險、住房公積金）等多種因素，將就業的勞動力劃分為非正規就業和正規就業兩類。

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