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哪些女大學(xué)生遭受了起薪歧視？
作者：李紅霞孫璐胡永遠(yuǎn)
教育與經(jīng)濟(jì) 2015年06期
中圖分類(lèi)號(hào)：F08；G40-054 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-4870(2015)01-0044-08
勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別歧視一直受到理論界和實(shí)踐界的關(guān)注。在大學(xué)生勞動(dòng)力市場(chǎng)上，“同工不同酬”現(xiàn)象仍然普遍存在，女大學(xué)生即使獲得了就業(yè)的機(jī)會(huì)，也沒(méi)有得到與自己能力相等的報(bào)酬。調(diào)查顯示，女生只能獲得較低薪資或較低專(zhuān)業(yè)對(duì)口度的工作，實(shí)現(xiàn)就業(yè)[1]；女大學(xué)生獲得的第一份工作工資，即起薪，僅為男生的81.9%[2]。但問(wèn)題是，我們不僅需要關(guān)注女大學(xué)生起薪是否受到性別歧視，而且要關(guān)注哪些女大學(xué)生受到更嚴(yán)重的起薪歧視。對(duì)這一問(wèn)題的理論探索，有助于政府采取更具針對(duì)性的政策。
理論上，學(xué)者們首先關(guān)注的是男女大學(xué)生工資差距的絕對(duì)量及其影響因素。根據(jù)人力資本理論[3]，大學(xué)生人力資本或個(gè)人稟賦特征，是決定起薪的主要因素；根據(jù)歧視理論，女大學(xué)生容易受到統(tǒng)計(jì)性歧視[4]和偏好歧視[5]的影響，從而導(dǎo)致雇主不錄用或支付較低的起薪；根據(jù)職業(yè)隔離理論，女生偏好的“女性學(xué)科”，如文學(xué)等專(zhuān)業(yè)，缺乏技術(shù)性，而男生偏好的“男性學(xué)科”，如工科等，專(zhuān)業(yè)性強(qiáng)，結(jié)果導(dǎo)致起薪差別[6]。
學(xué)者們關(guān)注的另一領(lǐng)域是女大學(xué)生工資的性別歧視程度。這也是理論界重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題。方法運(yùn)用上，均值分解法仍然是主流分析技術(shù)。這類(lèi)方法的基本思想是，以均值回歸為基礎(chǔ)，將男女大學(xué)生工資差異的影響分解成個(gè)人稟賦差異和不可解釋部分，然后將不可解釋因素的“貢獻(xiàn)”視為“性別歧視”，并且將“性別歧視”與工資總差異的比率稱(chēng)之為“歧視比率”。如顧兆廷(2011)采用了Oaxaca-Blinder方法分解[7]；柴國(guó)俊(2011)使用Neumark方法，以解決Oaxaca-Blinder方法的指數(shù)基準(zhǔn)問(wèn)題[8]；彭競(jìng)(2011)使用Brown分解，糾正了就業(yè)部門(mén)選擇問(wèn)題[9]；柴國(guó)俊(2011)使用Applenton方法，考慮了Brown分解的選擇性偏差問(wèn)題[10]。從估計(jì)結(jié)果看，學(xué)者們一致認(rèn)可，女大學(xué)生遭受的性別歧視程度很高，一般占到了起薪差距的70%以上[11]，許多估計(jì)甚至達(dá)到了90%左右[12][13]。
然而，現(xiàn)實(shí)中的工資分布通常不是正態(tài)的，具有長(zhǎng)尾的特性。因此，均值層面上得到的結(jié)果很可能“被平均”。而政策決策者需要確切地知道：是否所有的女生存在同樣大的起薪差距？是否都受到了同樣的歧視？哪些女生是最需要幫助的對(duì)象？只有明確了這些問(wèn)題，才能決定是否采用統(tǒng)一的政策還是差別化的政策。
利用“高校畢業(yè)生就業(yè)問(wèn)卷調(diào)查”數(shù)據(jù)，基于分位數(shù)分解方法，本文旨在檢驗(yàn)女大學(xué)生起薪差距及其性別歧視程度。結(jié)果表明，女大學(xué)生起薪遭遇了顯著的性別歧視；而且，在高分位數(shù)處，即工資分布的高端，性別歧視程度更為嚴(yán)重。這一結(jié)果有助于政府在解決就業(yè)的反性別歧視問(wèn)題上采取更具針對(duì)性的政策。
二、數(shù)據(jù)與方法
(一)數(shù)據(jù)描述
本文采用2008年5-6月本課題組“高校畢業(yè)生就業(yè)問(wèn)卷調(diào)查”數(shù)據(jù)。問(wèn)卷調(diào)查采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣法，調(diào)查對(duì)象為2008屆大專(zhuān)以上高校畢業(yè)生，調(diào)查地域涉及湖南、湖北、江蘇等13個(gè)省市，共有30余所大專(zhuān)以上高校參與此次調(diào)研。共發(fā)出4000份問(wèn)卷，回收2900份，回收率72.5%。但由于調(diào)研時(shí)點(diǎn)選擇在大學(xué)生尚未畢業(yè)的時(shí)間，故有“用人單位提供的初始月工資”(即起薪)樣本只有880個(gè)。本次調(diào)查涉及不同地域、學(xué)歷層次、專(zhuān)業(yè)和生源，因此，能較為客觀(guān)地反映高校大學(xué)生就業(yè)的真實(shí)狀況。
調(diào)查的問(wèn)題，主要分為以下四類(lèi)：第一類(lèi)與大學(xué)畢業(yè)生人力資本或個(gè)人稟賦特征有關(guān)：性別、專(zhuān)業(yè)、學(xué)歷層次、學(xué)業(yè)成績(jī)、獎(jiǎng)學(xué)金、等級(jí)證書(shū)、政治面貌、學(xué)生干部、第二專(zhuān)業(yè)、實(shí)習(xí)經(jīng)歷。第二類(lèi)是關(guān)于大學(xué)畢業(yè)生社會(huì)資本的變量：父母文化程度、父親職業(yè)、就業(yè)時(shí)幫忙的熟人關(guān)系個(gè)數(shù)等。第三類(lèi)是與生源地域相關(guān)的變量：家庭所在地、院校類(lèi)型、學(xué)校地點(diǎn)等。第四類(lèi)是工作搜尋努力及結(jié)果：所在學(xué)校舉辦就業(yè)供需見(jiàn)面會(huì)次數(shù)、參加過(guò)的面試次數(shù)、參加的就業(yè)指導(dǎo)課次數(shù)、目前是否已簽約或等待簽約、就業(yè)單位地區(qū)、用人單位提供的初始月工資等。
由于有些變量在后面的回歸分析時(shí)不顯著，所以，我們對(duì)一些主要變量做基本的描述性統(tǒng)計(jì)分析。
問(wèn)卷中有“用人單位提供的初始月工資”樣本共880個(gè)。其中，男生樣本為557個(gè)，女生樣本為323個(gè)，分別占樣本的63.3%和36.7%。男生平均月工資為2258元，女生為2026元，比男生低10.3%(232元)。顯然，在起薪方面，男女大學(xué)生的確存在著性別差異。
從男女大學(xué)生的稟賦特征差異和分類(lèi)工資差異來(lái)做進(jìn)一步的分析，結(jié)果見(jiàn)表1。
第一，在個(gè)人特征稟賦方面，男生主要在“‘211’重點(diǎn)院�！薄ⅰ笆�(huì)城市”的學(xué)校、所學(xué)專(zhuān)業(yè)為“理科”、“工科”、就業(yè)單位地區(qū)等方面占有優(yōu)勢(shì)；而女生主要在“經(jīng)管”類(lèi)專(zhuān)業(yè)、學(xué)歷層次為“本科”和“成績(jī)排班級(jí)前25%”、父親為“科級(jí)及以上干部”等方面具有優(yōu)勢(shì)。比如，在“‘211’重點(diǎn)院校”一項(xiàng)，男生所占比例占全部男生的58.71%，而女生比例只占全部女生的51.39%，說(shuō)明男生占比具有優(yōu)勢(shì)；而在“本科”學(xué)歷一項(xiàng)，女生比例占全部女生的75.70%，而男生所占比例只占全部男生的52.60%，說(shuō)明女生占比具有優(yōu)勢(shì)。
第二，同等條件下，男生的起薪水平基本上高于女生。比如，同為“理科”畢業(yè)生，男女起薪差距達(dá)到691元，是男女均值差距(232元)的3倍。
第三，與男女起薪差距的均值比，個(gè)人特征或外部條件的層次或水平越低，男女起薪差距越大。如，“普通院�！焙汀岸�(jí)學(xué)院”、“專(zhuān)科”、“非省會(huì)”學(xué)校等；而在另一端，如“‘211’重點(diǎn)院�！薄ⅰ笆�(huì)城市”學(xué)校，男女起薪差距反而較小。
總之，盡管男女大學(xué)生起薪的均值差距只有10%左右，但是，如果考慮到不同的學(xué)生稟賦特征差異和起薪分布，就會(huì)發(fā)現(xiàn)：同樣稟賦特征的男生和女生存在起薪差異；而且，起薪差異可能在工資分布的低端更大。因此，需要進(jìn)行分位數(shù)層面的分析。
(二)分位數(shù)回歸與分解方法
分位數(shù)回歸方法是指利用解釋變量的多個(gè)分位數(shù)(例如10分位、50分位、90分位等)，以分析不同分位數(shù)上解釋變量對(duì)因變量的影響。該方法最早由Koenker和Bassett(1978)提出[14]。與傳統(tǒng)的最小二乘回歸(即OLS)相比，分位數(shù)回歸方程不僅能詳細(xì)地描述自變量對(duì)因變量變化范圍以及條件分布形狀的影響，還能捕捉分布的尾部特征。它能全面地刻畫(huà)分布的特征，而且對(duì)異常值的敏感程度也小于均值，故分位數(shù)回歸系數(shù)比OLS回歸系數(shù)更穩(wěn)健。
分位數(shù)的工資回歸模型可以表示為：
其中i=m，f，分別表示男大學(xué)生和女大學(xué)生，表示特征向量，表示不同分位點(diǎn)θ處i的特征回報(bào)率，該值可以通過(guò)下式求解：
其中j=1，2，3，…n，表示男大學(xué)生和女大學(xué)生的樣本數(shù)，為檢查函數(shù)。
工資差距的分解方面，最早采用經(jīng)典Oaxaca Blinder分解[15][16]。這種分解方法是一種基于均值的分解。
但是，均值層面的分析無(wú)法全面揭示工資差距的全貌。實(shí)際上，工資的分布是一種典型的長(zhǎng)尾分布，而非正態(tài)分布，因此，在不同的工資分布上，影響因素的不同可能導(dǎo)致歧視特征的差異。Melly(2006)方法[17]就是一種典型的分位數(shù)分解。該方法首先基于參數(shù)的分位數(shù)回歸來(lái)估計(jì)工資的條件分布[18]；接著，整合協(xié)變量的范圍來(lái)獲得無(wú)條件分布函數(shù)估計(jì)；然后，進(jìn)一步構(gòu)造反事實(shí)工資分布，將工資差異分解為特征差異和特征價(jià)格差異(歧視)。
如果用數(shù)學(xué)式表示，θ分位點(diǎn)處的男女工資差距可以分解為：
該式左邊是分位點(diǎn)θ上男性與女性工資的差距，，(i=m，f)分別是男女的稟賦特征和特征價(jià)格。右邊第一項(xiàng)表示男性和女性個(gè)人稟賦特征導(dǎo)致的工資差異(特征價(jià)格相同)；第二項(xiàng)表示男性和女性稟賦特征價(jià)格導(dǎo)致的工資差異(稟賦特征相同)，也即歧視。
三、估計(jì)結(jié)果
(一)起薪差異的影響因素
既然男女大學(xué)生存在明顯的起薪差距，而且呈現(xiàn)出起薪分布上的不同特征，那么，在各個(gè)分位點(diǎn)上，究竟哪些因素對(duì)工資有顯著影響？
首先，利用OLS回歸對(duì)大學(xué)生的起薪進(jìn)行均值層面的分析。以Mincer收入方程式為基礎(chǔ)，“用人單位提供的初始月起薪”的對(duì)數(shù)(lnw)為被解釋變量，選擇院校類(lèi)型、性別、學(xué)校地點(diǎn)、專(zhuān)業(yè)、學(xué)歷層次等為解釋變量。先進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在異方差；但是，由于樣本來(lái)自于不同省份，同一省份內(nèi)的樣本間可能存在一定的誤差相關(guān)，因此，我們按照學(xué)校所在“省份”進(jìn)行聚類(lèi)，選擇聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表2的第2列。然后，選取大學(xué)生起薪的10分位、25分位、50分位、75分位和90分位處進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。
OLS聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果顯示，在均值層面，個(gè)人稟賦特征尤其人力資本變量，是決定大學(xué)生起薪的首要因素，“‘211’重點(diǎn)院�！薄ⅰ袄砜啤�、“工科”、“本科”等人力資本變量對(duì)起薪的影響顯著為正；同時(shí)，父親職業(yè)為“科級(jí)及以上干部”、“面試次數(shù)6次以上”、“就業(yè)單位在東部”等變量對(duì)起薪的影響也顯著為正。但另一方面，“女性”身份對(duì)起薪具有顯著負(fù)影響，“女性”將減少起薪12.5%。這是一個(gè)具有性別歧視的明顯信號(hào)。
分位數(shù)回歸結(jié)果卻顯示出更豐富的內(nèi)容。
首先，“女性”身份對(duì)起薪的影響顯著為負(fù)；而且隨著分位數(shù)的增加，負(fù)影響程度逐漸增大。從表2的第2行看，除了10分位外，“女性”身份對(duì)大學(xué)生的起薪均存在顯著負(fù)影響，如在90分位處的系數(shù)高達(dá)-0.20。這表明，在起薪的高分位處，女性可能受到了更大程度的性別歧視。
其次，個(gè)人稟賦特征對(duì)因變量的影響程度隨分位點(diǎn)的不同而不同。在起薪的低分位處，人力資本變量對(duì)大學(xué)生起薪的影響程度較大。其中，在10分位處，“‘211’重點(diǎn)院�！钡南禂�(shù)高達(dá)0.69，而在高分位處卻為負(fù)值。相反，在起薪的高分位處，社會(huì)資本因素對(duì)大學(xué)生起薪的影響程度較大，如父親職業(yè)為“科級(jí)以上干部”在低分位處對(duì)起薪無(wú)顯著影響，但在90分位數(shù)處的系數(shù)則高達(dá)0.26。
回歸分析表明，男女大學(xué)生起薪差異既可能由個(gè)人稟賦特征差異決定，也可能由性別歧視造成。那么，這兩種因素對(duì)起薪差異的具體影響程度和比例多大？性別歧視在起薪分布上呈現(xiàn)怎樣的特征？下面將進(jìn)行分位數(shù)分解來(lái)予以回答。
(二)起薪差異的分位數(shù)分解
首先，我們采用Oaxaca-Blinder分解。結(jié)果顯示，男女大學(xué)生工資對(duì)數(shù)的均值差距為0.136(p=0.000)。其中，個(gè)人稟賦特征差異所占比重為8.3%，而稟賦特征回報(bào)率差異所占比重或歧視比率為91.7%。這說(shuō)明，在均值層面，性別歧視是造成男女大學(xué)生起薪差距的最主要原因。
然后，利用Melly(2006)分解方法，將男女大學(xué)生不同分位數(shù)上的工資對(duì)數(shù)進(jìn)行分解，結(jié)果如表3所示。
表3第2列的結(jié)果顯示，工資對(duì)數(shù)的性別差異隨分位數(shù)上升而減少。在40分位數(shù)之前，工資對(duì)數(shù)差異均大于Oaxaca-Blinder分解的均值(0.136)，而在此之后則小于均值；特別地，在10分位數(shù)處，工資對(duì)數(shù)差距最大，為0.2358，而在90分位數(shù)點(diǎn)，則下降到0.0592。第3列體現(xiàn)的是男女大學(xué)生個(gè)人稟賦特征差異，在工資低分位數(shù)處，男生占有稟賦優(yōu)勢(shì)，數(shù)值為正；而在高分位數(shù)處(70%以后)則女生占有優(yōu)勢(shì)，數(shù)值為負(fù)。
表3第4列是稟賦特征回報(bào)率差異。第5列是稟賦特征回報(bào)率差異所占比重(第4列除以第2列)，或歧視比率，隨分位數(shù)上升呈逐漸增大趨勢(shì)。尤其是70分位數(shù)以后，性別歧視程度均超過(guò)100%。這是一個(gè)無(wú)法在均值層面分析得到的結(jié)果。這是由于在工資的高分位處，稟賦特征差異表現(xiàn)為負(fù)值，即女大學(xué)生的個(gè)人稟賦特征優(yōu)于男大學(xué)生的個(gè)人稟賦特征所致。
如圖1所示，我們將男女大學(xué)生的工資分布每隔1個(gè)分位點(diǎn)的回歸結(jié)果擬合成男女大學(xué)生的工資對(duì)數(shù)總差異、個(gè)人稟賦特征差異和特征回報(bào)率差異3條曲線(xiàn)。橫軸是分位點(diǎn)，縱軸是工資對(duì)數(shù)的差異�？梢园l(fā)現(xiàn)：隨著分位點(diǎn)的逐漸上升，大學(xué)生的工資差異逐漸減少，男女稟賦特征差異由正變負(fù)，這表明男大學(xué)生的個(gè)人稟賦特征優(yōu)勢(shì)逐漸減小，女大學(xué)生的稟賦特征優(yōu)勢(shì)逐漸增強(qiáng)；并且，稟賦特征回報(bào)率曲線(xiàn)整體呈U型，在高分位點(diǎn)高于個(gè)人稟賦特征差異曲線(xiàn)，表明性別歧視是造成男女大學(xué)生工資差距的主要因素，尤其是位于工資高端的女大學(xué)生，遭受更大的性別歧視。
圖1 男女大學(xué)生起薪差距分解的變化趨勢(shì)圖
四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)
前面采用Melly方法估計(jì)的結(jié)果(表3)中，70分位以上(包括70分位)的稟賦特征回報(bào)率差異均超過(guò)100%。這一結(jié)果雖然可以用女大學(xué)生性別歧視加以解釋?zhuān)牵〉酶咂鹦降哪写髮W(xué)生是否存在一些不可觀(guān)測(cè)的特質(zhì)，而獲得用人單位的青睞呢？或者說(shuō)，超過(guò)100%的歧視程度是否存在夸大的“偽”歧視？
為了回答這一問(wèn)題，我們希望將不可觀(guān)測(cè)的稟賦特征差異從總的工資差異中分離出來(lái)。而利用Juhn-Murphy-Pierce分解方法(簡(jiǎn)稱(chēng)JMP1993)[19]，可以將男女大學(xué)生的工資差異分解為個(gè)人稟賦特征差異、個(gè)人稟賦特征回報(bào)率差異及不可觀(guān)測(cè)技能差異三個(gè)部分。我們得到分解結(jié)果如表4所示。
由表4第2列可知，高分位處的工資差距均低于平均差距(0.1361)，而低分位處的工資差距均高于平均差距，說(shuō)明隨分位數(shù)的逐漸上升，男女大學(xué)生的工資差異遞減。另一方面，由第5列可知，個(gè)人稟賦特征回報(bào)率差異所占比重隨著分位數(shù)的上升而增大。這一結(jié)果也是對(duì)前面Melly(2006)估計(jì)結(jié)果的一種佐證。
但我們感興趣的是，男女學(xué)生不可觀(guān)測(cè)技能差異所占比重。從第6列看，男大學(xué)生并沒(méi)有明顯的優(yōu)勢(shì)，其中，在10、50和75分位處，女生的不可觀(guān)測(cè)技能甚至高于男生；而且，從第7列看，不可觀(guān)測(cè)技能差異遠(yuǎn)小于歧視所占比重(第5列)，且在工資的高分位處，其所占比重都小于10%。因此，這就說(shuō)明Melly(2006)分解中，“高分位處具有更大的性別歧視程度”這一結(jié)果，不是由于男大學(xué)生不可觀(guān)測(cè)技能所造成，而是實(shí)實(shí)在在的性別歧視。
五、結(jié)論與討論
本文以“高校畢業(yè)生就業(yè)問(wèn)卷調(diào)查”數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)男女大學(xué)生起薪差距進(jìn)行了分位數(shù)分解。分析表明，一方面，工資對(duì)數(shù)的性別差異的絕對(duì)量隨分位點(diǎn)由低到高，逐漸縮�。涣硪环矫�，隨工資分位數(shù)上升，歧視性差異比例增大，高收入群體的性別歧視程度更大。
而且，在工資的高分位數(shù)處，人力資本的作用很小，社會(huì)資本的作用明顯。在工資高端，盡管女生占有稟賦特征優(yōu)勢(shì)，但崗位的獲得并不由個(gè)人人力資本所決定，而是由外部因素如父親工作性質(zhì)為“科級(jí)以上干部”或“經(jīng)營(yíng)業(yè)主”、就業(yè)單位在“東部地區(qū)”等決定。因此，我們可以推斷，如果女生沒(méi)有較好的家庭背景，單純依靠自身的人力資本優(yōu)勢(shì)，可能難以獲得高工資崗位；只有非常優(yōu)秀的女生，或者擁有與男生同樣人力資本但卻擁有更好家庭社會(huì)資本的女生，才可以獲得與男生同樣的起薪。
因此，女生受到的起薪歧視很有可能是受到了行業(yè)或職業(yè)“進(jìn)入”的障礙。在工資的高端，很可能是一些正規(guī)部門(mén)或壟斷部門(mén)的職業(yè)，女生的難度主要在于“進(jìn)入”難。只要“進(jìn)入”，基本上還是體現(xiàn)了同工同酬，男女起薪差距較�。欢诠べY低分位數(shù)處，男女生起薪的較大差距可能在于“職業(yè)隔離”，即男生的工作集中于一些“男性”工作如工程、技術(shù)類(lèi)等，而女生只能集聚在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的二級(jí)市場(chǎng)，技術(shù)性和專(zhuān)業(yè)性要求均低于男性工作，結(jié)果造成了“職業(yè)”差距。
我們的研究表明，不能簡(jiǎn)單地按照起薪的差距大小來(lái)判斷性別歧視的程度；同時(shí)，由于工資高分位數(shù)處具有較大的性別歧視程度，因此，要將反性別歧視的重點(diǎn)放在高工資崗位的獲取上。我們的分析有助于政策決策者更好地組織和實(shí)施具有針對(duì)性的就業(yè)或反歧視政策。比如，政府部門(mén)應(yīng)該重點(diǎn)監(jiān)管壟斷部門(mén)、大型公司在用人環(huán)節(jié)上的性別歧視問(wèn)題。
作者介紹：李紅霞，女，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)高等教育研究所助理研究員，研究方向?yàn)榻逃?jīng)濟(jì)理論；孫璐，女，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院研究生，研究方向?yàn)槿肆Y本理論；胡永遠(yuǎn)，男，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院教授，研究方向?yàn)閯趧?dòng)經(jīng)濟(jì)理論與實(shí)踐，江蘇 南京 210046
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