教育回報(bào)率的性別差異

1、Hans iXlfiAdvances in Social Sciences 社會(huì)科學(xué)前沿，2017, 6(5), 513-523Published Online May 2017 in Hans. /journal/ass /10.12677/ass.2017.65071Gen der Gap of Educati on Retur nsYali Jia ngSichua n In ter nati onal Studies Uni versity, ChongqingEmail: wxnprxyReceived: May

2、1 st, 2017; accepted: May 15 th, 2017; published: May 22 nd, 2017AbstractAdopt ing the data of Wuha ngen eral social survey in 2014, while in troduc ing exte nded Min cerequati on, this paper an alyzes gen der differe nee of educati on retur ns from follow ing three aspects: work experience and unit

3、 characteristic, education level, family background. Results show that work experience could enlarge gender earning gap, while unit characteristic decreases this distan ce. Wome n s educati on retur ns in crease with the in creas ing educati on year, but mean while gen der gap also becomes larger. E

4、ducati on retur ns of people who come from adva need family are higher than those from inferior family, but superior family background does not decrease increasingly enlarged gender difference. Even so, more education is still the most effective way for female to improve gen der disadva ntage.Keywor

5、dsEducati on Retur ns, Gen der Gap, Work, Educati on, Family Backgrou nd教育回報(bào)率的性別差異蔣亞麗四川外國語大學(xué)，重慶Email: wxnprxy收稿日期：2017年5月1日；錄用日期：2017年5月15日；發(fā)布日期：2017年5月22 日摘要采用2014年武漢市綜合社會(huì)調(diào)查的數(shù)據(jù)，在對明瑟方程加以擴(kuò)展的基礎(chǔ)上，本文從工作經(jīng)驗(yàn)和單位性質(zhì)、教育層次、家庭背景三個(gè)層面對教育回報(bào)率的性別差異進(jìn)行了詳細(xì)分析。結(jié)果顯示工作經(jīng)驗(yàn)擴(kuò)大了教育 回報(bào)率的性別差異，而職業(yè)和單位性質(zhì)因素又從另一層面縮小了性別差距。對于女性來說，受教育程度 越高

6、，教育回報(bào)率也越高，但同時(shí)與同學(xué)歷男性的收入差距也越大。優(yōu)勢階層家庭子女的教育回報(bào)率普文章引用：蔣亞麗.教育回報(bào)率的性別差異J.社會(huì)科學(xué)前沿,2017, 6(5): 513-523. /10.12677/ass.2017.65071蔣亞麗等遍高于劣勢階層子女，但家庭背景的優(yōu)越并沒有對逐漸拉大的教育回報(bào)率起到減緩作用。盡管如此，女 性要減少性別劣勢，接受更多的教育是比較有效的方法。關(guān)鍵詞教育回報(bào)率，性別差異，工作，受教育程度，家庭背景Copyright ? 2017 by author and Ha ns Publishers Inc.This work is lic

7、e nsed un der the Creative Commons Attributi on In ter nati onal Lice nse (CC BY). http:/creativecom mon /lice nses/by/4.0/1. 研究背景性別平等一直是社會(huì)學(xué)領(lǐng)域關(guān)注的重點(diǎn)話題，兩性的收入平等、職業(yè)的同工同酬以及受教育平等都 和性別歧視以及女性地位的提升密切相關(guān)。國外學(xué)術(shù)界一直關(guān)注女性的職業(yè)收入狀況和教育回報(bào)率的變 化，國內(nèi)在這方面的研究則處于剛剛起步的階段。教育的性別不平等主要表現(xiàn)在微觀層面上一一家庭內(nèi)部在教育資源分配時(shí)對兒子和女兒的差別對待。受中國傳統(tǒng)社會(huì)父權(quán)

8、文化的影響，我國“養(yǎng)兒防老”的觀念根深蒂固，為了把兒子培養(yǎng)成才，在家庭教 育資源緊缺的情況下，父母會(huì)選擇犧牲女兒的教育機(jī)會(huì)來滿足兒子的教育需求。這一現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)尤 為嚴(yán)重。人們普遍認(rèn)為即便女性接受了中高等教育，在職業(yè)地位和收入水平上仍低于同等學(xué)歷的男性， 成為職場上的劣勢群體。這就進(jìn)一步導(dǎo)致父母對女性教育投資意愿的降低。近年來首次出現(xiàn)了高等教育 中女性比例高于男性的情況，這或許是由于女性感受到收入上的性別歧視，因此選擇接受更多的教育對 這一劣勢進(jìn)行彌補(bǔ)的結(jié)果 1。從縱向?qū)用婵?，女性教育程度的提高無疑能夠促使自身收入水平和職業(yè)地位的提升。但如果從橫向 層面考慮，較高的學(xué)歷是否能夠提高教育回報(bào)率

9、，減小兩性之間的差距還有待商榷。本文意欲探究武漢 地區(qū)教育回報(bào)率的性別差異。武漢市擁有較為豐富的教育資源，居民的受教育水平普遍較高。同時(shí)，武 漢作為中部最大的省會(huì)城市，也是中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)樞紐，市場化程度較高，能在很大程度上反映教育回 報(bào)率的兩性差異。2. 文獻(xiàn)綜述：教育回報(bào)率的性別差異關(guān)于教育和收入的關(guān)系，馬克布勞格2有著經(jīng)典的解讀。他認(rèn)為較多的教育能夠帶來較高的收入，原因有三種：一是經(jīng)濟(jì)(economic)因素一一教育程度高的人更容易得到那些專業(yè)技術(shù)性很強(qiáng)的工作，這種工作往往由于人才短缺而薪資較高。二是社會(huì)(sociological)因素一一能夠長時(shí)間呆在學(xué)校接受教育的大都是家庭背景比較優(yōu)越

10、的人，抑或是受主流價(jià)值觀影響較深的人，受的教育越多，越能適應(yīng)統(tǒng)治階級(jí)對人 才的需求。三是心理(psychological)因素在學(xué)習(xí)上較為突岀能夠獲得較高學(xué)歷的人或許本身能力就較強(qiáng)，而能力強(qiáng)的人自然能夠獲得比能力弱的人更高的收入。雖然后來布勞格的解讀受到一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家的 質(zhì)疑，但絲毫不影響其在解釋教育與收入關(guān)系上的經(jīng)典地位。國內(nèi)學(xué)者對我國的教育回報(bào)率也做了相關(guān) 的實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國的教育回報(bào)率存在邊際效應(yīng)遞增現(xiàn)象，受教育程度越高的人的教育年限每 增加一年所獲得的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于教育程度低者。相比較于未接受過高等教育的人來說，上過大學(xué)的人的 教育回報(bào)率有顯著提高。此外，教育回報(bào)率與收入存在著極強(qiáng)

11、的“馬太效應(yīng)”，收入高的人每增加一年 教育所帶來的收入增加呈指數(shù)增長3。雖然高學(xué)歷更容易獲得高收入，但是人們也發(fā)現(xiàn)，即便女性獲得了高學(xué)歷，也比同等學(xué)歷的男性收 入低，這大多被歸結(jié)為兩性社會(huì)地位的不平等和對女性的性別歧視。其他學(xué)者經(jīng)過長期的觀察和研究發(fā) 現(xiàn)對兩性收入差別的解釋并不僅僅是性別歧視那么簡單?？偟膩碚f，造成女性教育收入低于男性的原因 主要有兩個(gè)4:一種是從人力資本的角度去衡量，認(rèn)為女性在受教育程度、經(jīng)驗(yàn)等方面投入比男性少， 因而相應(yīng)的收入比男性低；另一種從結(jié)構(gòu)型因素岀發(fā)，著眼于職業(yè)的性別隔離，認(rèn)為之所以兩性之間存 在較大的收入差距是因?yàn)樵趧趧?dòng)力市場上存在著一種隱性的性別歧視。這種性別歧

12、視是職業(yè)間收入差距 拉大的結(jié)果，也是造成兩性教育回報(bào)率不同的重要原因。國內(nèi)學(xué)者對教育回報(bào)率的性別差異也做了詳細(xì)的分析和研究。但由于測算教育回報(bào)率的指標(biāo)對數(shù)據(jù) 和模型的要求都比較高，采用不同數(shù)據(jù)的學(xué)者往往得岀完全不同的結(jié)論。即便學(xué)者采用了相同的數(shù)據(jù)， 也可能因?yàn)樵跇颖疽?guī)模、核心變量的確定以及方法模型使用方面的差別而造成研究結(jié)果的巨大差異4。在此基礎(chǔ)上，本文僅梳理已得到普遍共識(shí)的研究結(jié)果。教育回報(bào)率的兩性差異研究基本都得出了女性的回報(bào)率小于男性這樣一個(gè)結(jié)論，其中隱含的假設(shè)前 提是一一女性擁有和男性同等的教育水平。關(guān)于這一研究又分為兩種類型，一種是采用某一年的調(diào)查數(shù) 據(jù)所做的截面數(shù)據(jù)的差異研究，另一

13、種則是采用前后兩個(gè)不同年份縱貫數(shù)據(jù)所做的教育回報(bào)率性別差異 的趨勢分析。根據(jù)某一截面數(shù)據(jù)所做的教育回報(bào)率差別研究顯示，單從行業(yè)來看，女性的教育回報(bào)率高 于男性。對于這個(gè)結(jié)論又岀現(xiàn)了兩個(gè)分歧，一種認(rèn)為無論哪個(gè)年齡段、哪個(gè)學(xué)歷層次的女性教育回報(bào)率 均高于男性5，另一種研究則發(fā)現(xiàn)在低收入群體中，女性的教育回報(bào)率高于男性，在高收入群體中，則 完全相反，男性在收入上更占優(yōu)勢6。張興祥、林迪珊7以農(nóng)民工等低收入群體為研究對象，對他們的教育回報(bào)率做了分析后也印證了女性的教育回報(bào)率低于男性的結(jié)論，雖然兩性教育回報(bào)率的差異并不存 在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。高收入群體中女性的教育回報(bào)率與男性教育回報(bào)率的顯著差異更多地

14、歸結(jié)于性 別歧視，即隨著學(xué)歷的增高，女性的教育回報(bào)率無論是相比自己以前還是相比同學(xué)歷的男性都在增加， 但同時(shí)在工作中遭受性別歧視的機(jī)會(huì)也在相應(yīng)增加，而且性別歧視的增長幅度大于教育回報(bào)率的增長幅度1。湯瑤和龍文錦8采用2002年和2007年兩個(gè)年份的中國家庭收入調(diào)查項(xiàng)目（Chi na Household In comeProject, CHIP）截面數(shù)據(jù)所做的對比分析發(fā)現(xiàn)，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展和完善，2007年的總體教育回報(bào)率相比 2002年有所降低，其中男性的教育回報(bào)率變化不大，女性的教育回報(bào)率有了大幅度下降。對于高收入群體，女性教育回報(bào)率下降的趨勢更加明顯。教育回報(bào)率的性別差異本身受

15、到諸多因素影響。宏觀層面上，不僅市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度能夠?qū)е禄貓?bào)率的性別差異，所處的東中西部地區(qū)和城鄉(xiāng)地域也能引起教育回報(bào)率的性別不同。微觀層面的家庭背景、單位性質(zhì)以及職業(yè)選擇更是教育回報(bào)率性別差異的直接原因。先前的研究大都考察影響教育回報(bào)率的單 個(gè)因素，極少有納入諸多因素進(jìn)行綜合分析。由于本文立足于武漢地區(qū)，地域特征較為明顯，因此只從 微觀層面對教育回報(bào)率的兩性差異進(jìn)行研究。3. 研究假設(shè)：人力資本、家庭背景和性別歧視對教育回報(bào)率的性別影響教育回報(bào)率是指在排除年齡、性別、工作年限、職業(yè)、行業(yè)、單位等因素的影響后，就業(yè)者多受1年教育所帶來的收入增長率9。影響教育回報(bào)率的因素有很多。研究收入的經(jīng)典模

16、型明瑟（Mincer）方程經(jīng)過多次實(shí)證研究證實(shí)除了教育，工作年限的長短（或是工作經(jīng)驗(yàn)的多少）也在很大程度上決定著人們的收入。明瑟方程中的教育和工作經(jīng)驗(yàn)因素一般被視為影響收入的人力資本因素詳見吳愈曉、吳曉剛，2009,城鎮(zhèn)的職業(yè)性別隔離與收入分層，社會(huì)學(xué)研究,4: 88-111。除此之外，國內(nèi)的學(xué)者發(fā)現(xiàn)男女兩性所處的單位性質(zhì)和所從事的職業(yè)也能影響他們的收入差距。在國有部門和非國有部門中都存 在著收入的性別差異，只是表現(xiàn)的形式不同而已。在國有部門中，男女收入差距源于結(jié)構(gòu)性因素，即職業(yè)差別。非國有部門中，收入不平等則更多地體現(xiàn)在個(gè)人人力資本的差異4。許濤3也發(fā)現(xiàn)，教育對收入的影響在很大程度上是通過選

17、擇就業(yè)部門、就業(yè)行業(yè)來實(shí)現(xiàn)的。反過來說，如果控制了單位性質(zhì)和職 業(yè)因素，兩性的教育回報(bào)率應(yīng)該呈下降趨勢。在此基礎(chǔ)上，提出本文的第一組假設(shè)：假設(shè)1a：教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)等人力資本因素能顯著增大教育回報(bào)率的性別差異； 假設(shè)1b：職業(yè)和單位性質(zhì)因素能夠縮小教育回報(bào)率的性別差距；女性在社會(huì)角色和社會(huì)分工中一直處于劣勢地位，無論從平等接受教育角度還是從從事的職業(yè)和獲 得的收入角度分析，均可發(fā)現(xiàn)性別歧視在其中發(fā)揮的作用。城鎮(zhèn)女性的受教育狀況受性別歧視影響的比 例占47.9%，這一比例在農(nóng)村地區(qū)高達(dá)118.5%，加入家庭因素后，農(nóng)村女性在教育上所受到的性別歧視不降反升10。在收入方面女性也普遍低于男性，即便

18、按照“同工同酬”的原則也是如此，究其原因是不 同的職業(yè)所造成的工資差異，這也是我國社會(huì)制度下一種特殊的性別歧視方式4。隨著教育程度提高，女性的教育回報(bào)率也在增加1。女性接受更多的教育會(huì)給自身帶來收入和社會(huì)地位的提高，但即便如此，仍舊改變不了兩性收入差距進(jìn)一步拉大的事實(shí)。在此基礎(chǔ)上，提出本文的第二組研究假設(shè)； 假設(shè)2a:教育程度越高，教育回報(bào)率的性別差異越大； 假設(shè)2b:女性教育回報(bào)率隨著教育程度的提高而增加； 教育平等一直是縮小男女間教育差距的重要訴求，兩性間收入差距的拉大很大一部分歸結(jié)于兩性在 教育上的差距。自布勞-鄧肯模型提出以后，家庭背景對子女受教育程度的影響成為人們關(guān)注的熱點(diǎn)，經(jīng)過幾十

19、年的發(fā)展，背景優(yōu)越的家庭其子女的受教育程度往往也高已然成為社會(huì)共識(shí)。家庭背景因素深 刻影響著子女的學(xué)歷和今后的職業(yè)發(fā)展。與此相關(guān)，個(gè)人教育回報(bào)率的高低也被證實(shí)與家庭背景的優(yōu)劣 密切相關(guān)。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中上層階層家庭子女的教育回報(bào)率明顯高于下層階層子女的教育回報(bào)率11。根據(jù)前文文獻(xiàn)綜述部分提到的收入高的群體男性的教育回報(bào)率高于女性6，由此延伸岀本文的第三組假設(shè)：假設(shè)3a：優(yōu)勢階層家庭子女教育回報(bào)率高于劣勢家庭子女的教育回報(bào)率；假設(shè)3b：優(yōu)勢階層家庭子女的教育回報(bào)率的性別差異高于劣勢家庭子女教育回報(bào)率的性別差異。4. 數(shù)據(jù)、變量和模型4.1. 數(shù)據(jù)本文分析采用的兩個(gè)數(shù)據(jù)分別來源于“2014年武漢市綜

20、合社會(huì)狀況調(diào)查 (CSSR) ”。武漢市社會(huì)狀況綜合調(diào)查是由武漢大學(xué)社會(huì)調(diào)查研究中心(CSSR)組織進(jìn)行的一項(xiàng)大型的綜合社會(huì)調(diào)查。此次調(diào)查主要是針對武漢市居民所做的一項(xiàng)關(guān)于社會(huì)綜合狀況的調(diào)查，共涉及武漢市所轄的13個(gè)區(qū)，32個(gè)街道，63個(gè)居委會(huì)/村委會(huì)，回收有效問卷1878份，回收率高達(dá) 99.6%。4.2. 變量研究中所使用的變量具體可分為因變量，核心自變量和其他自變量。4.2.1. 因變量模型中的因變量為收入，采用的是個(gè)人2013年的全年收入。由于收入不是正態(tài)分布的數(shù)據(jù)，為了減少數(shù)據(jù)使用過程中的誤差，在納入方程時(shí)對其進(jìn)行了對數(shù)處理。4.2.2. 核心自變量分析教育回報(bào)率性別差異的核心自變量

21、為教育程度和性別。教育程度根據(jù)分析方法的不同，采用不同的數(shù)據(jù)形式。在 Mincer擴(kuò)展模型中采用教育年限作為連續(xù)變量按照我國學(xué)制的具體情況，把學(xué)歷重新編碼為相應(yīng)的受教育年限：未上學(xué)=0，小學(xué)=6，初中=9，高中/中專/職高技校=12,大學(xué)?？?15，大學(xué)本科=16，研究生=19。的形式，后面分析各個(gè)學(xué)歷階層的教育回報(bào)率時(shí)采用教育層次的形式作為有序變量即按照學(xué)歷層次，把教育程度重新編碼為小學(xué)及以下=1,初中=2,高中/中專/職高技校=3,大學(xué)及以上=4。進(jìn)行分析。由于女性的教育回報(bào)率是重點(diǎn)考察對象。因此，在編碼的過程中女性=1，男性=0。423.其他自變量明瑟方程中的工作經(jīng)驗(yàn)自變量并不能直接獲得

22、，根據(jù)國際通用慣例，工作經(jīng)驗(yàn)一般由工作年限的長 短來衡量，Exp =年齡-受教育年限-6。工作經(jīng)驗(yàn)計(jì)算公式暗含著一組假設(shè)前提，即人們普遍6歲開始接受義務(wù)教育且從學(xué)校畢業(yè)后直接進(jìn)入工作角色。本人職業(yè)變量職業(yè)階層按照國家職業(yè)分類與代碼表的分類，把職業(yè)劃分為兩個(gè)主要階層。1 = “高級(jí)管理人員和中高級(jí)技術(shù)人員”，0 = “其他從業(yè)者”。單位性質(zhì)中，把 1 = “黨政機(jī)關(guān)、人民團(tuán)體、軍隊(duì)”，2 = “國有企業(yè)及國有控股企業(yè)”，3 = “國有/集體事業(yè)單位”，重新編碼為1 = “國有企事業(yè)單位”，其余的集體企業(yè)、私營企業(yè)、三資企業(yè)、個(gè)體工商戶等編碼為0 = “私有企業(yè)”。鑒于父系社會(huì)的文化傳統(tǒng)，父親社會(huì)

23、經(jīng)濟(jì)地位決定著整個(gè)家庭的經(jīng)濟(jì)狀況。因此家庭背景變量操作 化為父親的職業(yè)和父親的受教育程度。把父親的職業(yè)劃分為兩個(gè)主要階層。1 = “高級(jí)管理人員和中高級(jí)技術(shù)人員”，0 = “其他從業(yè)者”。父親的受教育程度也采用教育年限作為連續(xù)變量處理，具體編碼 方法與本人受教育年限相同。4.3.模型對教育回報(bào)率的分析以著名的明瑟方程(Mincer Equation)為藍(lán)本，并根據(jù)本文實(shí)際研究需要對方程進(jìn)行擴(kuò)展。明瑟方程的基本形式如下：InW =+)0 b1Edu+ b2Exp + b3Exp2 + 卩明瑟方程中，lnW是收入的自然對數(shù)，Edu是個(gè)體的受教育程度，用受教育年限來表示，Exp是工作經(jīng)驗(yàn)，用工作年限

24、來表示。方程中同時(shí)納入工作經(jīng)驗(yàn)的平方項(xiàng)，因?yàn)閷?shí)證研究發(fā)現(xiàn)工作經(jīng)驗(yàn)和收入并不 是直線關(guān)系，二者呈倒U型。隨著工作經(jīng)驗(yàn)的積累，人們的收入會(huì)逐步提高，但到了一定的年齡，隨著勞動(dòng)生產(chǎn)率達(dá)到頂峰，人們的收入又會(huì)逐漸減少，而后維持穩(wěn)定狀態(tài)。因此把工作年限的平方項(xiàng)納入方 程，用二次方程來表示這種關(guān)系更為準(zhǔn)確。方程對教育求導(dǎo)，得到的教育系數(shù)b1為教育每增加一年所帶來的收入的增加量，也就是教育的回報(bào)率。卩為隨機(jī)誤差項(xiàng)。用明瑟方程計(jì)算教育回報(bào)率很容易岀現(xiàn)遺漏變量的偏誤問題12，為了避免這個(gè)問題， 根據(jù)本文研究需要對明瑟方程進(jìn)行擴(kuò)展形成新的模型。lnW = b0 + b1Edu + b2Exp + b3Exp2 +

25、 b4Gen + b5Occu + b6U nit + b7Fedu + b8Foccu + 卩新的模型中又加入了影響收入的其他變量。Gen是性別，Occu代表本人的職業(yè)，Unit為單位性質(zhì)，F(xiàn)edu表示父親的受教育年限，F(xiàn)occu指的是父親的職業(yè)。5. 數(shù)據(jù)分析本部分?jǐn)?shù)據(jù)分析共分為三部分內(nèi)容，第一部分是對所有變量的性別差異做T檢驗(yàn)，分析在各個(gè)變量下性別差異是否顯著。第二部分對教育回報(bào)率的性別差異做OLS回歸分析，考察各個(gè)因素對教育回報(bào)率的影響作用。第三部分分析在不同的家庭背景下教育回報(bào)率的性別差異狀況。5.1. 各自變量兩性差異的均值分析由表1可以看岀，男女兩性平均月工資存在巨大差距，男性平

26、均月收入比女性高岀約2024元，二者在P 0.05水平上差異顯著。由于收入不屬于正態(tài)分布型數(shù)據(jù)，在對月收入做了對數(shù)處理后，兩性的收 入差異指數(shù)擴(kuò)大，能更準(zhǔn)確地反映岀男女兩性在收入上的差距?？傮w來看，女性在受教育年限上只比男性少了將近1年時(shí)間，兩者的差異并不顯著。女性的工作經(jīng)驗(yàn)與男性比起來只少了半年時(shí)間，二者之間的差異也可以忽略不計(jì)。但在把工作經(jīng)驗(yàn)做了平方處理以后，兩性工作年限的差異開始拉大，并且在p 0.001水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)意義上的顯著。說明在參加工作一段時(shí)間后，越接近事業(yè)高峰期，女性在工作上與男性的差距越明顯。職業(yè)方面，女性得分高于男性，雖然二 者差異并不顯著，仍顯示岀在武漢地區(qū)女性從事高級(jí)

27、管理人員和中高級(jí)技術(shù)人員的人數(shù)雖然不及男性多， 但職業(yè)地位并不比男性低。從單位性質(zhì)變量考慮，男女兩性在國有企業(yè)工作的比例基本相同，沒有太大 差異。除了本人工作經(jīng)驗(yàn)和教育程度的性別差異不顯著外，在家庭背景方面，兩性之間的差別也不大， 幾乎可以忽略不計(jì)。5.2. 各因素對教育回報(bào)率性別差異的OLS回歸分析表2是影響教育回報(bào)率的性別、人力資本、職業(yè)和單位性質(zhì)、家庭背景等因素的OLS分析。表中共有四個(gè)模型，屬于嵌套關(guān)系，模型1只考察性別對收入的影響作用，模型2中添加了教育和工作經(jīng)驗(yàn)等人力資本因素，模型3進(jìn)一步納入職業(yè)和單位性質(zhì)等跟本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相關(guān)的變量，模型4中又納入了父親的職業(yè)和受教育程度等家庭

28、背景變量。每一個(gè)模型中變量的添加都是為了考察新變量對教育回報(bào) 率性別差異的貢獻(xiàn)率。模型1只考察性別對收入的貢獻(xiàn)率，性別系數(shù)為負(fù)且在p 0.001水平上呈現(xiàn)差異顯著說明女性的收入水平明顯低于男性。性別因素解釋收入4.8%的方差。模型2中添加人力資本因素后，對收入解釋的貢獻(xiàn)率增加到12.8%，收入的性別差異擴(kuò)大了11.2%(- 0.357 - (-0.321)/( - 0.321) = 0.112)。“假設(shè)1a：教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)等人力資本因素能顯著增大教育回報(bào)率的性別差異”得到驗(yàn)證。在控制了其他因素后，職業(yè)和單位性質(zhì)對性別收入差異縮小的貢獻(xiàn)率為4.3%(-0.342 -(-0.357)/( -

29、0.357)=-0.043)。因此“假設(shè)Table 1. Mean of variables and gender difference 表1.各變量均值及其性別差異變量名男女差異月收入5486.33462.72023.6*月收入對數(shù)8.207.880.32*教育年限11.9811.250.98工作經(jīng)驗(yàn)24.4423.460.59工作經(jīng)驗(yàn)2/1007.677.080.73*職業(yè)0.160.22-0.06單位性質(zhì)0.29460.28730.007父親職業(yè)0.1500.14800.002父親教育年限8.188.21-0.03樣本數(shù)量518379備注：差異=男性平均值-女性平均值；對每個(gè)自變量做雙邊

30、T檢驗(yàn)，*p 0.05，*p 0.01，*p 0.001。Table 2. Influence of variables on gender difference of education returns 表2.各因素對教育回報(bào)率性別差異的影響作用模型1模型2模型3模型4性別效應(yīng)性別+人力資本 (教育、工作經(jīng)驗(yàn))性別+人力資本+職業(yè)性質(zhì)性別+人力資本+職業(yè)性質(zhì)+家庭背景性別-0.321*-0.357*-0.342*-0.330*(0.0507)(0.0491)(0.0526)(0.0619)教育年限0.0275*0.0192+0.0218+(0.00816)(0.00990)(0.0126)工

31、作經(jīng)驗(yàn)0.0370*0.0381*0.0321*(0.00835)(0.00887)(0.0105)工作經(jīng)驗(yàn)2/100-0.105*-0.106*-0.0888*(0.0188)(0.0201)(0.0250)職業(yè)0.09890.0969(0.0700)(0.0798)單位性質(zhì)0.06900.0499(0.0610)(0.0714)父親職業(yè)0.0599(0.0915)父親教育年限-0.0126(0.00895)常量8.203*7.716*7.761*7.849*(0.0328)(0.148)(0.163)(0.207)pseudo R20.0480.1280.1140.089備注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)

32、誤；+p 0.10，*p 0.05，* *p 0.01，p 0.001。1b :職業(yè)和單位性質(zhì)因素能夠縮小教育回報(bào)率的性別差異”通過驗(yàn)證。雖然家庭背景因素對收入的影響作用并不顯著，但降低了3.5%( - 0.330 - (- 0.342)/( - 0.342) = 0.035)的性別差異。對收入的性別差異影響最大的是教育和工作經(jīng)驗(yàn)因素，職業(yè)、單位性質(zhì)以及家庭背景則從一定程度上彌補(bǔ)了女性在性別上的劣勢地位。也就是說處在相同單位，從事相同職業(yè)的女性在收入上與男性差異不大。模型2中顯示總體的教育回報(bào)率為 2.75%，添加自身職業(yè)因素后降為 1.92%，在家庭背景作用下又升至 2.18%。說明職業(yè)區(qū)隔

33、 降低了教育的收入效應(yīng)，家庭背景則對這一趨勢進(jìn)行了彌補(bǔ)。表3中用教育層次替代表二中的教育年限變量，教育層次分為小學(xué)及以下、初中、高中/中專/職高技校、大學(xué)及以上四類，以小學(xué)及以下學(xué)歷層次為參照群體。模型分了全樣本模型、男性樣本模型和女性 樣本模型三部分來分析教育回報(bào)率的兩性差異。全樣本模型中，并沒有出現(xiàn)層次越高教育回報(bào)率就越高 的情況，教育回報(bào)率最高的是初中學(xué)歷層，回報(bào)率高達(dá)25.9%，高中學(xué)歷層次之，大學(xué)及以上學(xué)歷的教育回報(bào)率最低，只有2.43%，但各個(gè)學(xué)歷層與小學(xué)及以下參照組相比并不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。男性樣本各個(gè)學(xué)歷層的教育回報(bào)率有顯著差異，但仍然以初中學(xué)歷層的教育回報(bào)率最高，大學(xué)及

34、以上教育 程度的回報(bào)率最低，總體趨勢與全樣本模型一致。但值得一提的是，無論受教育程度如何，男性的教育Table 3. Difference of education return of different sample 表3.不同樣本的教育回報(bào)率差異全樣本模型男性樣本女性樣本性別(女性=1)-0.343*(0.0624)教育程度初中0.259+-0.920*0.0627(0.156)(0.295)(0.167)高中/中專/職高0.171-0.821*0.184(0.159)(0.297)(0.176)大學(xué)及以上0.0243-0.712*0.363+(0.172)(0.310)(0.195)工作

35、經(jīng)驗(yàn)0.0333*0.0350*0.0311*(0.0105)(0.0150)(0.0142)工作經(jīng)驗(yàn)2/100-0.0933*-0.101*-0.0831*(0.0252)(0.0356)(0.0345)職業(yè)0.07010.188-0.0831(0.0811)(0.121)(0.103)單位性質(zhì)0.04080.01500.0892(0.0716)(0.103)(0.0968)父親職業(yè)0.06450.07920.0522(0.0911)(0.126)(0.129)父親教育年限-0.0126-0.00993-0.0164(0.00901)(0.0129)(0.0119)常量8.255*8.872

36、*7.631*(0.195)(0.328)(0.229)pseudo R20.0930.0490.048備注:括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；+p 0.10， *p 0.05，* p 0.01，* p 0.001?；貓?bào)率與小學(xué)及以下群體比均為負(fù)值。這說明，對于男性來說，腦體倒掛的現(xiàn)象仍然十分突岀。在女性 樣本中，這一趨勢有了明顯變化，雖然與參照群體比起來，各個(gè)學(xué)歷層的教育回報(bào)率差異并未達(dá)到統(tǒng)計(jì) 意義上的顯著度，但數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，對于女性來說，隨著學(xué)歷層次的提升，教育回報(bào)率呈現(xiàn)逐漸上升的 態(tài)勢，接受的教育越多教育回報(bào)率越高。高等教育的回報(bào)率達(dá)到了36.3%。教育回報(bào)率的性別差距在四個(gè)學(xué)歷層中最高的是大學(xué)及以上學(xué)歷

37、層，為1.075(- 0.712 - 0.363 = - 1.075)，教育回報(bào)率兩性差異最低為初中學(xué)歷層，為 0.9827(- 0.920 - 0.0627 = - 0.9827)?！凹僭O(shè)2a:教育程度越高，教育回報(bào)率的性別差異越 大驗(yàn)證為真。假設(shè) 2b:女性教育回報(bào)率隨著教育程度的提高而增加驗(yàn)證為真。5.3. 不同家庭背景的教育回報(bào)率性別差異表4是不同家庭背景教育回報(bào)率的性別差異分析，為了從總體考察教育回報(bào)率的家庭差異，采用了Table 4. Gender difference of education return of different family background 表4.家庭

38、背景4的教育回報(bào)率性別差異父親為高級(jí)管理人員和中高級(jí)技術(shù)人員父親為其他從業(yè)者教育回報(bào)率全樣本男性樣本女性樣本全樣本男性樣本女性樣本教育年限0.0569+0.06350.07090.01800.009080.0105(0.0296)(0.0396)(0.0456)(0.0112)(0.0155)(0.0155)初中-0.324-0.165-0.202-0.770*0.0418(0.595)(0.587)(0.128)(0.197)(0.157)高中/中專0.2140.6140.161-0.0863-0.633*0.110(0.563)(0.417)(0.566)(0.128)(0.197)(0.

39、162)大學(xué)及以上0.4520.882+0.290-0.00742-0.579*0.132(0.587)(0.448)(0.602)(0.142)(0.213)(0.185)備注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；+p 0.10，*p 0.05，* p 0.01， * p 0.001。兩種教育變量，一種是教育年限，另一種是教育層次。從教育年限變量來看，父親為高級(jí)管理人員和中 高級(jí)技術(shù)人員的人的教育回報(bào)率高于其他從業(yè)者的子女。父親職業(yè)地位較高的人的平均教育回報(bào)率為5.69%，相比父親職業(yè)地位較低的人高岀3.89%?！凹僭O(shè)3a：優(yōu)勢階層家庭子女教育回報(bào)率高于劣勢家庭子女的教育回報(bào)率”通過驗(yàn)證。岀生于優(yōu)勢階層家庭的子

40、女，無論是男性還是女性，教育回報(bào)率都要高于底層階層家庭的子女。不同階層男性教育回報(bào)率的差距為5.4%(0.0635 - 0.00908 = 0.05442)，女性教育回報(bào)率差距為6.04%(0.0709-0.0105 = 0.0604)。無論是優(yōu)勢階層家庭還是劣勢階層家庭，女性的教育回報(bào)率均高于男性。優(yōu)勢階層內(nèi)部教育回報(bào)率的性別差異為0.74%(0.0709 - 0.0635 = 0.0074)，劣勢階層內(nèi)部教育回報(bào)率的兩性差異為0.14%(0.0105 - 0.00908 = 0.00142)。優(yōu)勢階層教育回報(bào)率的性別差異大于劣勢階層。因此，“假設(shè)3b:優(yōu)勢階層家庭子女的教育回報(bào)率的性別差異

41、高于劣勢家庭子女教育回報(bào)率的性別差異”驗(yàn)證為真。值得一提的是，從教育階層來看教育回報(bào)率，父親職業(yè)地位較高的家庭無論在哪個(gè)教育層次，子女 的教育回報(bào)率系數(shù)除了全樣本模型中初中教育階段，其余全部為正值，隨著受教育層次的提高，教育回 報(bào)率也隨之增加，大學(xué)及以上學(xué)歷層次教育回報(bào)率最高。分性別來看，優(yōu)勢階層家庭子女的男性教育回 報(bào)率隨著學(xué)歷層次的提升大幅提高，并遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同階層女性的教育回報(bào)率。兩性在高中及同等學(xué)歷階段的教育回報(bào)率差異為45.3%(0.614 - 0.161 = 0.453)，到了大學(xué)及以上階段增至59.2%(0.882 - 0.290 = 0.592)對于劣勢家庭來說，子女的教育回報(bào)率系

42、數(shù)在全樣本模型和男性樣本模型中為負(fù)，只有女性樣本的教育回報(bào)率為正。男性各學(xué)歷層次教育回報(bào)率顯著區(qū)別于小學(xué)及以下群體，且教育回報(bào)率隨著教育階段的上 升而增長。女性教育回報(bào)率系數(shù)為正，多接受教育對于劣勢階層家庭的女性來說能夠帶來正向的回報(bào)率，接受的教育越多，教育回報(bào)率也越高。6. 結(jié)論本文采用2014年武漢市社會(huì)綜合調(diào)查的數(shù)據(jù)從三個(gè)部分考察武漢地區(qū)教育回報(bào)率的性別差異。第一部分考察影響教育回報(bào)率兩性差異的因素以及各個(gè)因素作用力的大小。第二部分采用總體分析和分樣本 具體分析的方式分別考察全樣本和男、女性樣本的教育回報(bào)率以及兩性教育回報(bào)率的差距。第三部分則4家庭背景自變量操作化為父親的職業(yè)地位和父親的

43、受教育程度。在分家庭背景和分性別考察教育回報(bào)率時(shí)，為了刪繁就簡，僅選 取父親職業(yè)作為家庭背景的衡量標(biāo)準(zhǔn)。分析在不同家庭背景下男、女兩性的教育回報(bào)率及其差距的變化。武漢地區(qū)男性平均月工資比女性高出2024元，差異顯著。全樣本模型顯示性別差異解釋了4.8%的收入差異。受教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)因素致使兩性的收入差距擴(kuò)大了11.2%。但在添加了自身職業(yè)和單位性質(zhì)等因素，以及以父親職業(yè)和父親受教育水平為代表的家庭背景變量后，雖然以上因素并未顯示出統(tǒng) 計(jì)意義上的顯著性，但仍然起到了縮小兩性收入差距的作用。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明經(jīng)典明瑟方程中的教育 程度和工作經(jīng)驗(yàn)等人力資本變量能明顯擴(kuò)大教育回報(bào)率的性別差異。自身職業(yè)

44、和單位性質(zhì)變量雖然縮小 了兩性之間的收入差距，去卩擴(kuò)大了兩性的教育回報(bào)率差異。納入所有變量后總模型中的教育回報(bào)率為 2.75%，單位性質(zhì)和職業(yè)可以有效降低兩性間的教育回報(bào)率差距，家庭背景則通過對子女的職業(yè)選擇和教育投入等途徑整體上影響子女的教育回報(bào)率。優(yōu)越的家庭環(huán)境雖然極大地提升了女性的教育回報(bào)率，但 在男性教育回報(bào)率得到更大幅度提升的情況下，隨著教育層次的提升，兩性的教育回報(bào)率差距處于逐步 拉大的趨勢。從總體上來看，我國居民收入還未完全從“腦體倒掛的畸形發(fā)展中恢復(fù)過來。加之高等教育擴(kuò)招 的時(shí)間不長，擁有大學(xué)學(xué)歷的人在社會(huì)中所占的比例還比較小，教育回報(bào)率并未隨著教育程度的提升而 呈現(xiàn)增長的趨勢

45、。教育回報(bào)率最高的學(xué)歷階層是擁有初中學(xué)歷的群體，大學(xué)學(xué)歷的教育回報(bào)率則是最低 的，只有2.43%。從分性別樣本來看，男性的教育回報(bào)率雖然是學(xué)歷越高，回報(bào)率也相應(yīng)越高，但教育 回報(bào)率的系數(shù)為負(fù)。女性則相反，不僅教育回報(bào)率隨著學(xué)歷的提高而有所增加且系數(shù)為正。因此接受更 多的教育對于女性來說意味著更高的收入，這對于女性地位的提升有著重大意義。雖然教育提高了女性 的收入和教育回報(bào)率，但同時(shí)也拉大了與男生收入的差距。教育程度越高，教育回報(bào)率的性別差距越大。雖然家庭背景因素對教育回報(bào)率的兩性差異并不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，但也能窺得不同家庭背 景下，男女兩性的教育回報(bào)率的具體情況。優(yōu)勢階層家庭子女的教育回報(bào)率高于劣勢階層家庭子女的教 育回報(bào)率，前者為5.69%，后者僅為1.8%，二者差距將近 4%。雖然從武漢市的樣本來看，優(yōu)勢階層和劣勢階層內(nèi)部教育回報(bào)率的性別差異并不大，但前者仍然仍