中国城镇职工工资水平的性别差异 ——基于企业层面的分析
Productivity, Wages and Gender Discrimination: Evidence from China
张莉琴 中国农业大学经济管理学院
董晓媛 University of Winnipeg
Xu Lixin World Bank
摘要：一般认为在公有制条件下男女比较平等，但根据经济理论，市场竞争又有助于消除性别歧视现象。中国的市场化改革正逐渐从以公有制为主逐渐向公有和私有兼有过渡，在这个动态的过程中，中国妇女是由于缺乏公有部门庇护而处境恶化？还是因为市场竞争而获得更公平的待遇？本文应用企业层面的数据，通过比较中国城镇男女职工的工资差距和劳动生产效率差距，发现：制造业中国有企业在补贴女性；市场化程度居中的国内私有部门存在歧视女性的现象；而市场化程度最高的外资企业，女性得到了与她们生产效率相称的工资。中国的经验同时证明了以上两种观点。
关键词: 工资性别歧视, 性别歧视, 性别，工资
1．引言
改革开放以来，我国经济的高速增长（年均经济增长速度9%上）和经济全球化的影响（我国外贸依存度60％以上）使中国城镇劳动力市场发生了巨大变化，变化主要体现在：国有企业减员增效，私有企业发展迅速，劳动力市场日趋活跃，城镇职工平均工资水平上涨很快，尤其是1999年以后，城镇职工的实际工资年增长速度均在两位数。在这个劳动力市场剧烈变化的进程中，关心女性问题的人们自然很关注，女性劳动力相对于男性，她们的工作条件是改善了？还是恶化了？
在改革开放前，中国男女职工收入相当平等（Meng and Miller, 1995），而且几乎是绝对数量意义上的平等，若考虑到男女生产效率客观存在的差距，那么公有制的收入分配机制是在补贴女性。改革开放以后，市场竞争机制的引入，必然要求按照要素贡献大小分配收入，因此，收入差距拉开是一个必然的趋势。收入差距拉开并不一定是坏事，只要男女工资差异反映了他们劳动效率的差别，就可以说男女收入分配是相对平等的；但是，如果男女工资差异大于他们劳动效率的差异，那么就构成了对妇女的歧视。
根据Becker（1957）和Arrow（1972）的观点，短期的歧视是由于个人的偏好引起的，包括来自雇主、雇员和消费者的歧视。例如，在中国传统文化中，就存在重男轻女、“女子无才便是德”、“惟女子与小人难养也”等轻视女性的思想。通常，在公有部门，有各种规章制度来限制歧视女性的做法；而在私有部门，由于用工制度和工资水平都相当灵活，那些有歧视女性封建思想的雇主就会少雇女性或者对女性支付比较低的工资。因此，中国市场化进程有可能会使妇女处于不利的地位。
但是，经济理论同样表明，经济改革会提高市场竞争程度，降低歧视。在一个竞争充分的市场条件下，工资的性别歧视不会长期存在，短期内歧视妇女的代价是经济效率的损失。在长期，市场竞争会消除工资性别歧视。由此得出的政策建议是，政府应放松在用工和工资方面的控制，更充分的市场竞争会有助于降低歧视。Liu, P., Meng, X. & Zhang J. (2000)应用个人层面的数据，发现市场化降低了中国妇女的受歧视程度，而且私有部门的工资性别歧视要低于国有部门。
以上两种看法哪种适用于中国？需要通过经验来证明经济改革是给中国带来更多工资性别歧视？还是减少了工资性别歧视？本文正是这样一个经验分析。
本文还结合中国加入WTO的背景，考察了经济全球化（包括外资和出口导向）对中国制造业的影响。国际经验证明，对出口导向型的、并以劳动集约为主的制造业，女性劳动力的比率很高（Joekes and Weston, 1994; Braunstein, 2004）。当产业升级时，妇女会丧失她们在劳动力市场的比较优势，出现“去妇女化倾向”（defeminization），这已经在墨西哥、印度、爱尔兰和新加坡出现（Elson, 1996; Joekes, 1999; Fussell, 2000; Ghosh, 2001）。中国会不会出现这种情况呢？
2．工资性别差异的研究方法
工资性别差异，通常是通过工资函数来分析。在现有研究中，对工资函数中不能被解释的男女工资差异（即工资差异残值），存在两种截然相反的看法。一种看法认为，在控制了衡量劳动力生产效率的变量后，工资差异的残值就反映了歧视。而另一种看法认为，在充分市场竞争的条件下，歧视由于不具有经济效率而不可能长期存在，工资差异的残值只反映那些没有观察到的男女生产效率差异，而不反映歧视。对后一种看法，由于歧视在长期内无法存在只能在非常严格的假设条件下得出，目前的市场结构和经济制度很难满足如此严格的条件，而且也可以观察到工资的性别歧视是一直存在的，因此一般的研究者倾向于认为，工资差异的残值可以反映歧视的存在。
但已有的研究存在一个问题，由于企业层面数据难以获得，现有的关于工资性别差异的研究很多的是使用户层面（Household-level）数据或个人层面（Individual-level）数据，常用男性和女性的一些特征（如受教育年限和工作经验）来作为男女工作效率（或能力）的替代变量。用户层面数据或个人层面数据来分析工资性别差异，遭到以下三方面的批评。首先，该工资函数无法与工资增长激励模型（incentive-compatible models of wage growth）和生命周期工资下的强制性储蓄模型（forced-saving models of life-cycle wage profiles）相区分（Hellerstein et al. 1996）。其次，这些替代变量能否反映男女生产效率很值得怀疑。例如，一般回归结果会表明年龄越大的人工资水平越高，但年龄大的人确实比年轻人劳动效率高吗？答案当然是不一定。第三，在使用户层面或个人层面数据时，工资差异中不能解释的部分往往很大。Rozelle et al.（2002）使用户数据对中国农村劳动力参与非农业工作的研究结果表明，工资性别差异中不能被解释的部分高达70% -80%。把这个残值全部归结于歧视，很难让人信服的。
正是因为户层面和个人层面的数据存在以上缺陷，因此一些经济学家强烈建议对工资性别差异（包括种族差异）的研究应在企业层面展开，企业才是不平等真正发生的地方（Baron and Bielby, 1980; Acker, 1990; Robinson et al., 2005) 。判断的标准是，在完全竞争条件下，企业应该按照工人的边际产出支付工资。如果工人的边际产出等于他（或她）的工资，那么就表示不存在歧视；如果边际产出高于工资，那么就存在歧视。
目前，对中国工资性别差异的已有研究还缺乏企业层面的分析。本文对中国城镇男女职工工资性别差异的研究，将在企业层面比较男女职工的边际产出比和工资比，如果与没有显著差异，表示不存在歧视；如果显著大于，表示歧视妇女；如果显著小于，表示企业补贴妇女。
3．工资性别歧视和生产效率关系
在劳动力市场上对女性的歧视有多种形式，常见的有来自雇主的歧视、来自雇工的歧视。这里，对工资和效率的关系讨论将分别在以上两种歧视情况下讨论。
（1）来自雇主的歧视
来自雇主的歧视（Employer Discrimination）是女性劳动力最容易遇到的性别歧视，这里介绍Becker（1971）的模型。假设一个企业的生产函数有三种投入：男工（）、女工（）和资本（）。如果雇主对女性存在歧视，他会厌恶雇佣女性，那么他在做雇工决策时，他追求的是效用最大化，而不是利润最大化。雇主的效用函数可以表示为：
为雇主的效用，为利润，利润函数为：
为产品的价格，和分别为男工和女工的市场工资，r为利率。在短期内，当雇主的效用最大化时，男工工资的等于他的边际产出，而女工的工资则要小于她的边际产出。
为雇主对女工的歧视值。与利润最大化情况下相比，对妇女的歧视将会使雇主短期内雇佣女工的数量减少。而那些不歧视或少歧视妇女的工厂，则会雇佣更多的女工，相应利润更高。
（2）来自雇工的歧视
来自雇工的歧视（Employee Discrimination），即男工对女工的歧视。在这种情况下，即使雇主对妇女没有歧视，他只关心利润，但由于男工不喜欢同女工在一起工作，所以男工会要求在工资上给予补偿，男工的工资函数为：
雇主在追求利润最大化条件下，雇佣男工的条件仍然为男工的边际产出等于他的边际产品（），但女工的雇佣条件则为：
为男工对女工的歧视值，即雇佣最后一个女工而需要增加的对男工工资的补偿。女工得到的工资等于其边际产出减去男工对女工的歧视值。男工对女工歧视程度越高，他们要求的补偿越多，所以雇主将不得不减少雇佣女工。
可以看出，与来自雇主的歧视相同，是否存在男工对女工的歧视，同样可以用两者的边际产出比率是否等于工资比率来衡量，如果女工－男工的边际产出比率大于女工－男工的工资比率，那么存在歧视；反之，则表明对女性存在补贴。
4．数据
本文所使用的数据来自世界银行在2001年所做的关于“竞争、技术和企业”（Competition, technology and enterprise）调研。样本选点包括北京、上海、天津、广州和成都等五所城市，共调查1500家企业，调查年度包括1998年和2000年两年。所调查的企业涉及的行业达到10个，属于制造业的纺织品和皮革加工、日用品生产、电子配件、电子设备汽车及配件生产等5个行业，属于服务业的会计、广告、后勤服务业、通讯、信息技术行业等5个行业（基本统计数据详见表2）。
（1）不同行业劳动力的性别构成（表1）
中国女性的就业率比较高，在所有样本企业中女性劳动力的比重为44%，在制造业为47%，在服务业为40%。就女性集中的行业来讲，纺织品、皮革加工和电子配件两个行业的女性职工比率最高，这两个行业是典型的劳动密集型和出口导向型的产业，这一特点与国际经验相吻合。
本文还考察了男性和女性在不同行业的分布。行业中的性别分隔现象是很普遍的，一些行业是男性较为集中的行业，如IT行业；还有一些行业是女性较为集中的行业，如纺织行业。造成行业性别分隔的原因同前文的“职业拥挤”基本类似，有的是由男女劳动力的身体特点决定的，有的则是出于受社会舆论、文化传统的影响，但有些也是出于歧视的原因。大多数国家的经验表明，女性在劳动力市场仍是处于弱势地位，女性集中的行业通常是低工资行业(Fussell, 2000)。这里，我们使用Duncan指数来衡量行业的性别分隔程度。
Duncan指数是衡量劳动力市场性别分隔最常用的工具之一，它可以用来反映任意两个群体不平等的程度（Duncan and Duncan, 1955），计算公式如下：
其中，为第个行业（或企业）的女工在所有女工中所占的比重，为第个行业（或企业）的女工在所有男工中所占的比重，。Duncan指数值的范围在0到1之间。当女性和男性在行业分布上没有差异时，Duncan指数最小，等于0；当女工和男工所在行业完全分隔时，也就是说女性和男性不可能在同一个行业，Duncan指数最大，等于1。Tzannatos (1999)应用国际劳动组织的数据计算了世界范围内的Duncan指数，结果表明在二十世纪50年代至60年代Duncan指数平均为，80年代至90年代平均为。通过计算，本研究样本企业的Duncan指数为。与国际经验相比较，中国劳动力市场性别分隔程度低，女性劳动就业率高，表明男女在工作机会的获得上是比较平等的。
表1 不同行业劳动力的性别构成
企业数
女性职工
女性职工比重
―――――
――――――――――
――――――――――
平均数
标准差
平均数
标准差
制造业
纺织品、皮革加工
222
日用品生产
165
电子配件
203
电子设备
192
汽车及配件生产
216
制造业中：
外资企业
内资私有企业
内资公有企业
出口导向型企业
内销型企业
服务业
会计及相关行业
104
广告
89
后勤服务业
110
通讯
71
信息技术(IT)行业
128
企业数合计
1500
（2）企业分类
由于制造业和服务业两个部门有几乎完全不同的生产特点，本文对这两个部门的工资性别差异分别进行分析。出于不同的研究目的，按照不同的标准将企业分为三组：
按所有制分：私有企业和国有企业。私有股权份额大于等于50%的企业定义为私有企业，私有股权包括国内企业领导层或家族、其他国内个人、国外个人、国外机构投资者、国外企业、国外银行等拥有的股份。国有企业为私有股权份额小于50%的企业。
按外资进入的影响分：外资企业、内资私有企业和内资国有企业。为考察外资对企业生产函数的影响，本研究对外资企业与中国公司法所定义 的略有出入，本文将只要有外资参股的企业即定义为外资企业（简称外企），其他企业定义为内资企业（简称内企），内企中私有产权股份大于等于50%的企业定义为内资私有企业，内企中私有产权股份小于50%的企业定义为内资国有企业。
按出口导向型分为：出口导向型企业（以下简称出口型企业）和内销导向型企业（以下简称内销型企业）。为考察出口导向型是否对企业经营行为产生影响，将出口额是否达到销售收入的10%作为出口导向型是否显著影响企业生产行为的分界线。出口份额占到销售收入的10%以上（包括10%）的企业为出口型企业，出口份额低于销售收入的10%为内销型企业。
（3）一些变量的定义
由于行业特点明显差异，在一些成本和收入项目上，制造业和服务业的定义略有不同：
增加值。制造业的增加值是传统定义：企业增加值＝销售收入－原材料成本－产成品上年库存＋原材料上年库存。对服务业，由于大部分服务性企业提供的是服务，而非产品，原材料成本往往没有或者很少，而库存也几乎没有。对这些企业管理费用支出也有别于制造业，它们的作用属于变动投入，类似于制造业中的原材料投入，提供的服务越多，发生的管理费用支出越多。因此，在服务业增加值定义为：企业增加值＝销售收入－原材料成本－管理费用；
原材料成本（服务业为非劳动投入成本）。制造业的原材料成本是传统定义。那么，对于服务业来说，由于行业的特点，用非劳动投入成本比原材料成本更为合适，非劳动投入成本定义为原材料成本加管理费用。
（4）删除极端值样本
本研究的调查企业有1500家，调查年度包括1998年和2000年两个年度，样本量应为1500×2＝3000。但其中有一些样本企业的调查数据不全或者存在明显错误，对这部分样本作删除处理。另外，还有部分关键变量存在极端值的样本也被删掉了，例如企业职工年平均工资超过20万元的样本。
5．结果
工资方程和生产函数
考虑到生产函数与工资方程可能是相关的，因此我们将两个函数联立估计。
（1）工资方程
根据我们的研究思路，要衡量是否存在工资性别歧视，需要分别获得女性－男性的边际产出比率和工资比率，边际产出比率可以通过生产函数获得。由于数据限制，在样本数据中只有全部工人的平均工资，而没有分性别的平均工资。我们可以根据女性雇员比率和平均工资水平之间的关系来推导出女性相对于男性的工资。Margaret Maure-Fazio （1999）曾应用Jan Svejnar （1984）的方法对1988－1994中国分行业城镇职工的女性－男性工资比率进行了测算。这里，我们引用该方法，工资方程为：
为企业职工平均工资，为女性雇员占全体雇员的比重，为影响生产效率（即无歧视工资水平）的一组变量，、、为待估系数，为残差项。女性与男性工资比为的反对数，即：
由此，就可以得到女性－男性的工资比率（）。
（2）生产函数
本文考虑了三组形式：
一组是Cobb-Douglas生产函数，因变量为Log(销售收入)。因为原材料投入（服务业为非劳动投入成本）一般被认为是内生变量，所以当我们用销售收入做因变量估计生产函数时，就用企业上年的原材料成本（或非劳动投入成本）作为原材料成本（或非劳动投入成本）的工具变量。如果企业销售收入在年度之间没有变化，那么工具变量就是无效的；但当企业销售收入在年度发生变化时，那么上年的原材料成本（或非劳动投入成本）工具变量就是一个有效的工具变量。
另外两组是以Log(增加值)为因变量的Cobb-Douglas生产函数和Trans-log生产函数。Griliches and Ringstad (1971)总结了以增加值作为生产函数因变量的几个优点：第一，原材料作为一个内生投入，用增加值作因变量可以避免估计原材料这个变量，省却了内生性的麻烦；第二，以增加值作因变量的生产函数，方便用于行业特点差异很大的企业之间的横向比较；第三，以增加值为因变量的生产函数可以从生产函数一般形式的两种极端假设情况下推导出来：一种情况是，原材料和增加值之间的替代弹性无限大，那么有；另一种情况是，原材料和增加值之间的替代弹性为零，即原材料与产出之间的关系是一个固定比率。Cobb-Douglas生产函数的优点是其待估系数就是各要素投入的产出弹性；Trans-log函数的优点则是非常灵活，尤其是它对各要素投入之间的替代弹性没有限制。
Cobb-Douglas函数形式：
为常数项，、和为产出弹性。在假设不存在歧视的前提下，雇主关心的只是利润最大化，因此有。这个假设，同Cobb-Douglas函数基本假设一起，意味着：
在没有歧视的情况下，男工与女工的边际产出比率应等于男工与女工的工资比率。如果存在对女性的歧视，那么方程的左边应该大于右边。
因变量为企业增加值的Trans-log函数形式为：
不存在歧视的情况下，应满足以下条件：
如果存在对妇女的歧视，那么方程的左边应该大于右边，即相对男工而言，妇女拿到的工资少于她们为企业创造的价值。
所有制和工资性别差异
按所有制不同，企业可分为两大类：私有企业和国有企业。我们将所有制对生产函数的影响固定在对劳动力的影响，即生产函数中包括私有企业与男女劳动力的交叉项变量，而没有包括私有企业与其他投入变量的交叉项。这样处理是基于以下三个原因：第一，一般认为，计量经济模型应尽可能简洁，太多的交叉项变量会使待估系数不容易被解释；第二，由于用工机制和收入分配机制在公有部门和私有部门之间存在较大差异，因此与其他要素相比，不同所有制的劳动力要素贡献差异会较大；第三，工资性别差异是否随所有制不同而发生变化，是本文的重要研究目的 。
生产函数和工资函数联立估计结果见表3，关于女性－男性的边际产出比率是否等于工资比率的检验结果见表6。
结果表明：
（1）在制造业中，国有企业补贴女性，私有企业歧视女性
在国有企业，尽管相对于男工来说，女工的工资水平较低（女性－男性工资比，即，大约为50%），但是她们相对于男工的生产效率更低（女性－男性边际产出比，即，不足20%）。女工的边际产出弹性（即ln(女工)变量的系数）接近于0，这说明在国有企业女工冗员现象比较严重。Trans-log生产函数与工资函数的联立模型检验结果显示，女性－男性的工资比率在5%的水平上显著高于他们的边际产出比率。虽然Cobb-Douglas生产函数与工资函数的联立模型检验结果在10%水平上并不显著，但从数值上看，女性－男性工资比率还是比较明显的高于边际产出比率。以上结果表明，国有企业在补贴女性。
在私有企业，尽管相对国有企业，私有企业女工相对男工的工资比率较高（接近70%），但她们的生产效率更高，女工的边际产出要稍高于男工。Cobb-Douglas生产函数与工资函数的联立模型检验结果显示，女性－男性的工资比率在10%的水平上显著低于他们的边际产出比，表明私有企业在歧视女性。
（2）在服务业中，国有企业不存在性别歧视，相对于男性来说，女性工资是恰当的；私有企业存在性别歧视。
在国有企业，女性工资接近男性的80%，边际产出大约相当于男性的90%－100%，女性－男性工资比率与边际产出比率并无显著差异。
在私有企业，女性工资相当于男性的70%左右，但劳动生产效率（边际产出）高于男性。虽然，以Log(增加值)为因变量的生产函数与工资函数的联立模型检验表明，女性－男性边际产出比率与工资比率在10%水平上并不显著，但从数值上看，两个比率还是存在相当的差别。可以得出结论：服务业中的私有企业存在性别歧视现象。
为了检验得到的结论是否可靠，我们还对生产函数做了规模报酬不变的约束，发现检验结果很稳定，得出的结论与无约束条件下基本一致。检验结果详见表6第(4)列和第(5)列。
同样是国有企业，为什么会出现制造业补贴女性，而服务业并没有明显补贴女性呢？一个最可能的解释是，服务业的国有企业的公司管理制度更先进，更趋向于追求利润最大化。中国的渐进式改革在人事制度上一向实行的是“老人老办法、新人新办法”政策，制造业中的国有企业通常是老企业，历史负担重，人事制度还保留着较多的计划经济色彩，即使是富余的老职工和女职工一般不会被轻易裁员。而服务业作为八十年代中后期发展起来的新型行业，其中的国有企业成立时间一般也不过十几年，这些相对“新”的企业社会负担轻，公司管理制度也比较先进，在人事制度和收入分配制度比较追求经济效率 。
经济全球化和制造业中的工资性别差异
劳动力资源禀赋的强大比较优势使中国成为“世界的加工厂”，中国对世界市场依赖越来越大，到2003年外贸依存度高达60% ，全球经济一体化对中国的经济、政治和社会的各个方面产生着深远的影响。我们的调查数据表明中国女性最集中的行业是典型的劳动密集型、出口导向型的行业，这一点与国际经验相吻合。那么，国际经验还证实这样一个趋势：当一个国家产业升级时，女性会丧失原有的比较优势，在向更高级产业流动过程中会遇到比男性更多的困难（Elson, 1996; Joekes, 1999; Fussell, 2000; Ghosh, 2001）。我们很关心，中国会不会出现类似的情况？当然，我们使用的数据只包括两个年度，还不足以观察到产业升级这个动态过程，但我们还是可以通过出口型企业与内销企业的横向比较，看看企业的出口导向型对雇工工资性别差异的影响。
中国对外出口贸易主要是劳动密集型的产品贸易，服务贸易占的份额很小，因此我们将经济全球化的影响限定在制造业，并从两个角度入手：一个是从外国资本进入中国的角度，考察外资企业与内资企业相比工资性别差异如何变化；第二个是从出口导向型对企业行为影响的角度，考察出口型企业与内销型企业相比工资性别差异如何变化。
（1）外资企业的工资性别差异
如前文所述，为考察外资影响，将企业分为三大类：外资企业、内资私有企业和内资国有企业。
生产函数和工资函数的联立方程估计结果见表4，关于女性－男性的边际产出比率是否等于工资比率的检验结果见表6。
结果表明：
外资企业无歧视，与男工相比，女工被支付合适的工资。与内资国企相比，外资企业女工的生产效率和工资显著提高（在水平，见表4），其边际产出和工资均高于男工（见表6）。关于女性－男性边际产出比率和工资比率的检验结果不接受存在工资性别歧视的假设。
内资私企歧视女性，与男工相比，向女工支付的工资低于她们的边际产出。与内资国企相比，内资私企女工的生产效率显著提高（在水平），但工资却没有显著差异（见表4），表6的检验结果证明，内资企业的女性－男性工资比明显低于其边际产出比，生产函数存在规模报酬不变约束时，检验值在水平显著（列4），接受存在工资性别歧视的假设。
内资国企补贴女性，与男工相比，向女工支付的工资高于她们的边际产出。在内资国企，女工的工资大致相当于男工的50％，但她们的生产效率更低（估计在6％－30％之间，见表6）。Trans-log生产函数（表6列1）和因变量为销售收入的Cobb-Douglas生产函数（表6列3）分别与工资函数联系模型的检验结果显示，女工与男工的工资比分别在和水平上显著高于他们的边际产出比，接受存在工资性别歧视的假设，只不过内资国企补贴女工，相对歧视的是男工。
以上三类企业，如果按歧视女性的程度从低到高排队：内资国企补贴女性（即负的歧视），外企无歧视，内资私企歧视女性；如果按市场化程度从低到高排队，一般会认为是这样一个顺序：内资国企、内资私企、外企。内资国企，作为公有制企业，工资标准一般按工龄和职称来制定，工龄和职称相当的男女工人工资会差不多，但考虑到女性的生产效率一般要低于男性，那么所谓的“公平工资”就会造成实际的补贴女性。私企雇主在用工上拥有完全自主权，那些有歧视女性思想的私企雇主就会少雇女工或者降低她们的工资。外资来自竞争激烈的国际资本市场，它进入中国就是为追逐利润，因此从资本来源上讲，外资企业在三类企业中就应该是最趋于追求利润最大化的企业，一个追求经济效率的企业，歧视现象自然会较少 。
（2）出口型企业的工资性别差异
按出口导向型对企业行为的影响，企业被分为出口型企业和内销型企业。出口导向型对工资性别差异影响的生产函数和工资函数的联系方程估计结果见表5，关于女性－男性的边际产出比率是否等于工资比率的检验结果见表6。
模型估计结果显示，企业的出口导向型对企业女工的生产效率和工资均有显著影响，出口型企业的女工的生产效率和工资均显著高于内销型企业（在水平，见表5）。出口型企业的女工工资高、生产效率也高，内销型企业的女工工资低、生产效率也低，所以在表6报告的检验结果并不显著，也就是出口型企业和内销型企业均无明显的工资性别歧视现象。我们可以推断，产品是出口、或是内销均不是引起工资性别歧视的原因，结合前文对所有制和外资（两者均是从资本的角度考虑）对工资性别差异的影响，可以看出雇主的不同性质是导致中国工资性别歧视的主因之一。
6．结论
一般认为在公有制条件下男女比较平等，但根据经济理论，又认为市场竞争有助于消除歧视妇女现象。中国的市场化改革正逐渐从以公有制为主逐渐向公有和私有兼有过渡，在这个动态的过程中，中国妇女是由于缺乏公有部门庇护而处境恶化？还是因为市场竞争而获得更公平的待遇？
本文应用企业层面的数据，通过比较中国城镇职工的男女工资差距和劳动生产效率差距，发现：
在制造行业，国有企业的确在补贴女性；市场化程度居中的国内私有部门存在歧视女性的现象；而市场化程度最高的外资企业无工资性别歧视，女性得到了与她们生产效率相称的工资。中国的经验同时证明了两种观点：公有制会在一定程度庇护女性，市场竞争有助于消除歧视。
在服务业行业，国有企业无工资性别歧视，私有企业歧视妇女。公有部门更注意倡导男女公平，而私有企业雇主的个人歧视妇女倾向则可能起作用。
与内销型企业相比，出口型企业的女工生产效率更高，但工资也相应更高。这也就是说，企业产品的市场是国际市场还是国内市场，不会造成工资性别歧视。
以上发现，对消除工资性别歧视有强的政策含义：
中国的国有企业承担了较多的社会成本，女性得到较好的经济保障。但是，公有经济逐渐退出市场竞争、私有经济发展壮大是一个得到各界共识的发展趋势，因此在中国市场化进程中，妇女会在短期内遭遇工资性别歧视，工作条件趋于恶化。但随着市场竞争的加强，歧视现象又会得到减少或消除。
在中国经济转型过程中，为了巩固中国在性别平等方面取得的成就，避免出现妇女经济地位下降和倒退的想象，政府在以下两方面需要加强：一是，应尽可能为妇女提供再就业培训，极力提高妇女的个人素质和在劳动力市场的讨价还价能力；二是，提供尽可能的社会化服务，将妇女从家务劳动中解除出来。因为，现有用家庭层面和个人层面数据所做的关于工资性别差异的研究结果均表明，教育水平提高对女性就业和工资待遇有非常显著的积极作用，而家庭负担（主要包括家务劳动、抚育小孩）则有很强的消极作用。
参考文献
Acker, J. (1990) Hierarchies, jobs, bodies: A theory of gendered organizations, Gender & Society 4, 139-158.
Arrow, K. (1972) Models of job discrimination and some mathematical models of race discrimination in the labour market, In: Pascal A. H. (ed) Racial Discrimination in Economic Life, Lexington Books, Lexington, Mass, 83-102, 187-204.
Baron, J. N. & Bielby, W. T. (1980) Bring the firm back in : Stratification, segmentation, and the organization of work, American Sociological Review 45, 737-765.
Becker, G. S. (1957) The Economics of Discrimination, University of Chicago Press, Chicago.
Braunstein, E. (2004)
Cox, D. & Nye, J. V. (1989) Male-female wage discrimination in nineteenth-century, The Journal of Economic History 49, 903-920.
Duncan, G. M. & Duncan, D. E. (1955) A methodological analysis of segregation, American Sociological Review 20, 210-217.
Fussell, E.（2000) Making labor flexible: The recomposition of Tijuana’s maquiladora female labor force, Feminist Economics 6(3): 59-79
Griliches, Z. & Ringstad, V. (1971) Economics of Scale in the Form of the Production Function, Amesterdam: North-Holland Publishing Company.
Hellerstein, J. K., Neumark, D. & Troske, K. R. (1996) Wages, produtivity, and worker characteristics: Evidence from plant-Level production functions and wage equations’ NBER Working Paper Series 5626.
Joekes, S. & Weston, A. (1994) Women and the new trade agenda, New York: UNIFEM.
Liu, P., Meng, X. & Zhang J. (2000) Sectoral gender wage differentials and discrimination in the transitional Chinese economy, Jouranl of Population Economics 13, 331-352.
Maure-Fazio, M., Rawski, T. G. & Zhang, W. (1999) Inequality in the rewards for holding up half the sky: Gender wage gaps in China’s urban labor market, 1998-1994, The China Journal 41, 55-88.
Meng, X. & Miller, W. P. (1995) Occupational segregation and its impact on gender wage discrimination in China’s rural industrial sector, Oxford Economic Papers 47(1), 136-155.
Robinson C. L. et al. (2005) Studying race or ethnic and sex segregation at the establishment level, Work and Occupations 32, 5-38.
Rozelle S., Dong X., Zhang L. & Mason A. (2002) Gender wage gaps in post-reform rural China, Pacific Economic Review 7:1, 157-179.
Svejnar, Jan. (1984) The determinants of industrial-sector earnings in Senegal, Journal of Development Economics 15: 289-311
Tzannatos, Z. (1999) Women and labor market changes in the global economy: Growth helps, inequalities hurt and public policy matters, World Development 27,553-568.
Waddoups, J. & Assane, D. (1993) Mobility and gender in segmented labor marker: A closer look, American Journal of Economics and Sociology 52, 299-411.
表2
样本企业的基本统计数据
制造业
服务业
－――――――――――――—
－――――――――――――—
合计
私有
公有
合计
私有
公有
销售收入 ( 千元)
176852
252037
113998
183482
16304
265727
(912603)
(1233611)
(499280)
(1172521)
(28782)
(1425606)
增加值 (千元)
48516
58775
40177
56840
4984
81821
(610409)
(885823)
(195011)
(400599)
(9211)
(485879)
资本（净资产） (千元)
105505
125502
88788
554939
10112
822974
(471382)
(591000)
(340038)
(3533540)
(25757)
(4292948)
原材料成本 (千元)
130192
195275
75784
128713
11395
186429
(776396)
(1083099)
(346844)
(834553)
(24560)
(1014788)
工资成本 (千元)
9133
11300
7322
15880
2077
22671
(26054)
(31706)
(19987)
(78831)
(3451)
(95578)
工人平均工资 (千元)
()
()
()
()
()
()
劳动力：
工人总数（人）
()
()
()
()
()
()
男工（人）
()
()
()
()
()
()
女工（人）
()
()
()
()
()
()
男工/女工(平均值/中位值)
()
()
()
()
()
()
女工占所有职工比重
()
()
()
()
()
()
企业特征：
企业年龄（年）
()
()
()
()
()
()
私有企业
外资企业
内资企业
内资私有企业
内资国有企业
出口型企业
企业规模：
1-49 人
50-135 人
136-531 人
532人以上
地区：
北京
成都
广州
上海
天津
行业:
纺织品、皮革加工
日用品生产
电子配件
电子设备
汽车及配件生产
会计及相关行业
广告
后勤服务业
通讯
信息技术行业
企业数
1612
734
878
464
153
311
注：不含括号的值除了特别说明外为平均值，括号内值为标准差
表3
所有制和工资性别差异： 生产函数与工资函数联立模型估计结果
制造业
服务业
(1)
(2)
(3)
(1)
(1)
(3)
生产函数
因变量：
Log（增加值）
Log（增加值）
Log(销售收入)
Log（增加值）
Log（增加值）
Log(销售收入)
Log（男工）
***
***
***
***
***
***
()
()
()
()
()
()
Log（女工）
***
**
**
***
***
()
()
()
()
()
()
Log（原材料）
***
***
()
()
Log（资本）
***
***
***
***
***
()
()
()
()
()
()
Log（男工） log（男工）
***
()
()
Log（女工） log（女工）
***
()
()
Log （资本） log（资本）
***
**
()
()
Log（男工） log（女工）
***
()
()
Log（男工） log（资本）
*
()
()
Log（女工） log（资本）
***
()
()
私有企业
***
**
()
()
()
()
()
()
私企 log（男工）
**
***
()
()
()
()
()
()
私企 log（女工）
**
***
*
()
()
()
()
()
()
私企 log（男工） log（男工）
()
()
私企 log（女工） log（女工）
()
()
私企 log（男工） log（女工）
()
()
年度虚变量 （2000年＝1）
**
***
*
()
()
()
()
()
()
企业年龄
***
***
***
*
()
()
()
()
()
()
地区、行业虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
表3（续）
制造业
服务业
(1)
(2)
(3)
(1)
(2)
(3)
工资函数
因变量: log(平均工资)
女工比率
***
***
***
()
()
()
()
()
()
私有企业
*
()
()
()
()
()
()
私企女工比率
*
()
()
()
()
()
()
年度虚变量（2000年＝1）
***
***
***
**
**
*
()
()
()
()
()
()
企业规模虚变量：
50-135人
()
()
()
()
()
()
136-531人
()
()
()
()
()
()
532人以上
()
()
()
()
()
()
企业年龄
***
***
***
()
()
()
()
()
()
地区虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
样本量
1520
1520
1612
647
647
665
注：1. 列(1)为Trans-log生产函数与工资函数联立；列(2)和列(3)为Cobb-Douglas生产函数与工资函数联立，因变量分别为log(增加值)和log(销售收入)。
2. 括号内为标准差。***、**和*分别表示在、和水平显著；
表4
外资和企业工资性别差异： 生产函数与工资函数联立模型估计结果（制造业）
(1)
(2)
(3)
生产函数
因变量：
Log（增加值）
Log（增加值）
Log(销售收入)
Log（男工）
***
***
***
()
()
()
Log（女工）
***
*
()
()
()
Log（原材料）
***
()
Log（资本）
***
***
***
()
()
()
Log（男工） log（男工）
***
()
Log（女工） log（女工）
***
()
Log （资本） log（资本）
***
()
Log（男工） log（女工）
***
()
Log（男工） log（资本）
()
Log（女工） log（资本）
***
()
私有企业
***
***
***
()
()
()
外企log（男工）
**
*
()
()
()
外企 log（女工）
***
***
()
()
()
内资私企 log(男工)
***
***
()
()
()
内资私企 log(女工)
**
***
()
()
()
外企 log(男工) log(男工)
()
外企 log(女工) log(女工)
()
外企 log(男工) log(女工)
()
内资私企 log(男工) log(男工)
()
内资私企 log(女工) log(女工)
()
内资私企 log(男工) log(女工)
()
年度虚变量 （2000年＝1）
**
**
()
()
()
企业年龄
***
***
***
()
()
()
关于地区、行业虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
表4（续）
(1)
(2)
(3)
工资函数
因变量: log(平均工资)
女工比率
***
***
***
()
()
()
私有企业
*
*
**
()
()
()
外企女工比率
***
***
***
()
()
()
内资私企×女工比率
()
()
()
年度虚变量（2000年＝1）
***
***
***
()
()
()
企业规模虚变量：
50-135人
()
()
()
136-531人
()
()
()
532人以上
()
()
()
企业年龄
***
***
***
()
()
()
地区虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
样本量
1520
1520
1612
注：1. 列(1)为Trans-log生产函数与工资函数联立；列(2)和列(3)为Cobb-Douglas生产函数与工资函数联立，因变量分别为log(增加值)和log(销售收入)。
2. 括号内为标准差。***、**和*分别表示在、和水平显著；
表5
出口导向型和企业工资性别差异： 生产函数与工资函数联立模型估计结果（制造业）
(1)
(2)
(3)
生产函数
因变量：
Log（增加值）
Log（增加值）
Log(销售收入)
Log（男工）
*
***
***
()
()
()
Log（女工）
***
***
()
()
()
Log（原材料）
***
()
Log（资本）
**
***
***
()
()
()
Log（男工） log（男工）
***
()
Log（女工） log（女工）
**
()
Log （资本） log（资本）
***
()
Log（男工） log（女工）
***
()
Log（男工） log（资本）
()
Log（女工） log（资本）
**
()
私有企业
***
***
***
()
()
()
出口型企业 log（男工）
***
*
***
()
()
()
出口型企业 log（女工）
***
*
***
()
()
()
出口型企业 log(男工) log(男工)
***
()
出口型企业 log(女工) log(女工)
*
()
出口型企业 log(男工) log(女工)
()
年度虚变量 （2000年＝1）
**
***
()
()
()
企业年龄
***
***
***
()
()
()
地区、行业虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
表5（续）
(1)
(2)
(3)
工资函数
因变量: log(平均工资)
女工比率
***
***
***
()
()
()
私有企业
***
***
***
()
()
()
出口虚变量女工比率
***
***
***
()
()
()
年度虚变量（2000年＝1）
***
***
***
()
()
()
企业规模虚变量：
50-135人
()
()
()
*
**
136-531人
()
()
()
532人以上
()
()
()
***
***
***
企业年龄
()
()
()
***
***
***
地区虚变量和常数项的回归结果此处略去
R2
样本量
1520
1520
1612
注：1. 列(1)为Trans-log生产函数与工资函数联立；列(2)和列(3)为Cobb-Douglas生产函数与工资函数联立，因变量分别为log(增加值)和log(销售收入)。
2. 括号内为标准差。***、**和*分别表示在、和水平显著；
表 6
女性－男性的边际产出比率与工资比率
无限制
限制（规模报酬不变）
-----------------------------------------------------
-----------------------------------
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
制造业
A.所有制影响
私有
边际产出比率
工资比率
P值
公有
边际产出比率
工资比率
P值
B.外资影响
外资 企业
边际产出比率
工资比率
P值
内资 私企
边际产出比率
工资比率
P值
内资 国企
边际产出比率
工资比率
P值
C.出口导向影响
出口型
边际产出比率
工资比率
P值
内销型
边际产出比率
工资比率
P值
服务业
私有
边际产出比率
工资比率
P值
公有
边际产出比率
工资比率
P值
注：1. 列 (1) 根据trans-log 生产函数（增加值）与工资函数联立模型结果计算，列 (2) 根据C-D生产函数（增加值）与工资函数联立模型结果计算，列 (3) 根据C-D生产函数（销售收入）与工资函数联立模型结果计算，列 (4) 和列（5）是在规模报酬不变的限制条件下C-D生产函数（分别为增加值和销售收入）与工资函数联立模型结果计算。
2. 制造业中A（所有制影响）.和服务业的相关结果根据表3计算，制造业中B（外资影响）根据表4计算，制造业中C（出口导向影响）根据表5算。
3. 在检验女性－男性边际产出比（）是否等于他们的工资比（）时，对制造业采用平均值，对服务业采用中位值。这是因为服务业的劳动力分布为严重的左偏分布。
4. 粗体表示女性－男性边际产出比率和工资比率在水平上存在显著差异。
4. 在规模报酬不变限制条件的回归方程的估计结果此处省略，感兴趣者可与作者联系。
《外资企业法》中，外资企业企业的定义是全部由外国资本投资的企业；《中外合资企业法》对合资企业的定义是，在合营企业的注册资本中，外国合营者的投资比例一般不低于25％。
为了验证所有制不同是否会对企业原材料、资本的要素贡献产生显著影响，本研究在表3的生产函数中曾加入私有企业虚变量分别与Log(原材料)、Log(资本)的交叉项变量，发现交叉项变量的系数并不显著。这表明，与公有企业相比，私有企业的原材料和资本的要素贡献没有显著不同。
本研究调查的国有企业，制造行业的平均厂龄为年，服务行业的平均成立年份不过为年。
外贸依存度通常是指一定时期内一个国家或地区对外贸易总额占该国或地区国内生产总值(GDP)的比重。
从所有制分， 外资企业中属于私有企业的占78%，属于国有企业和外国资本合营的只占22%。这一点排除了外资企业中因为包含太多公有制股份, 从而对女性补贴的可能.
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