基于多元用工視角的文職人員性別工資差距研究

俞妍 孫澤厚 王文輝

摘 要： 該研究引入貼近現(xiàn)實(shí)的勞務(wù)派遣問題，旨在探討多元用工形式下中國文職人員性別工資差距的分布及成因。“中國工資工作調(diào)查”數(shù)據(jù)顯示，文職人員性別工資差距的分布呈現(xiàn)復(fù)雜的組合效應(yīng)。通過運(yùn)用分位數(shù)回歸和分解的方法對性別工資差距的影響因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)只有非勞務(wù)派遣人員的工資水平與人力資本投入顯著正相關(guān)，且相較女性而言，男性教育投資回報(bào)率和經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率都更高且更穩(wěn)定;此外，非勞務(wù)派遣人員在中高分位數(shù)段存在性別歧視，勞務(wù)派遣人員則與之相反。研究基于文職人員的工資分布特征，闡明了不同用工形式下影響性別工資差距的關(guān)鍵因素，從情境和方法的角度拓展了性別工資差距的研究。

關(guān)鍵詞： 性別工資差距;用工形式;文職人員;分位數(shù)分解

中圖分類號： F249.24 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A DOI： 10.3963/j.issn.1671-6477.2021.03.015

男女在就業(yè)市場上的不平等長期以來都是勞動經(jīng)濟(jì)和人力資源領(lǐng)域的經(jīng)典話題，而其中被研究得最多的莫過于性別工資差距問題及其產(chǎn)生的原因[1]。近年來，基于工資分布的研究已取代對平均工資的研究[2]，成為國際上的主要趨勢。各國學(xué)者不斷探索和更新研究方法，對性別工資差距的分布開展了廣泛研究。然而性別工資差距隨著分位數(shù)的變化在一些國家呈現(xiàn)出“天花板效應(yīng)”，在另一些國家卻呈現(xiàn)出“粘地板效應(yīng)”。

所謂“天花板效應(yīng)”，是指隨著收入增長而性別工資差距逐漸增大，并在收入分布中的頂端達(dá)到最大，它常被用來描述不同收入水平的男性和女性在勞動力市場不平等程度的差別。“粘地板效應(yīng)”恰好與此相反，是指工資差距在收入分布的底端較大，隨著收入增長差距而逐漸縮小。

許多針對中國工資分布的研究顯示，性別工資差距隨分位數(shù)上升呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。這些研究大多基于將所有人群視為一個整體的前提。而在當(dāng)前很多企業(yè)為了節(jié)省用工成本，大量使用勞務(wù)派遣人員的背景下，該研究將用工形式納入考慮，分別對勞務(wù)派遣人員和非勞務(wù)派遣人員性別工資差距的分布進(jìn)行描述和分析;同時將研究對象的職業(yè)鎖定在文職人員。根據(jù)“國際工資工作調(diào)查”（wageindicator.org）的職業(yè)分類，本研究中的文職人員主要指企事業(yè)單位不直接參與生產(chǎn)、銷售、采購等一線作業(yè)的中后臺管理人員，不含軍隊(duì)文職人員。所采用的工資調(diào)查數(shù)據(jù)中，文職人員樣本相對較大，關(guān)鍵信息也較全，得到的結(jié)論也更具代表性。該研究的目標(biāo)聚焦于以下兩個方面：第一，在考慮用工形式的情況下，檢驗(yàn)在中國文職人員性別工資差距隨分位數(shù)的變化是否總是呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”;第二，找出不同用工形式下文職人員性別工資差距的關(guān)鍵影響因素。

一、 性別工資差距的國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

已有研究發(fā)現(xiàn)，對數(shù)工資在不同分位數(shù)上存在著顯著的性別差距[3]，而關(guān)于它是呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”還是“天花板效應(yīng)”，不同國家的研究結(jié)論不盡相同。Bonjour & Gerfin[4]運(yùn)用瑞士的微觀數(shù)據(jù)來分析性別工資差距的分布情況，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，低工資人群中一部分超出比例的工資差距是因?yàn)槠缫曉斐傻?。Datta等[5]比較了1983到1995年期間美國和丹麥性別工資差距的變化，發(fā)現(xiàn)性別工資差距在丹麥呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”，而在美國呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。從時間序列上看，在丹麥，高分位的性別工資差距經(jīng)歷了最大的增長;而在美國，在分布的頂端和中部性別工資差距的下降是最明顯的。Rica等[6]研究了西班牙男女性別工資差距的分布，他們在研究中區(qū)分了勞動者的教育水平，發(fā)現(xiàn)對于教育水平高的工人來說，性別工資差距呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”;而對于教育水平低的工人來說，性別工資差距呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。Albrechet等[7]擴(kuò)展了Machado & Mata[8]分解法在樣本選擇上的技術(shù)，研究結(jié)果顯示，荷蘭工人性別工資差距的分布呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”。Kunze[9]則對關(guān)于性別工資差距的實(shí)證研究進(jìn)行了文獻(xiàn)綜述，他認(rèn)為性別工資差距的分布是否存在“天花板效應(yīng)”是一個重要的問題，而分位數(shù)回歸技術(shù)則可能是針對該問題的一種有效研究方法。

近年來，國內(nèi)性別工資差距領(lǐng)域的研究出現(xiàn)與國際研究接軌的趨勢，研究焦點(diǎn)開始從平均工資轉(zhuǎn)向工資分布層次。葛玉好[10]首先在中國性別工資差距問題上展開了基于工資分布層次的研究，發(fā)現(xiàn)男女的工資差距分布呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”，并且性別差距在工資分布頂端越來越小，在工資分布末端越來越大。亓壽偉和劉智強(qiáng)[11]對企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行了區(qū)分，發(fā)現(xiàn)性別工資差距在國有部門和非國有部門均呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”，并且國有部門的性別工資差距明顯低于非國有部門。張世偉和郭鳳鳴[12]發(fā)現(xiàn)在東北城市勞動力市場中，工資分布的所有分位數(shù)上都存在著明顯的性別工資差距，并且隨著分位數(shù)的上升，性別工資差距不斷縮小，即呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。陳建寶和段景輝[13]將工資收入分為低、中、高三個階層，基于1988-2005年的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在每個收入階層內(nèi)，1988年的性別工資差距隨著工資水平的增加而增加，1996年性別工資差距呈現(xiàn)兩端大、中間小的特征，而2005年的性別工資差距則呈現(xiàn)兩端小、中間大的形態(tài)特征。

有趣的是，當(dāng)將中國勞動力市場視作一個整體時，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)性別工資差距呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”，而當(dāng)對人群進(jìn)行細(xì)分之后則會得出不一樣的結(jié)論。這就會讓我們產(chǎn)生一個疑問，在中國是否總是存在“粘地板效應(yīng)”？當(dāng)產(chǎn)生新的限定條件時，是否會有不一樣的發(fā)現(xiàn)？此外，國內(nèi)相關(guān)研究大多采用的是中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHNS）、城市家庭調(diào)查（UHS）等大樣本數(shù)據(jù)。由于這些數(shù)據(jù)對相關(guān)模型中涉及到的很多解釋變量并未做細(xì)致分類，研究人員在數(shù)據(jù)處理時需采取一定的假設(shè)和估測，導(dǎo)致回歸方程的精確性不可避免地降低。

該研究正是為了弄清上述問題，在前人研究的基礎(chǔ)上，使用更有針對性、調(diào)查科目更為精細(xì)的數(shù)據(jù)，結(jié)合當(dāng)下熱門的勞務(wù)派遣問題，聚焦文職人員這一職業(yè)，研究在中國不同用工形式下性別工資差距的分布究竟有何差別。

二、 性別工資調(diào)研數(shù)據(jù)分析

（一） 數(shù)據(jù)說明

該研究使用的數(shù)據(jù)來源于“中國工資工作調(diào)查”（wageindicator.cn）線上數(shù)據(jù)庫，其中根據(jù)職位特征所篩選出的“文職人員”這一職位的問卷數(shù)據(jù)共3094份。調(diào)查時間主要分布在2011年的1月到9月，主要集中在3月。由于調(diào)查時間比較集中，可視該數(shù)據(jù)集為截面數(shù)據(jù)，無需考慮時間的影響。

經(jīng)篩選和清理，最終得到有效樣本1155個。其中，非勞務(wù)派遣人員樣本936個，男性樣本266個，女性樣本670個。勞務(wù)派遣人員樣本219個，男性樣本68個，女性樣本151個。從樣本的分布情況來看，文職人員中女性居多，這與該職業(yè)的性質(zhì)有關(guān);勞務(wù)派遣與非勞務(wù)派遣的男女比例基本一致。

（二） 統(tǒng)計(jì)描述

分別對非勞務(wù)派遣人員和勞務(wù)派遣人員不同分位數(shù)下男性和女性的對數(shù)小時工資進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，得到結(jié)果如表1所示。

從表1可看出，四組數(shù)據(jù)的平均數(shù)都大于中位數(shù)，說明工資收入的分布是有偏的，即半數(shù)以上人的工資低于平均工資。非勞務(wù)派遣人員工資的波動大于勞務(wù)派遣人員，且非勞務(wù)派遣人員中男性工資波動大于女性，而勞務(wù)派遣人員中女性工資波動大于男性。

從對數(shù)小時工資的性別差距上來看，非勞務(wù)派遣人員從中位數(shù)開始總體上呈上升趨勢，即隨著工資分位數(shù)的升高，男女工資差距變大;而勞務(wù)派遣人員總體上呈現(xiàn)下降趨勢，直到90%分位數(shù)才有回升，即隨著工資分位數(shù)的升高，男女工資差距有縮小之勢。這與前人研究發(fā)現(xiàn)的單一的“粘地板效應(yīng)”不太一致。

為了更加準(zhǔn)確地度量不同分位數(shù)下性別工資的相對差異，并使該指標(biāo)含義清晰，對性別工資差距進(jìn)行如下處理：首先分別對男女的小時工資求對數(shù)，得到lnWm和lnWf，然后用男性對數(shù)小時工資減去女性對數(shù)小時工資，得到對數(shù)工資差lnWm-lnWf，亦即ln（Wm/Wf），此時工資差距在不同分位水平的差別已得到修正;為使性別工資差距的含義更明晰，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行去對數(shù)處理，得到男女的工資比率Wm/Wf。根據(jù)這一指標(biāo)作圖，得到兩種不同用工形式下的男女工資比率分布如圖1所示：

從圖1可知，分位數(shù)的底端和頂端較不穩(wěn)定，因此對5%和95%分位數(shù)處的變化不予考慮;在40%到80%分位數(shù)之間，其性別工資差距開始呈現(xiàn)下降趨勢，總體而言，勞務(wù)派遣人員的性別工資差距呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。而對于非勞務(wù)派遣人員而言，性別工資差距在70%以下和80%以上段呈現(xiàn)隨分位數(shù)增大而上升，總體趨勢上呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”，而在中間70%到80%的一小段呈現(xiàn)下降趨勢。

由此可見，性別工資差距在中國并不總是呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。尤其是針對不同用工形式進(jìn)行考察后發(fā)現(xiàn)，勞務(wù)派遣人員在總體趨勢上呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”，而非勞務(wù)派遣人員在總體上呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”;并且在不同分位數(shù)處還存在一些波動，并非單一的下降趨勢。這種復(fù)雜的波動趨勢背后可能蘊(yùn)含著很多的經(jīng)濟(jì)含義，下面將通過分位數(shù)回歸和分解，就不同分位數(shù)下性別工資差距的形成原因進(jìn)行分析。

三、 基于Mincer方程的回歸模型

（一） 模型構(gòu)建

該研究采用的回歸模型是基于Mincer工資方程的擴(kuò)展，即在Mincer方程的基礎(chǔ)上根據(jù)數(shù)據(jù)特征和實(shí)際情況對模型中包含的變量進(jìn)行了一定的補(bǔ)充。

具體而言，對于某一特定分位數(shù)，對男性和女性分別根據(jù)以下方程進(jìn)行回歸：

多數(shù)大樣本數(shù)據(jù)庫提供的是年工資數(shù)據(jù)，因此許多研究只能通過假設(shè)年工作小時數(shù)來估測小時工資。而“中國工資工作調(diào)查”采用的則是準(zhǔn)確的小時工資數(shù)據(jù)，使得相關(guān)研究更為精確。由于使用對數(shù)工資收入可使得工資收入的分布更接近正態(tài)分布，而且能消除部分異質(zhì)性和特殊點(diǎn)的干擾，因此被解釋變量采用對數(shù)小時工資。

關(guān)于解釋變量，該研究共選取了教育水平、工作經(jīng)驗(yàn)、工作經(jīng)驗(yàn)的平方、性別、婚姻及子女狀況、行業(yè)和企業(yè)規(guī)模七個變量，考慮到自變量的內(nèi)生性問題，這里不再采用年齡這一變量，其數(shù)據(jù)信息在教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)中已被包含。各自變量的取值和處理說明如下：

1.教育水平。教育水平的度量指標(biāo)為受教育年限。得到受教育年限的方法是根據(jù)中國教育的年限規(guī)定對原數(shù)據(jù)中最高學(xué)歷這一變量進(jìn)行處理，教育年限“6”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為小學(xué)，“9”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為初中，“12”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為高中（或中專以上學(xué)歷），“14”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為大專，“16”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為大學(xué)，“18”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為研究生，“21”（年）對應(yīng)的最高學(xué)歷為博士。

2.工作經(jīng)驗(yàn)。中國的學(xué)齡規(guī)定是6歲，因此對于受過教育的人群，工作經(jīng)驗(yàn)應(yīng)為實(shí)際年齡減去受教育年限再減去6。而對于未受過教育的人群，根據(jù)《中華人民共和國勞動法》①和《中華人民共和國未成年人保護(hù)法》②的相關(guān)規(guī)定，16歲以上才能受到企業(yè)正式聘用。因此在對受教育人群的處理上，將用實(shí)際年齡減去16作為此人工作經(jīng)驗(yàn)的度量，用公式表示即

3.工作經(jīng)驗(yàn)的平方。根據(jù)生命周期理論，人的工資會隨著年齡的增長呈現(xiàn)倒U形的變化趨勢，即工資與工作經(jīng)驗(yàn)可能存在二次的非線性關(guān)系，因此這里將工作年限的平方也取作解釋變量之一。

4.性別。性別作為虛擬變量，男性取1，女性取0。

5.婚姻及子女狀況。根據(jù)婚姻狀況和子女狀況的組合將樣本分為四組，分別是單身無子女、已婚無子女、已婚有子女和單身有子女。其中，單身包括喪偶、離異和未婚三種情況。

6.行業(yè)。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)的國際分類標(biāo)準(zhǔn)將員工所處行業(yè)分為四大類，依次為：農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè);商業(yè)服務(wù);貿(mào)易、運(yùn)輸、服務(wù)業(yè);以及公共部門、健康保健、教育。

7.企業(yè)規(guī)模。企業(yè)規(guī)模主要通過員工數(shù)量來進(jìn)行度量，將員工人數(shù)劃分為五個維度，依次是0-10，11-50，51-100，101-500和>500（單位：人）。

四、 不同用工形式下的分位數(shù)回歸與分解

（一） 分位數(shù)回歸

1.非勞務(wù)派遣回歸結(jié)果。將樣本數(shù)據(jù)按照用工形式分為勞務(wù)派遣人員和非勞務(wù)派遣人員兩組，使用STATA 11.0分別對所有樣本在10%，25%，50%，75%和90%分位上進(jìn)行回歸，同時對其均值進(jìn)行OLS回歸，作為參照對象。其中，非勞務(wù)派遣人員在不同分位數(shù)上一些主要解釋變量的回歸結(jié)果如表2所示，其有效樣本數(shù)N為936。

以上回歸結(jié)果顯示，非勞務(wù)派遣人員的教育年限、工作年限以及工作年限的平方較為顯著，尤其是在中低分位（10%，25%，50%分位）十分顯著，說明在中低分位上，工資與教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)呈顯著的正相關(guān)。而高分位處（90%分位）教育年限的顯著性要高于工作經(jīng)驗(yàn)，說明在高工資人群中，學(xué)歷對工資起著比工作經(jīng)驗(yàn)更明顯的作用。工作經(jīng)驗(yàn)平方的系數(shù)分布呈現(xiàn)倒U型，與生命周期理論③一致。

對于婚姻及子女狀況而言，已婚有小孩的人群相對于單身無小孩的人群來說工資顯著下降，說明該人群會把更多的精力放在家庭上，一定程度上減少其在工作上的投入。有意思的是，單身有小孩的人群在10%和50%分位上工資顯著高于單身無小孩的人群，這可能是由于他們撫養(yǎng)小孩的負(fù)擔(dān)較重，因此會更加努力地工作，或者公司會針對該特殊情況給予一定補(bǔ)助作為員工關(guān)懷的一部分。

為了進(jìn)一步解釋非勞務(wù)派遣人員性別工資差距變化的原因，通過在不同分位數(shù)下分別對非勞務(wù)派遣制下的男性和女性進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)非勞務(wù)派遣人員性別工資的差異一部分是由于教育回報(bào)率和工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率的差異帶來的。男性在各分位上的教育回報(bào)率和工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率基本都高于女性，這可以一定程度上解釋性別工資差異產(chǎn)生的來源，即女性在獲取就業(yè)信息和積累工作經(jīng)驗(yàn)等方面的能力相對于男性較弱。

同時，男性教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)在各分位上的回歸系數(shù)都基本穩(wěn)定，女性則有較大波動，女性這些因素的波動也就造成了男女工資比例在不同分位數(shù)上的波動。非勞務(wù)派遣人員的工資差距之所以會在70%到80%分位的一小段呈現(xiàn)下降趨勢，可通過上述系數(shù)的變化趨勢得到一定的解釋。男性的教育回報(bào)率和工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率一直保持平穩(wěn)趨勢，而女性的教育回報(bào)率在50%到70%之間出現(xiàn)一段下降，又在70%到90%分位出現(xiàn)上升，工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率在75%到80%段也出現(xiàn)了上升。在這一較高分位數(shù)區(qū)間上，女性教育和工作經(jīng)驗(yàn)帶來的回報(bào)率上升導(dǎo)致男女在這一區(qū)間的工資差距有所下降。

2.勞務(wù)派遣回歸結(jié)果。表3所示是勞務(wù)派遣人員在不同分位數(shù)上一些主要解釋變量的回歸結(jié)果，其有效樣本數(shù)N為219。

結(jié)合非勞務(wù)派遣人員和勞務(wù)派遣人員的回歸數(shù)據(jù)相比較可看出，非勞務(wù)派遣人員各分位數(shù)上教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)變量都較顯著，而勞務(wù)派遣人員則很不顯著。這說明非勞務(wù)派遣人員的工資很大程度上取決于人力資本投資（包括教育和經(jīng)驗(yàn)等），而勞務(wù)派遣人員的工資則與人力資本投資的相關(guān)性不大，可能取決于其他一些個人因素。這與現(xiàn)實(shí)情況比較吻合，現(xiàn)實(shí)中，一些勞務(wù)派遣人員的工資很大程度上僅取決于其工作績效，而其績效的決定因素除了個人能力之外，還主要取決于其社會資源，與其教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)的關(guān)系不那么直接。此外，這與非勞務(wù)派遣人員和勞務(wù)派遣人員所面對的激勵模式不同也有關(guān)系。通常企業(yè)對于非勞務(wù)派遣人員會采取職業(yè)生涯發(fā)展等長期的激勵方式，即通過升職對其工作績效進(jìn)行獎勵，且工資水平則與職級直接掛鉤。而對待勞務(wù)派遣人員企業(yè)則通常采取相對短期的激勵方式，如根據(jù)其工作表現(xiàn)直接增減工資或獎金等，這就造成非勞務(wù)派遣人員有比勞務(wù)派遣人員更為強(qiáng)烈的動機(jī)進(jìn)行人力資本投資以獲得職位的晉升和職業(yè)生涯的長遠(yuǎn)發(fā)展。

即使在文職人員這一相對適合女性從事的職業(yè)中，男性和女性的工資還是存在一定程度的差距。針對性別工資差距的形成機(jī)理，人力資本理論從勞動者自身的獲得性人力資源稟賦的角度進(jìn)行了解釋，歧視經(jīng)濟(jì)學(xué)理論則從性別歧視以及勞動力市場選擇角度進(jìn)行了探討。

而對于不同用工形式下的文職人員而言，形成這種差距的原因是什么，到底是因?yàn)閯趧诱弑旧淼膫€體特征（如教育水平、工作年限、婚姻及子女狀況、所處行業(yè)、企業(yè)規(guī)模等）差異，還是存在一定程度的性別歧視，有待進(jìn)一步研究。接下來將分別對非勞務(wù)派遣人員和勞務(wù)派遣人員不同分位數(shù)上的性別工資差距進(jìn)行分解，探究其中有多少是來源于勞動力市場的性別歧視，多少是由于個體特征的差異造成的。

（二） 分位數(shù)分解

該研究借鑒由Machado& Mata（2005）提出的分位數(shù)分解法的思想分別對勞務(wù)派遣人員和非勞務(wù)派遣人員的性別工資差距進(jìn)行分解。根據(jù)MM2005分解法，不同分位點(diǎn)的差異將被分解成兩個部分，分別是由個體特征造成的差異和由性別歧視造成的差異。MM2005方法會產(chǎn)生兩個反事實(shí)的密度，第一個是如果女性被賦予男性的個體特征，但仍按女性工資回歸方程付酬得到的對數(shù)工資密度的增加XMβF（θ）;第二個是如果女性保持其個體特征，但按照男性的回歸方程被付酬從而得到的對數(shù)工資密度增加的部分XFβM（θ）。原始差距可表示為上述兩部分之和，即（XM-XF）βM（θ）+XF（βM（θ）-βF（θ））。

非勞務(wù)派遣制和勞務(wù)派遣制下的總差距、系數(shù)差距和個人特征差距分別反映在圖2和圖3中。

圖2中實(shí)線反映的是非勞務(wù)派遣人員性別工資的系數(shù)差異，即在假設(shè)男女其他變量系數(shù)相同的條件下得到的純性別差異，可以理解為勞動力市場中的性別歧視;虛線反映的是非勞務(wù)派遣人員的個體特征差異，即性別工資差距中可主要被個人特征（包括教育水平、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻及子女狀況、所處行業(yè)、企業(yè)規(guī)模等）解釋的部分。

在中位數(shù)以下，個體特征的差異是性別工資產(chǎn)生差距的主要因素，這一區(qū)間性別歧視并不嚴(yán)重，甚至呈現(xiàn)負(fù)向影響（性別變量的系數(shù)為負(fù)），即在市場中對女性并沒有歧視，反而可能存在偏好。50%到80%分位數(shù)性別歧視的影響開始突出，尤其在50%到60%一段性別歧視成為工資差距的主要因素。在80%分位以后，個體特征的差異再次成為性別工資差距的主要影響因素，并隨分位數(shù)上升逐漸變大，即在高收入人群中，性別歧視有縮小的趨勢。這一結(jié)果與其他學(xué)者得出的研究結(jié)論類似，說明高收入女性在勞動力市場上會獲得更加平等的待遇。

對于勞務(wù)派遣人員而言，情況則不太一樣。圖3中，在35%分位數(shù)之前和90%分位數(shù)以后，性別歧視一直處于主導(dǎo)地位。而中間這一段，僅45%到60%分位數(shù)之間出現(xiàn)了一段波動，其他分位數(shù)上個體特征差異是解釋性別工資差距的主要因素。這一結(jié)論說明勞務(wù)派遣人員的工資在大多數(shù)分位數(shù)下不存在很嚴(yán)重的性別歧視，存在的性別工資差距很大程度上是因?yàn)閭€體特征差異，并且這種個體特征差異可能是一些非人力資本因素。這顯然并不是意味著勞務(wù)派遣這一用工形式會減少性別歧視，而是反映在勞動力市場中，勞務(wù)派遣這種用工形式本身就是一種“同工不同酬”的歧視;在這種歧視存在并占主導(dǎo)的情況下，勞務(wù)派遣人員內(nèi)部對性別的歧視不處于主要地位，因此相比之下性別歧視并不突出。

綜上所述，非勞務(wù)派遣人員在低于中位數(shù)和高于80%的較高分位數(shù)上，人力資本的差異是形成性別工資差異的主要成因;而在中高分位數(shù)上，存在一定程度的性別歧視。而在勞務(wù)派遣人員的大多分位數(shù)段，性別歧視并不突出，即對勞務(wù)派遣人員本身存在的歧視掩蓋了其內(nèi)部對性別的歧視。

五、 結(jié)論與未來研究方向

根據(jù)以上的實(shí)證研究和分析，得到的主要結(jié)論如下：

第一，性別工資差距在不同分位數(shù)上不總是呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”。勞務(wù)派遣人員的性別工資差距總體上大于非勞務(wù)派遣人員的性別工資差距。且在70%分位數(shù)以前，勞務(wù)派遣人員的性別工資差距呈現(xiàn)“粘地板效應(yīng)”，非勞務(wù)派遣人員呈現(xiàn)“天花板效應(yīng)”;在70%分位數(shù)以后，兩者都出現(xiàn)較大波動，這與所采集數(shù)據(jù)分布層次不均可能有一定關(guān)系。

第二，非勞務(wù)派遣人員的工資與人力資本投資（如教育水平、工作經(jīng)驗(yàn)等）有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而勞務(wù)派遣人員的工資決定因素是一些非人力資本特征的其他因素。

第三，對于非勞務(wù)派遣人員而言，男性在各分位上的教育回報(bào)率和工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率基本都高于女性，一定程度上說明女性總體上在獲取就業(yè)信息以及積累工作經(jīng)驗(yàn)等方面的能力相對于男性處于弱勢地位，是造成女性與男性間工資差距的原因;并且男性相較女性，教育投資回報(bào)率和經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率都更穩(wěn)定。

第四，非勞務(wù)派遣人員在低于中位數(shù)和高于80%的較高分位數(shù)上，性別歧視并不突出，個體特征差異，尤其是人力資本的差異，是形成性別工資差異的主要原因;而在中高分位數(shù)上，存在一定程度的性別歧視。勞務(wù)派遣人員則與之相反，在低于35%的低分位數(shù)和高于90%的高分位數(shù)上，性別歧視是性別工資差距的主要成因，而在中間的大多分位數(shù)段，性別歧視并不突出，即對勞務(wù)派遣人員本身存在的歧視掩蓋了人員內(nèi)部的性別歧視。

本研究將貼近現(xiàn)實(shí)的勞務(wù)派遣問題納入考慮，闡明了不同用工形式下影響性別工資差距的關(guān)鍵因素，進(jìn)而將反事實(shí)分析的方法引入對比研究，得出不同用工形式在各分位數(shù)段性別歧視的影響，從情境和方法的角度拓展了性別工資差距的研究。

受到數(shù)據(jù)和研究方法的影響，本研究存在一定的局限性，但這也給未來的研究提供了一些可能的方向。首先，隨著調(diào)查數(shù)據(jù)的進(jìn)一步完善，研究的對象可以擴(kuò)展到除文職人員之外的更多職業(yè)群體。同時可充分發(fā)揮“國際工資工作調(diào)查”擁有全球范圍樣本的獨(dú)特優(yōu)勢，采用不同國家同一調(diào)查口徑的數(shù)據(jù)進(jìn)行跨國比較分析，探究文化差異對于性別工資差距的影響。此外，回歸時對分位數(shù)的劃分還可更加精細(xì)，本研究僅在五個重要分位上進(jìn)行了回歸，未來的研究可以考慮每0.05個分位上做一次回歸，從而使得到的結(jié)果呈現(xiàn)出在不同分位上更精確的變化。

注釋：

① 《中華人民共和國勞動法》第十五條規(guī)定：禁止用人單位招用未滿十六周歲的未成年人。文藝、體育和特種工藝單位招用未滿十六周歲的未成年人，必須依照國家有關(guān)規(guī)定，履行審批手續(xù)，并保障其接受義務(wù)教育的權(quán)利。

② 《中華人民共和國未成年人保護(hù)法》第四十九條規(guī)定：企業(yè)事業(yè)組織、個體工商戶非法招用未滿十六周歲的未成年人的，由勞動部門責(zé)令改正，處以罰款;情節(jié)嚴(yán)重的，由工商行政管理部門吊銷營業(yè)執(zhí)照。

③ 生命周期理論認(rèn)為，隨著工作年限的增加，個體的工資呈現(xiàn)先上升后下降的倒U型趨勢。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Blau F.D.，Kahn L.M..Gender differences in pay[J].Journal of Economic Perspectives，2000，14（4）：75-99.

[2] Buchinsky M..The dynamics of changes in the female wage distribution in the USA：a quantile regression approach[J].Journal of Applied Econometrics，1998，13（1）：1-30.

[3] Melly B..Estimation of counterfactual distributions using quantile regression[J].Review of Labor Economics，2006，68（4）：543-572.

[4] Bonjour D.，Gerfin M..The unequal distribution of unequal pay-an empirical analysis of the gender wage gap in Switzerland[J].Empirical Economics，2001，26（2）：407-427.

[5] Datta Gupta N.，Oaxaca R.L.，Smith N..Swimming upstream，floating downstream：comparing womens relative wage positions in the US and Denmark[R].IZA Discussion Paper No.756，2003.

[6] Rica S.，Dolado J.，Llorens V..Ceilings or floors？ Gender wage gaps by education in Spain[J].Journal of Population Economics，2008，21（3）：751-776.

[7] Albrechet J.，Vuuren A.，Vroman S..Counterfactual distributions with sample selection adjustments：Econometric theory and application to the Netherlands[J].Labour Economics，2009，16（4）：383-396.

[8] Machado J.A.F.，Mata J..Counterfactual decomposition of changes in wage distributions using quantile regression[J].Journal of Applied Econometrics，2005，20（4）：445-465.

[9] Kunze A..Gender wage gap studies：consistency and decomposition[J].Empirical Economics，2008，35（1）：63-76.

[10]葛玉好，曾湘泉.市場歧視對城鎮(zhèn)地區(qū)性別工資差距的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，46（6）：45-56.

[11]亓壽偉，劉智強(qiáng).“天花板效應(yīng)”還是“地板效應(yīng)”：探討國有與非國有部門性別工資差異的分布與成因[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，26（11）：63-77.

[12]張世偉，郭鳳鳴.分位數(shù)上的性別工資歧視：基于東北城市勞動力市場的經(jīng)驗(yàn)研究[J].中國人口科學(xué)，2009（6）：66-79.

[13]陳建寶，段景輝.中國性別工資差異的分位數(shù)回歸分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，26（10）：87-97.

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