職業性別隔離、職業聲望與收入性別差距

劉愛玉

(北京大學，北京100871)

一、研究問題

性別工資差距及其成因是社會學、經濟學、人口學共同關注的歷久彌新的論題，其中一個值得討論的問題是：為什么世界諸多國家兩性之間的教育差別逐步縮小，男女兩性受教育水平出現了明顯的平等化趨勢[1-2],但兩性間的工資收入差距卻并未縮小[3-4]?

以美國為例，性別工資差距在20世紀70年代快速下降，80年代繼續縮小，在90年代平穩不變，到2000年中期出現停滯，雖然女性的教育獲得和勞動力經驗發生了很大變化，但性別革命卻止步不前了[5]。

從中國的情況看，在1988—2002年期間，城鎮女性職工工資大約是男性的76%～89%[6]。由中國綜合社會調查(CGSS)計算的2003年女性年平均勞動收入是11773元，是男性的80.6%，女性的平均受教育年數為11.25年，比男性少0.16年；2015年女性年平均勞動收入是40299元，是男性的67.4%，平均受教育年數為12.76年，比男性高0.05年。2015年全國1%人口抽樣調查數據也顯示，“80后”女性平均受教育年限為10.92年，僅比男性少0.17年，“90后”一代女性平均受教育年限為12.18年，超過男性0.23年[7]。

不少學者從人力資本、社會資本、勞動力市場性別分隔、父權制、家庭責任、不穩定工作等理論視角切入對兩性間的工資收入差距進行了探討[3,6,8-9]。

本文擬在上述研究基礎上，以北京大學中國家庭追蹤調查2014年的數據為依據，以職業女性比例和職業聲望為切入點，考察性別、人力資本和勞動力市場分隔的配置性效應和社會評價效應的交互作用對于兩性工資性收入差距的影響。

二、文獻回顧

關于收入性別差距解釋的理論視角主要有兩個維度：供給側強調個體性機制差異，需求側強調勞動力市場結構要素。

(一)人力資本論

人力資本理論強調了個體在教育、技能、工作相關技術上的差別導致的生產率差異及其在收入上的區分，特別是女性在工作中的精力投入或者專門化人力資本不如男性[10]，導致其收入低于男性。不過反對者認為，女性在工作上投入的精力并不比男性少[11]，所謂的工作投入標準存在著“命名規則”(entitlement norms)問題；女性專門化人力資本也存在界定與測量問題。而工作場所的結構性特征以及其他制度性因素，才是產生兩性收入差別的主要原因[11]。

(二)配置歧視論

強調需求側的勞動力市場性別分隔理論認為，女性在勞動力市場上會遭遇來自雇主的兩種歧視。其一是配置歧視(allocative discrimination)，即雇主在雇傭或勞動力配置過程中偏好男性，導致高收入的工作被男性占據，而女性只能集中在低收入職業中[12]。其二是評價歧視(valuative discrimination)，即女性職業的工資少于男性職業的工資，某一職業女性從業者比例的提升往往伴隨著雇主對該職業的價值評價的降低[13]。

配置歧視論實際上強調了女性在勞動力市場中的結構位置，其所從事的工作以典型的次等勞動力市場的“壞工作”或者非標準化工作為主，在經濟報酬、工作保障與升遷、工作自主性、對工作時間的控制、工作滿意度方面遠不如所謂頭等勞動力市場中的“好工作”[14]。“壞工作”常常沒有勞動力市場保障、就業保障(免于被無故解雇)、工作社會保障[15]。從職業性別構成上看，女性集中、以女性為主的職業平均工資較低，從而導致了整體上女性的收入低于男性[13]。

大量研究基于職業性別構成特征，分析了職業性別隔離對于收入的影響，英格蘭德的研究發現，職業的女性比例與職業的平均工資之間具有顯著的負相關關系，一個職業的女性比例越高，其平均工資則越低[15]，7%～19%的工資差異是由于男性支配職業和女性支配職業的平均工資水平差異導致的[16]。Petersen等人的研究發現更令人震驚，他們指出職業性別構成可以解釋90%的性別工資差異[13]。Aiba等發現女性工資受到職業女性比例的影響，而男性則否[17]。職業性別隔離對于中國兩性收入差異的影響，學界主要的觀點是：(1)職業性別隔離對于性別收入不平等有重要作用：職業性別隔離越強，女性相對于男性越是弱勢[9]，性別工資差距受職業性別隔離的影響越大；(2)職業性別隔離對收入的負面影響隨市場化推進而增加，其對性別收入差異的解釋力從1988年的12%增加到1995年的19%[8]；(3)職業性別隔離對性別收入差異的影響因部門而不同，在國有部門，職業女性比例每增加10%，其員工的平均收入將會減少約3.5%，而在非國有部門的影響則不顯著[18]。

上述研究富有啟發，但仍存有待澄清之處：第一，以職業女性比例或職業性別隔離指數測量的職業性別隔離，與收入之間是否是線性關系？女性為主的職業其平均工資是否是最低的？第二，教育回報是否因職業性別隔離程度的不同而不同？第三，諸多研究強調女性為主的職業受到歧視，工資水平低不是因為職業所需的知識、技術和經驗比較低，而是因為“女性職業”標簽導致的女性工作貶值，那么如何更好地對這種女性職業的貶值進行測量從而代替間接的推斷？

(三)價值貶值論

勞動力市場分隔之評價歧視論，其核心思想與貶值理論(devaluation theory)的基本假設一致，即由于女性在社會文化中被貶低，因此女性的工作和任務的價值被認為低于男性的工作和任務的價值[19]。女性工作受到的文化上的貶低是女性工作之罰的主要原因[15]。職業報酬是人口學構成的結果而非原因，職業女性比例高者，收入就低，主要是因為女性的勞動或者技能被低評[10，15]，比如常見的對于照顧或者服務型職業的貶低。

一些學者認為，職業聲望很適合檢驗貶值理論[19-20]。職業聲望是人們對于職業的社會評價，體現了對于職業地位(status)的一種集體主觀共識，是非常重要的一種職業價值的指標[19]。

如果女性在文化上被貶低，則職業女性比例與職業聲望之間應該是一種負向關系。

關于職業女性比例與職業聲望的關系，早期的一些研究認為職業女性比例與職業聲望之間并不存在顯著關系，但Magnusson的研究指出職業女性比例與職業聲望之間是一種非線性關系，混合職業(41%～60%的職業女性比例，也稱整合職業)有著最高的職業聲望[19]；Inmaculada García-Mainar等人的研究在控制個人客觀特性、工作相關變量、工作條件自我評價之后，發現職業女性比例與職業聲望呈一種倒U型關系[20]。

關于職業聲望與收入的相關研究中，Treiman等學者認為雖然職業女性比例與職業聲望之間沒有關系，但是職業聲望低的職業收入更低，而且即使女性從事與男性相似的職業聲望的工作，其收入依然低于男性[21]，即如一些學者所發現的，職業聲望對于男性的工資回報要高于女性，即使男女具有相似的職業聲望，男性的工資收入依然比女性高[19]。一些研究發現了職業聲望與收入之間的非線性關系，發現女性主導職業常常兼職比例高，收入低，晉升慢，可以在很大程度上解釋兩性之間的收入差別。Hakim將職業區分為了三類：男性職業、整合型職業與女性職業，他發現在英國，整合型職業的聲望和工資最高,而女性職業的聲望和收入相對較低[22]。

上述職業聲望與收入關系的諸多討論，基本反映的是西方學者對于他們自己國家的收入性別差距原因的探討，但是這些洞見對于探討中國社會轉型過程中的兩性收入差距仍有一定的啟發。雖然自1980年代以來也有學者對中國的職業聲望及其影響因素進行研究[23-24]，但是職業聲望與職業女性比例、收入之間的關系則鮮有涉及，我們需要問的是：(1)職業女性比例與職業聲望之間是一種什么樣的關系？(2)職業聲望在何種意義上對收入尤其是性別工資差距產生影響？(3)價值貶值論能否在經驗上獲得支持？

誠然，女性主義對于性別收入差距及其成因有諸多精彩的闡述，比如關于父權家長制、公私分離與家庭責任對于女性在勞動力市場中不利地位的強化及其收入懲罰等，本文在關于職業女性比例、職業聲望、人力資本與性別交互作用對于收入影響的討論中，將控制這些要素進行分析。

(四)研究假設

本文主要關注勞動力市場分隔對于性別工資差異的影響，與以往主要關注職業女性比例或者職業性別隔離指數對于收入的結構性效應的嘗試有所不同的是，本文還將探討職業性別隔離的社會價值評價，以及擁有不同人力資本之個體因處于不同社會評價的勞動力市場結構位置在收入上的分殊，尤其是對于工資性別差距的影響。

本研究的基本假設為：

假設1：職業女性比例越高，職業聲望越低。

假設2：職業女性比例越高，從業者的收入越低，教育回報隨職業女性比例的不同而不同。

假設3：職業聲望越低，從業者的收入越低，職業聲望的回報存在性別效應，女性職業聲望的回報低于男性。

三、研究變量及其界定

(一)數據來源與分析對象

本研究使用了2016年發布的中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)2014年成年人調查數據(簡稱為“CFPS 2014”)。CFPS 2014調查數據是北京大學社會科學調查中心繼2010年基線調查和2012年追訪后的第二次追蹤調查，樣本涵蓋了全國25個省、市、自治區，具有較優的全國代表性。基于本研究關注的是工資性收入性別差距及其影響因素，故選取的樣本限定為20～60周歲正在從事非農工作且工資性收入大于0的個人，最終有效分析樣本為3086人，其中男性1925人，平均年齡42.1歲，女性1161人，平均年齡39.8歲。

(二)變量測量與描述

工資性收入作為因變量，是指樣本最近一年的收入，包括扣除所得稅和“五險一金”后的工資、獎金、現金福利和實物補貼。分析樣本2014年的工資性收入均值為32598元，男性為35608.5元，女性為27605.8元，女性收入為男性的77.5%。模型分析時對工資性收入作了對數轉換。

核心自變量為職業女性比例、職業聲望、工作不穩定性以及受教育水平。

職業女性比例是通過計算2010年第六次人口普查(簡稱“六普”)各職業類型的女性比例然后再合并到CFPS 2014數據中得到的，共辨別出了316種職業，這一操作可避免直接從CFPS 2014數據里計算職業女性比例可能存在的兩種偏差：其一，測量誤差。因為CFPS 2014的樣本數量較小，分布到每個職業的人數很少，因此測量誤差會很大。其二，內生性問題。直接從CFPS 2014計算得到變量并用它來估計該職業的平均工資會導致內生性問題。由“六普”計算得到的職業女性比例可信度高，不存在內生性問題，其缺點是CFPS 2014的調查時間比“六普”調查時間晚4年，期間職業性別比例可能會有一些變化，但短時間內職業結構不會有大變動，因此這種做法不會影響分析結果的可靠性。職業女性比例作為連續型變量時，其均值為36.7%，分性別看，男性為27.3%，女性為52.4%。根據職業女性比例在分析時將職業類型區分為男性主導職業(0%～20%)、偏男性主導職業(20%～40%)、整合型職業(或混合職業)(40%～60%)、偏女性主導職業(60%～80%)、女性主導職業(80%～100%)，從事上述五個類別職業的男性占比分別為45.4%、29.0%、22.2%、3.3%、0.2%，女性占比分別為5.8%、19.5%、46.8%、22.6%、5.4%。

職業聲望采用的是標準國際職業聲望量表(Standard International Occupational Prestige Scale，SIOPS)，該量表建基于Treiman 1977年對60個國家所進行的85項職業聲望的研究，并在1995年進行過更新[25]，其值在13～78之間。分析樣本的職業聲望均值為40.5，男性為40.0，女性為41.2。

工作不穩定性是指勞動者處于一種不確定、不可預測以及有風險的就業狀態，其典型特征是工作無保障(如無書面合同/口頭合同/短期合同)、缺乏各種形式的社會保障(如養老、醫療等)、工作時間不充分、欠缺工作自主性等。本文從勞動合同、工作社會保障、是否全日制工作、是否體制內工作和職業權威(是否擔任行政職務)五個方面進行考察。樣本工作穩定性的總體特征為：簽訂了各類勞動合同者占51.5%，享有工作社會保障者(養老、醫療)占54.5%，全日制工作者占94.2%，體制內工作者(指國有企事業單位從業人員)占35.9%，擔任行政職務者11.8%。女性簽訂勞動合同比例高于男性，擔任行政職務比例低于男性，在工作社會保障、是否全日制工作和體制內工作上與男性無顯著差異。

受教育水平有受教育年限和受教育程度兩種測量方式，本文采用前者。樣本中女性的平均受教育年限為10.1年，其中接受過大專及以上教育者占27.5%，男性平均受教育年限為9.7年，其中接受過大專及以上教育者為19.1%。

本文的主要控制變量是城鄉、戶籍、年齡、婚姻狀況、是否有6歲及以下同住子女、與父母同住狀況。分析樣本中城市樣本占61.5%，非農業戶籍樣本占48.9%，90.2%為在婚，19.2%有6歲及以下的同住子女，27.2%與父母同住。本文分析變量的基本情況見表1。

表1 分析變量的描述性統計特征

四、工資性收入性別差距的影響因素

(一)職業女性比例與職業聲望

本文分析樣本中的男性，74.9%在男性主導和偏男性主導的職業工作，僅有3.5%在女性主導或偏女性主導的職業工作，而女性抓住了市場化轉型所帶來的就業機會，廣泛進入到各種類型的職業中，25.5%的女性是在男性主導或偏男性主導的職業工作，29%在女性主導或偏女性主導的職業工作。男性在整合型職業的比例(22.2%)要低于女性在整合型職業的比例(46.8%)。

職業女性比例越高的職業，是否意味著社會評價越低呢？我們以職業女性比例為橫軸，以職業聲望為縱軸，得到相應職業女性比例的平均職業聲望關系圖如圖1所示，其展示的是職業女性比例與職業聲望之間的非線性關系。

圖1 職業女性比例與職業聲望的關系

由于職業女性比例超過80%的男性樣本過少(3人)，將其劃歸到偏女性主導職業。從總體看，職業女性比例為40%～60%的整合型職業的聲望均值最高，為44.7，偏男性主導職業和偏女性/女性主導職業的聲望均值比較接近。分性別看，也是整合型職業的聲望均值最高，男性為43.5，女性為46.2(見表2)。

表2 職業女性比例與職業聲望

(二)職業女性比例與工作不穩定性

通常女性比例高的職業被認為福利差、行使權威的機會少，那么女性比例低的職業是否就有更高的福利和更多行使權威的機會，工作資源更為豐厚并且更為穩定呢？正如職業女性比例與職業聲望之間不是線性關系一樣，職業女性比例與工作穩定性之間也不是簡單的線性關系。數據顯示，整合型職業的工作穩定性最高：勞動合同簽訂率、全日制工作率、擔任行政職務的比例、享有工作社會保障的比例以及體制內工作的比例，無論男女，都是四個職業類別中最高的。偏女性/女性主導職業的男性，其在勞動合同簽訂、工作社會保障、擔任行政職務、體制內工作四個方面，都要好于在男性主導職業中的境況，男性主導職業中的女性，其在勞動合同簽訂方面的比例最低，在是否全日制工作、職業權威、工作社會保障和體制內工作方面的處境，與偏女性/女性主導型職業中的處境相似(見表3)。

表3 職業女性比例與工作不穩定性(單位：%)

(三)職業女性比例、職業聲望與收入

一些研究認為，職業女性比例越高，平均收入越低[9]，職業性別隔離是兩性收入差距的主要原因[13]，關于職業女性比例、職業聲望與收入之間的關系，我們從以下兩個方面嘗試進行探索：

第一，職業女性比例越高，是否收入越低？

從職業性別類型與工資性收入的描述性統計結果來看，男性在男性主導職業、偏男性主導職業、整合型職業、偏女性/女性主導型職業中的收入均值分別為33724元、37785元、36917元和33627元，女性在上述四個相應類別職業中的收入均值分別為26355元、27171元、29263元、25398元。男性在偏男性主導職業中的收入最高，女性在整合型職業中的收入最高，男性和女性的工資性收入都是在偏女性/女性主導型職業中最低，兩性工資性收入的差距在偏男性主導職業中最大，而在整合型職業中最小。

表4的模型1，是控制了城鄉分類、戶籍狀況、家庭責任(婚姻、家庭子女狀況、與父母同住狀況)、黨員、工齡之后，性別、教育及其交互關系對于收入的影響，工資性收入的性別差距要比在簡單描述性統計時來得更大，女性收入僅為男性的57%，教育回報有性別差異，女性的教育回報高于男性。

既然女性的教育回報高于男性，總體上女性的平均受教育年限又高于男性，為什么工資性收入反而比男性低呢？

我們考察職業女性比例對于收入的影響，以及教育回報是否因職業女性比例的不同而不同。如果把職業女性比例作為一個連續型變量，如表4的模型2，確實發現隨著職業女性比例的提高，收入會相應減少。鑒于上文對職業女性比例與職業聲望、工作穩定性、收入之間關系的認識，我們認為將其作為一個類別變量進行分析更為妥當。模型3引入了職業性別類型、工作不穩定性等主要特征變量，發現相較于模型1而言：(1)性別工資性收入差距有所減少，女性收入為男性的62%；(2)教育的回報率有所下降，女性教育回報率由模型1的4.3%變為了3.4%；(3)職業性別比例對于收入的影響，主要體現在男性主導職業上，其收入顯著高于整合型職業，同時分別進行回歸分析，發現男性在男性主導職業上有相對于整合型職業的優勢，而女性則不存在；(4)簽訂勞動合同、全日制工作、享有工作社會保障和擔任行政職務者，其工資性收入顯著較高；(5)職業女性比例對于收入有影響，但其對收入差異的貢獻，對某些職業群體人群更為明顯，主要是就業于男性主導職業的男性和就業于整合型職業的女性。

表4的模型4，增加了教育和職業性別類型變量的交互項，發現對女性有利的教育與性別的交互效應不再顯著，男性主導職業相較于整合型職業的優勢進一步凸顯，即使教育回報在男性主導型職業中是負的。

第二，職業聲望低的職業，從業者的收入是否也更低？

表4的模型5加入了職業聲望，模型6增加了性別與職業聲望的交互項，前者檢驗收入是否因職業聲望的提高而增加，后者檢驗職業聲望是否具有性別效應。以模型6的回歸系數及其顯著性而言：(1)職業聲望對于工資性收入有顯著的正向影響，聲望分值越高，從業者的收入也越高，如果將職業聲望由低到高分為五個組，聲望分值低于20%的平均收入為21130元，聲望分值在20%～40%的平均收入為28455元，聲望分值在40%～60%的平均收入為30569元，聲望分值在60%～80%的平均收入為38226元，聲望分值在80%～100%的平均收入為49746元；(2)職業聲望的收入效應無性別差異；(3)整合型職業的平均聲望最高，從工資性收入看，相比于男性主導型職業而言，其收入要低36%，在收入上并無優勢；(4)教育與性別的交互效應不顯著，女性教育回報的優勢并不存在；(5)在控制了職業女性比例、職業聲望、工作不穩定性以及其他要素的情況下，女性的工資性收入為男性的62%；(6)根據模型6各變量的標準化回歸系數，職業女性比例的影響大于作為人力資本的教育的影響，而人力資本的影響又大于職業聲望的影響。

表4 職業女性比例、職業聲望與兩性工資性收入(OLS)

五、結論與討論

(一)結論

本文采用北京大學家庭追蹤調查2014年成年人數據，以職業女性比例和職業聲望為主要關切，分析了其對工資性收入的影響及性別效應。

1.男女兩性的就業脆弱性有增加趨勢，女性的就業脆弱性高于男性。男女兩性在未作任何限制的情況下的工資性收入差距顯著，女性平均工資性收入為男性的77.5%。在綜合考慮勞動力市場性別分隔結構、社會評價、人力資本、家庭責任等的影響后，兩性的工資性收入差距進一步擴大，女性平均工資性收入為男性的62%。

2.職業女性比例與工作穩定性之間是一種非線性關系，整合型職業工作穩定性最高，在勞動合同簽訂、工作保障、工作權威、全日制工作和體制性工作上占有優勢。男性在偏男性主導職業中的收入最高，女性在整合型職業中的收入最高，男性和女性的工資性收入都是在偏女性/女性主導型職業中最低，兩性工資性收入的差距在偏男性主導職業中最大，而在整合型職業中最小。

3.職業女性比例與職業聲望之間是一種非線性關系，整合型職業有著最高的職業聲望，但是其工資性優勢并不突出，通常由女性從事的工作，如照顧工作，并沒有被刻意貶低。職業聲望對于工資性收入有積極影響，但其收入回報并無性別差異，研究并不全然支持貶值理論，女性工作貶值并非是經濟報酬差異的最重要原因。

4.性別、人力資本和勞動力市場分隔的配置性效應和社會評價效應的交互作用形塑了兩性工資性收入差距的樣貌。職業女性比例的影響大于作為人力資本的教育的影響，而人力資本的影響又大于職業聲望的影響。性別、職業性別隔離、職業聲望與工資性收入的互動，才是性別不平等背后的驅動機制。

(二)討論

為什么男性掙得比女性多？這一疑問關注的是勞動報酬的客觀性維度，正如上文分析所指出的，男性掙得多不是因為男性的受教育水平相對較高、在工作上的時間和精力投入勝過女性，而是因為以諸如受教育水平為主要表征的人力資本回報因其在勞動力市場中的配置性效應和工作價值的社會評價導致的性別差異。兩性在勞動力市場配置上的結構性特征體現為男性集中于男性主導、偏男性主導的職業，在本文分析樣本中占到74.9%。與女性集中于女性主導、偏女性主導職業中的日常經驗不同的是，本文分析樣本中的女性主要集中在整合型職業中，占女性樣本的46.8%，從事女性主導或偏女性主導職業的女性比例(29%)略高于男性主導或偏男性主導職業。職業性別比例對于收入的影響，主要體現在男性主導職業上，其收入顯著高于整合型職業，且男性主導職業的工資性收入優勢有性別差異，女性從事男性主導職業并無優勢。整合型職業在本文區分的四個職業群體中有著最高的聲望均值，但是卻無工資性收入的優勢。簡言之，男性主導職業有著更高的收入，但職業聲望卻較低，整合型職業整體有著較高的聲望，但工資性收入卻并無優勢，在討論工資性收入性別差距時，女性相較于男性而言集中于聲望較高的整合型職業，且不具備工資性收入回報的優勢。

上述現象促使我們去進一步思考工資性收入差距的社會學意涵問題。工資性收入是勞動報酬的重要構成部分，但社會學意義上的報酬，不僅包括勞動者通過勞動獲得的工資、獎金和津貼等外在報酬，還包括勞動者通過勞動得到的其他方面的收益，比如工作保障、身份標志、挑戰性的工作、彈性工作時間、工作權威、職業發展和自我實現等內在報酬，這些內在報酬構成了時下勞動社會學界討論最多的工作穩定性的核心維度，它們無法體現在可以計量的工資性收入上，但卻在社會文化上受到廣泛的認可。在職業行動中，人們遵從比他們等級高的人——即行動者通過語言或行動承認他們較低的社會地位——并且追求或者至少欣賞與等級較高者的交往；人們在親密的社會互動如娛樂、友誼、求愛、婚姻中，接受與他們同等的人成為伙伴；人們貶損比他們等級低的人，接受他們的遵從，避免與他們交往，以證實其較高的社會地位[26]，這便是職業聲望在社會實踐上的表征。大量關于職業選擇的研究也發現，工資性收入并非總是排在首位的考量因素，職業的社會報酬常常成為人們職業選擇上的最終考量。如果實踐如此，那么我們對于工資性收入性別差距進行分析的時候，就不能僅僅從單一的角度去看待職業女性比例、職業聲望與工資性收入之間的關系問題。