中國城市勞動力市場性別工資歧視的估計

摘 要：利用2009年中國健康與營養調查城市地區成人數據庫的樣本，運用Oaxaca（1973）工資差異分解法和Cotton（1988）工資差異分解法，對中國城市勞動力市場上的性別工資歧視程度進行估計，采用兩種方法進行分解的結果均表明，性別工資差異中不可解釋的部分占到了其總額的70%以上。

關鍵詞：勞動力市場;工資差異;性別歧視

中圖分類號：F240 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）31-0162-06

引言

勞動力市場上的工資差異問題一直是勞動經濟學研究的主題之一。人力資本理論認為，在現實經濟中，勞動力是不同質的，勞動者在技術水平、勞動熟練程度和受教育程度等方面都存在一定差異。人力資源稟賦方面的差異，決定了勞動者所提供的勞動在質上是有差異的，這是產生工資差異的一個重要原因。補償性工資差異理論認為，知識和技能并無差異的勞動者，在從事工作條件和工作環境不同的工作時，他們的工資也會有所差別。這種工資差異產生的原因，主要是為了“補償”勞動者在不利工作條件和工作環境下而導致的額外付出。勞動力市場歧視理論認為，偏見和導致勞動力市場非競爭性的因素可能帶來的針對某一群體的歧視，從而導致從屬于不同群體的勞動者之間的工資差異。經濟學者在對性別工資差異進行研究時，一方面通過發展工資差異的分解方法來分析不同勞動力群體之間存在的工資差異問題，另一方面又不斷對這些工資差異的分解方法進行修正和擴展，從而將工資差異的研究推向深化。

中國改革開放以來不斷變化的城市勞動力市場為觀察性別工資差異提供了一個平臺。總體來說，改革開放以來，女性獲得了更多的就業選擇。1978年城鎮單位女性職工占就業人員的比重為32.9%，到2008年增長到37.6%。諸多研究表明在中國經濟轉型過程中性別工資（或收入）差異呈現出擴大的趨勢。由全國婦聯和國家統計局于2010年12月1日起聯合組織實施的第三期中國婦女社會地位抽樣調查結果顯示，女性勞動收入相對較低，兩性勞動收入差距較大。18～64歲女性在業者的勞動收入多集中在低收入和中低收入組。在城市低收入組中，女性所占比例為59.8%，比男性高19.6個百分點;在城市高收入組中，女性僅占30.9%，明顯低于男性。數據同時揭示，城市在業女性的年均勞動收入僅為男性的67.3%，且不同發展水平的京津滬、東部和中西部地區的城市勞動力市場上，在業女性的年均勞動收入均低于男性。

本文利用2009年中國營養與健康調查城市地區成人數據庫的樣本，運用Oaxaca（1973）工資差異分解法和Cotton（1988）工資差異分解法，通過對控制變量的選取，采用不同的方式設定工資方程中的解釋變量，并對男女勞動力群體的工資方程進行回歸，再根據估計結果分解出性別工資差異中可歸為歧視效應的部分，并計算歧視系數。

一、數據和研究方法

（一）數據來源

本文的數據來源于中國健康與營養調查（China Health and Nutrition Survey）數據庫。該數據庫是由美國北卡羅來納大學教堂山校區的羅萊納州人口中心（the Carolina Population Center at the University of North Carolina at Chapel Hill）和中國疾病控制和預防中心的國家營養和食品安全所（the National Institute of Nutrition and Food Safety，and the Chinese Center for Disease Control and Prevention）合作建立的一個抽樣調查數據庫。CHNS采用分層、多級、整群隨機抽樣，以家庭為樣本單位，調查范圍從北到南覆蓋了黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、貴州、廣西這9個具有不同地理特點和經濟發展程度的省份。

本文選取2009年CHNS的截面數據來考察中國城市勞動力市場上的性別工資差異狀況，由于本文關注的重點是城市勞動力市場，因此去掉了所有農村地區的樣本，只保留了城市地區成人數據庫中非農就業者的樣本，并剔除了缺失基本個人信息和相關就業、收入信息的樣本觀測值，所獲得的信息完備的樣本數為1 102個，其中男性樣本數650個，女性樣本數452個。

（二）Oaxaca（1973）和Cotton（1988）性別工資差異分解方法

Oaxaca（1973）依據Becker的勞動力市場歧視理論，結合工資決定方程，提出了兩群體間工資差異的分解方法。分析過程如下：

Oaxaca（1973）將歧視系數定義為：

其中：（Wm/Wf）表示勞動力市場上可觀測到的男女工資率之比，（Wm/Wf）0表示不存在歧視時的男女工資率之比。

將等式兩邊分別采用對數的形式表示，（1）式可變換為：

ln（D+1）=ln（Wm/Wf）-ln（Wm/Wf）0 （2）

（2）式中工資差異被分解為兩部分，其中ln（Wm/Wf）0表示不存在歧視的情況下，兩群體的工資差異;ln（D+1）表示歧視導致的工資差異，即勞動力市場中歧視的程度，ln（D+1）/

ln（Wm/Wf）則度量了歧視對性別工資差異的解釋能力。

由于ln（Wm/Wf）0是不可觀察的，因此Oaxaca（1973）對此做出了兩種假設，一種假設認為，在不存在歧視的情況下，勞動力市場上的工資結構是以男性為基準的，即無歧視的情況下男性群體面臨的工資結構也適用于女性;與之相反地，如果認為不存在歧視的情況下勞動力市場上的工資結構是以女性為基準的，就可以得到另一種假設。

為了估計男性和女性群體的工資結構，使用最小二乘法對工資方程進行回歸可得：

其中，Wm和Wf分別表示男性和女性群體小時工資的均值;X′m和X′f分別表示男性和女性群體的勞動力特征均值向量，m和f分別表示男性和女性群體的工資方程回歸系數向量。

則性別工資差異的分解式可以表示為：

在Oaxaca（1973）給出的以男性和女性這兩種工資結構為基準的假設下，（6）式中的ΔXm和（7）式中的ΔXf 代表的就是不存在歧視情況下的男女工資率之比，即ln（Wm/Wf）0，其影響可以用歧視系數D來表示。

由此就可以將性別工資差異分解為兩部分：一部分是由不同群體的勞動力特征差異所導致的工資差異;另一部分則是由勞動力市場歧視導致的工資差異。

Oaxaca（1973）的分解方法是衡量工資差異的經典分解方法之一，在工資差異和歧視問題的相關研究中得到了廣泛的應用。然而，該方法存在著要如何對作為勞動力市場無歧視時的工資結構進行選擇的問題。Cotton（1988）對Oaxaca的性別工資差異分解方法進行了改進。Cotton認為應該首先估計無歧視的工資結構，然后將其作為參照進行工資差異的分解。因而，在Oaxaca分解方法的基礎上工資差異的分解式又可進一步表示為：

其中，β*表示無歧視時的工資結構。

（8）等式右邊的第一項表示可由觀測到的勞動力特征差異來解釋的性別工資差異，第二項表示男性勞動群體成員特征價值被高估所導致的性別工資差異，第三項表示女性勞動群體成員特征價值被低估所導致的性別工資差異。第二項和第三項之和即為勞動力市場歧視所導致的性別工資差異。

對于無歧視時的工資結構系數β*的估計，Cotton提出將每個勞動力群體的人口比重作為其工資結構的權重來進行計算，即：

其中pm 和pf分別表示男性和女性勞動力在勞動力總人口中所占的比重。

以上的Oaxaca（1973）性別工資差異的分解方法以及Cotton（1988）對其進行改進后的分解方法，其基本思路都是將性別工資差異分解為可由個人特征解釋的部分和無法由個人特征解釋的部分，通過將可由個人特征解釋的工資差異從總體性別工資差異中扣除求得余下的不可解釋部分，從而衡量出“歧視”的大小。

二、性別工資差異的實證分析

以下通過對不同控制變量的選取來估計工資方程，再根據工資方程回歸和估計的結果，運用Oaxaca（1973）分解法對性別工資差異進行分解。

首先，將僅針對個人特征變量進行回歸的工資方程設定如下：

lnW=β0+β1edu+β2exp+β3expsq+β4hhsize+β5mar+β6pro+ui

其中，lnW為小時工資的自然對數;edu為受教育年限;exp為潛在的工作經驗年數，潛在工作經驗年數的計算方法是將個體的實際年齡減去受教育年限再減去6，即得到作為工作經驗的年數。expsq為工作經驗年數的平方項;hhsize為家庭規模，即被調查樣本中個體的家庭人口數;mar為婚姻狀況虛擬變量，在婚為1，否則為0，非在婚的狀況包括未婚、離婚、喪偶、分居及其他情況;pro為省份變量，設立江蘇、山東、河南、遼寧、湖北、湖南、黑龍江和廣西虛擬變量（貴州為參照組）;ui為隨機誤差項。

僅對個人特征變量進行回歸的工資方程的最小二乘估計結果（如下頁表1中系數（1）、系數（2）所示）。

根據中國職業分類大典的標準，結合所使用的樣本數據的特點，本文把職業劃分成以下六個大類進行分析，其分別為專業技術人員、管理人員、辦事人員、工人、服務業人員以及其他職業。

將控制了職業相關變量的工資方程設定如下：

lnW=β0+β1edu+β2exp+β3expsq+β4hhsize+β5occ+β6sta+

β7own+β8mar+β9pro+ui

加入的與職業相關的控制變量為：

一組職業類別的虛擬變量occ，包括專業技術人員、管理人員、辦事人員、工人、服務業人員（以其他職業類別作為參照組）;一組工作崗位類型虛擬變量sta，包括為他人或單位工作的長期工、為他人或單位工作的合同工，以及其他（以個體經營者為參照組）;一組所有制虛擬變量own，包括國營單位和集體單位（以私營單位為參照組）。

使用最小二乘法對控制了職業相關變量的工資方程進行回歸，回歸結果（如表1中系數（3）、系數（4）所示）。①

從表1的回歸結果可以看出，無論是否控制了職業變量，女性的教育回報率均高于男性。具體來說，若只對個人特征變量進行回歸估計，可知在其他條件相同的情況下，受教育年限每增加一年，女性的工資提高10.5個百分點，男性的工資提高9.23個百分點;若控制了職業相關變量，由回歸結果可知，其他條件相同的情況下，受教育年限每增加一年，女性的工資提高4.75個百分點，男性的工資提高4.63個百分點。工作經驗對男性的影響不顯著;而在控制了職業變量的情況下，女性的工作經驗回報顯著為負，這說明年齡大的女性在收入方面處于比較不利的地位。從職業類別來看，男性服務業人員的工資收入相對較低，女性專業技術人員的工資收入相對較高;從工作崗位類型來看，男性個體經營者的收入要明顯高于長期工、臨時工及其他類雇傭類型，這可能是源于個體經營者需要在工作中投入更大的精力和一定的資本，而女性作為長期工則會在工資收入方面處于相對有利的位置;從所有制類型來看，男性在國有單位的工資水平要明顯高于私營單位，而女性在集體單位的工資水平要明顯低于私營單位。

運用Oaxaca工資差異分解法，分別對不控制和控制了職業變量的工資方程回歸結果進行分解，可以分解出勞動力特征差異以及人力資源稟賦對性別工資差異可解釋的影響，加總可得性別工資差異可解釋的部分ΔX′，進而可求出歧視系數。具體的性別工資差異分解結果（如下頁表2和表3所示）。

“男性回歸系數”表示利用Oaxaca分解法而基于歧視存在時女性的工資被壓低的假設;“女性系數”表示利用Oaxaca分解法而基于歧視存在時男性的工資被抬高的假設;采用Cotton分解法加權后的工資回歸系數則是基于歧視存在時男性的工資被抬高的同時女性的工資被壓低的假設。由Cotton性別工資差異分解結果可知，男女小時工資收入自然對數的均值差異為0.279，在不控制職業相關變量的情況下，總差異中的0.0246（占總差異的8.80%）可以被勞動力個人特征或人力資源稟賦差異所解釋，其余的0.2544（占總差異的91.20%）為不可解釋的部分，可歸為勞動力市場歧視的作用;在控制了職業相關變量的情況下，總差異中的0.0645（占總差異的23.13%）為可解釋部分，其余的0.2144（占總差異的76.87%）為不可解釋的部分，可歸為勞動力市場歧視的影響。顯然在控制了職業相關變量的Oaxaca以及Cotton工資差異分解結果中，性別工資差異可解釋的部分顯著增加了。通過對性別工資差異的進一步分析可以發現，無論是否控制了職業相關變量，經驗因素都對擴大男女之間的工資差異起到了主要作用，教育因素都顯著地縮小了男女之間的工資差異，說明提高受教育水平有助于緩解針對女性的工資歧視。

結論

依據2009年中國健康與營養調查城市地區成人數據庫的樣本，運用不同的方法對性別工資差異進行分解。在控制職業相關變量的情況下，比較 Oaxaca（1973）工資差異分解法和Cotton（1988）工資差異分解法分解結果可知：以男性工資結構為基準采用Oaxaca分解法對男女工資差異進行的分解，不可解釋的部分占總體性別工資差異的比重為72.45%;以女性工資結構為基準采用Oaxaca分解法對男女工資差異進行的分解，不可解釋的部分占總體性別工資差異的比重為83.22%。采用Cotton分解法的加權后的無歧視工資結構作為參照，來對性別工資差異進行分解，得出的不可解釋的部分占總體性別工資差異的76.87%。對Oaxaca分解法加以改進后的Cotton分解法，估計出的歧視程度，大于通過Oaxaca男性指數分解所得的歧視程度而小于通過Oaxaca女性指數分解所得的歧視程度。

從前文的分析中可以看出，城市勞動力市場上對女性的工資歧視，已成為一個不容忽視的問題。為了更大限度地減少性別工資歧視的現象，政府應當大力發展教育和培訓事業來提升女性的人力資本水平，尤其是工資水平較低的女性的人力資本水平，來增強女性在勞動力市場中的競爭能力，改善女性在勞動力市場上所處的不利地位。此外，還應當進一步完善保護女性勞動權益的法律體系并健全勞動力市場監督機制。通過制定和完善法律法規，來約束用人單位的行為，對建立勞動關系、確定工資報酬、職工培訓、職位晉升、保險福利待遇等問題加以規范。同時，還要加強對保護女性勞動權益的法律法規的宣傳和普及，以提高社會尤其是女性對公平就業的法律意識和自我保護意識。

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