勞動基礎及經濟 12

勞動經濟學第八章勞動力市場歧視章節目錄8.1勞動力市場歧視的定義與形式8.2勞動力市場歧視的影響8.3勞動力市場歧視的理論模型8.4政府的反歧視政策8.5中國勞動力市場歧視的特點、原因與對策8.6實證分析：分解法測量歧視的程度專欄28.1勞動市場歧視的定義與形式

3在現實中存在著下面這種現象，即同樣生產率的工作者在相同或者相似的工作崗位上賺取的工資也是不同的。這種現象被稱為勞動力市場的工資歧視。根據國際勞工組織（ILO）1958年《歧視（職業和就業）公約》中的界定，勞動力市場歧視是指“根據種族、膚色、性別、宗教、政治觀點、民族血統或社會出身所做出的任何區別、排斥、優惠，導致剝奪或損害在就業和職業上的機會或待遇上的平等”。經濟學的角度，我們做出對勞動力市場歧視的如下定義：歧視是指那些具有相同能力、教育、培訓和經歷并最終表現出相同勞動生產率的勞動者，由于一些非經濟的個人特征引起的在就業、職業選擇、晉升、工資水平以及接受培訓機會等方面受到的不平等待遇。這里所指的非經濟個人特征，主要是指民族、性別、膚色、年齡、家庭背景、民族、宗教，和國籍等等。8.1勞動市場歧視的定義與形式

4(1)根據歧視的內容來分：雇傭歧視：是否雇傭工資歧視：是否給以相同工資職業歧視：是否給以相同崗位前勞動力市場歧視：教育等5(2)根據歧視的對象來分：性別、種族歧視年齡歧視學歷歧視身體歧視：身高歧視、相貌歧視和健康歧視8.1勞動市場歧視的定義與形式

8.2勞動力市場歧視的影響

6勞動力市場歧視的存在對經濟與社會發展會有很大的負面影響，主要有：歧視背離并直接損害了社會公正的基本規則由于特權、壟斷、出身等差別導致的經濟利益差別是不合理的，而這正是歧視的主要來源歧視不恰當地膨脹了一部分社會成員的機會資源，同時又剝奪了另一部分社會成員尤其是弱勢群體成員的機會資源歧視降低了經濟效率勞動力市場中存在的歧視，使就業權利與機會不平等，不利于勞動力資源的優化配置，意味著個人沒有平等地參與就業競爭的機會降低人力資源的開發度勞動力市場上存在歧視問題，使一些高素質勞動力難以配置到好的崗位，或難以獲得好的報酬，對進一步加大人力資源投資、提高勞動力素質形成負向反饋，造成一定的負面影響8.3勞動力市場歧視的理論模型

7(1)個人偏見模型（Taste-basedmodel）貝克爾把歧視的根源歸結為對某一群體的個人偏見。在貝克爾的模型中，這種偏見可能來自雇主、雇員同事以及顧客。以性別歧視為例，具體分析雇主、雇員以及顧客歧視的影響。雇主歧視：根據貝克爾的理論，當雇主對女性存在偏見時，他們不再追求利潤最大化，而是追求效用最大化。這里效用等于利潤減去雇傭女性勞動者帶來的效用損失。企業的目標函數可用如下公式表示在上述公式中，P和Q分別指產品的價格和數量，因此乘積表示總收益。Wm和Wf代表男性和女性的工資，Lm和Lf-分別表示企業雇傭男性和女性的人數。由于個人偏見的存在，企業雇傭每個女性勞動者要付出d的效用損失，d也被稱為歧視參數（discriminationcoefficient），衡量偏見的大小和歧視的程度。如果我們假設男女的生產率相同，也就是邊際產出相同（Marginalproduct，即MP）。如果男性的工資等于其邊際產出，由于歧視的存在，女性的工資小于她們的邊際產出。MaxPQ-WmLm-WfLf-dLf8.3勞動力市場歧視的理論模型

8(1)個人偏見模型（Taste-basedmodel）雇員歧視：指男性雇員在和女性同事工作中，也會產生個人偏見，這種偏見使得男性勞動者在工作中好像面臨著心理成本，也可用d來表示，即歧視參數。因此，如果一個男性雇員在沒有女性同事的情況下獲得的工資是Wm，他在和女同事一起工作的情況下則會要求（Wm+d）的工資。這種工資差價類似于補償性工資理論中對于惡劣的工作環境和不安全的工作條件的補償。一種可能的結果是雇主實行完全的性別隔離，即有些企業全部雇傭男性員工，其他企業全部雇傭女性員工，這樣就不用支付對男性員工的工資補償。顧客歧視（customerdiscrimination）：是指顧客在購買產品或服務時對銷售員某種特征（如性別、膚色等）的歧視。8.3勞動力市場歧視的理論模型

9(1)個人偏見模型（Taste-basedmodel）阿克勞夫（1985）認為貝克爾雇主歧視模型是不穩定的，因為如果所有企業都普遍遵從歧視習俗，那么勞動力的使用是沒有效率的，企業支付了更高的工資，提高了生產成本，這使得那些打破社會歧視習俗的企業將獲益。阿克勞夫引入抵制成本。在阿克勞夫模型中，沒有歧視的企業生產成本和銷售成本是抵制的交易商數量比例的函數，如果抵制的交易商比為0，那么沒有歧視偏見的企業成本就比有歧視偏見的企業低，因為可以用更低的價格雇傭勞動力，但是隨著抵制者比例上升，其銷售的搜尋時間和費用增加，從而銷售成本增加，結果可能會超過歧視性企業的總成本。8.3勞動力市場歧視的理論模型

10(1)個人偏見模型（Taste-basedmodel）布萊克（Dan.Black，1995）假設所有雇員都面臨搜尋工作的成本，并基于此解釋歧視行為。假設并非所有的雇主都拒絕雇傭女性（此處以性別歧視為例），只是有些雇主由于個人的偏好才存在這種歧視行為。正在找工作的女性并不知道哪位雇主歧視她們，所以為了獲得和男性同等的工作機會，她們就不得不比男性勞動力付出更多的搜尋努力來找工作。也就是說，只要存在具有偏見的雇主，女性找工作的搜尋成本就會上升。當前的歧視性工資可以維持。8.3勞動力市場歧視的理論模型

11(2)統計性歧視模型（Statisticaldiscrimination）在勞動力市場上，即使雇主不存在偏見，不具有壟斷力量，由于獲取信息的方式和成本等因素也會產生統計性歧視。企業在雇傭活動中最想知道的是求職者的生產率水平，但是一般情況下又無法直接獲得這些信息，只能通過一些間接的辦法來收集與求職者生產率水平相關的信息，如受教育程度、工作經驗、測試分數等，通過這些相關信息對求職者的生產率水平做出評估。一個著名的例子是打字員的工作。假設有兩種類型的工人在申請某一秘書工作，一種是可以在一段較長時間每分鐘打70字的人，一種是可以每分鐘打40字的人。然而，這些人的實際生產率對雇主來說是未知的。雇主所觀察的只是所有求職者都要參加的5分鐘打字測試的結果。問題在于，下面的這種情況可能發生：有些在實際工作中每分鐘只能打40字的打字員會很幸運，在測試中所得的分數超過40。而還有些在實際工作中能每分鐘打70字的人在測試中卻不走運，取得了低于70的成績。8.3勞動力市場歧視的理論模型

12(2)統計性歧視模型（Statisticaldiscrimination）簡而言之，統計性歧視是指由于勞動者所在群體的某些平均特征低于其他群體而導致的對本群體個體成員的歧視。把群體信息作為個人信息的做法有時也會帶來副作用，可能把群體特征強加給那些雖然屬于某一群體但其自身的群體特征并不明顯的個人身上。8.3勞動力市場歧視的理論模型

13(3)擁擠模型（Crowdingmodel）擁擠模型由BarbaraBergmann在1971年提出，該模型考察了職業隔離對在勞動力市場歧視中扮演的角色。根據擁擠模型，無論什么原因導致的職業隔離，都會產生男女勞動者的工資差異。左右兩圖分別表示兩個部門的勞動力市場（分別稱為F部門和M部門）。假設男女勞動者的生產率相同。在沒有歧視的情況下，F部門的勞動力需求和供給曲線分別用Df和Sf0表示，M部門的勞動力需求和供給分別用Dm和Sm0表示。因此，均衡狀態即為兩個市場都支付相等的出清價格，即W0。8.3勞動力市場歧視的理論模型

14(3)擁擠模型（Crowdingmodel）假設職業隔離使得男性都集中在M部門，一些原來在M部門工作的女性將被擠到F部門。因此，M部門的勞動力供給曲線將向左移動，而F部門的供給曲線將向右移動。這就使得男性主導的部門工資上升，而女性主導的部門工資下降，就造成了同樣生產率不同性別的勞動者在兩個部門的工資差異。8.3勞動力市場歧視的理論模型

穆勒訴俄勒岡州151908年，一位從愛爾蘭移民美國的女工，與美國俄勒岡州一家洗衣店的老板穆勒簽訂了一份雇傭合同。合同約定女工每天的工時是14個小時，否則老板有權拒付工資。由于長期每天進行工時如此之長的勞動，女工的身體健康每況愈下，終于有一天忍不住向老板穆勒提出減少工時的要求，但卻遭到了穆勒的嚴詞拒絕。穆勒的理由也并無道理，當時簽訂合同時，雙方都是自愿的，現在你要違約，我自然不答應！

女工無奈，只好去俄勒岡州法院起訴，理由是俄勒岡州政府已有一項女工福利法，里面對女工的最高勞動時間進行了限制，她與老板穆勒約定的工時要遠大于這個最高限制，因此合同違反了法律。然而穆勒認為，俄勒岡州的法律違反了美國聯邦最高法院以往一系列的有關契約自由的憲法性質的判決，因此，這項法律違憲，應被認定為無效。

這場官司經過州法院及聯邦下級法院兩審，女工與穆勒各有勝負。穆勒勝訴的理由是，以前出現類似案件時，聯邦最高法院都以契約絕對自由為由，判決女工必須遵守合同。最后這個案子到了聯邦最高法院，女工一方的律師是美國著名大律師布蘭代斯。布蘭代斯在法庭上出示了他精心收集的很多女工生活的真實資料，并指出，女工們個個面黃肌瘦、體弱多病，甚至殘廢、無法生育，他誠懇的希望大法官們以歐洲中古騎士的胸懷和姿態，去保護這些弱小的女人……大法官們的心弦被深深觸動，女工最后勝訴，俄勒岡州的女工福利法獲判有效。8.4政府的反歧視政策

16本節以美國反對性別歧視的法律和政策為例，講述政府對消除勞動力市場歧視的主要做法。(1)反歧視的相關法律和實施效果1908年穆勒訴俄勒岡州案最高法院支持了州政府頒布的保護女性的法律1961年肯尼迪總統頒布了一條反歧視的行政命令，演變成《1963公平工資法》，要求雇主在相同工作條件下向男性勞動力和女性勞動力支付相同的工資1964年《民權法》對歧視問題進行了全面的規范。這部法案在起草初期是為了禁止種族、膚色、宗教和民族血統方面的就業歧視，最終將性別歧視也納入其中1965年約翰遜總統頒布了11246號行政命令，出臺了“平權計劃”要求與聯邦簽約的機構及其承包商在用人時不問種族、膚色、宗教和民族本源，一律一視同仁，禁止在用人時進行歧視8.4政府的反歧視政策

17有關男性和女性性別工資差異的變化趨勢顯示：1964年以后的一段時間里，女性的經濟地位并沒有因為政府的反歧視政策而出現顯著的提升；一直到20世紀70年代后期、80年代初期，性別工資比率基本保持穩定；之后才開始上升。相較之下，1964年以后美國黑人與白人的工資差距卻顯著縮小，這與政府的反歧視政策有相當大的一部分關系。政府在反歧視方面的努力在不同時期也不盡相同。20世紀80年代里根時期，政府縮減了反歧視的力度，企業實施平權行動的進度放緩，公平就業機會委員會接收的針對雇主性別歧視或種族歧視的集體訴訟也在減少。集體訴訟的勝訴在勞動力市場上的震撼比個人訴訟大得多。不過，1991年新的《民權法》頒布開啟了反歧視政策的新時代。1991年《民權法》將舉證責任轉向了雇主，如果雇主不能證明自己沒有歧視，就將受到懲罰。除此以外，過去的反歧視政策對歧視判罰的措施僅僅是追回欠薪，新法增加了精神性賠償和處罰性賠償。1991年新的《民權法》頒布后到2003年，集體訴訟及其他就業歧視案件數量顯著增加，之后一直維持在一個較高的水平上。8.4政府的反歧視政策

18(2)平權計劃（平權法案）在法律法規中，平權行動的釋義是禁止就業歧視的措施，然而在勞動力市場上，平權常常被定義為“積極地消除男性和女性、少數民族和非少數民族等人群之間的差異”。平權計劃只在兩種情況下強制實施：一種情況是與政府簽約的機構雇傭女性或少數民族勞動力過少；還有一種情況是在歧視案件中，一旦法庭判決雇主存在就業歧視或按照庭外和解結果，雇主需要采取平權行動。最高法院發現一些雇主自愿采取平權行動，臨時性的傾向于雇傭女性和少數民族勞動力，可以矯正一些勞動力市場分割造成的嚴重不平衡。此外，最高法院在執行平權計劃時也盡可能的靈活，充分考慮未被保護人群可能受到的負面影響。應當看到大多數實施平權計劃的企業并不是僅僅對某一類人群實施了特殊照顧，而是借此機會完善了自己的人力資源管理體系。從更全面的角度來看，實施平權計劃并沒有帶來負面的歧視問題。一旦負面的歧視問題出現，女性相對男性勞動力的生產力就會隨著就業人數的增加而降低，這種情況并沒有出現。8.4政府的反歧視政策

19(3)可比價值政策20世紀70年代后期，美國男性和女性之間的收入差距遲遲不能得到縮減，人們開始考慮采用其他方法來提高女性的收入，其中一種方法就是運用可比價值的概念，把企業中同工同酬的范圍擴大成具有可比價值的工作同酬。工作評價為我們提供了一個可行的衡量方法，政府和很多大型企業都運用工作評價法來確定工資等級表。不過，這種方法不能獨立于市場存在，需要與市場工資率相結合才能有效的確定工資水平。工會經常介入到可比價值確定的過程中以確保工資公平，工資水平的確定往往不能僅僅依靠工作評價法，還要經過協商談判的過程。8.5中國勞動力市場歧視的特點、原因與對策

20(1)我國勞動力市場歧視的主要特點戶籍歧視和地域歧視根據有關調查數據顯示：在我國就業和工作中歧視最嚴重的領域是戶籍和地域歧視。“本地人優先”或“只招本地人”成為很多招聘崗位的限制要求。由戶籍制度引發的歧視還有地域性歧視，也被稱為籍貫歧視。籍貫按本意來講就是祖居或本人出生的地方。但由于工業社會人口的頻繁流動，事實上祖居地和本人出生地可能并不是一個地方，造成了現在人們對籍貫含義使用模糊不清。我國作為一個幅員遼闊，人口眾多的多民族大國，地域性差異嚴重威脅著社會及經濟的發展，因而直接導致了勞動力市場中地域歧視的存在。地域歧視的主要表現包括：城市歧視農村人，大城市人歧視外地人，經濟文化發達地區的人歧視經濟文化落后地區的人。我國勞動力市場上的年齡、性別歧視我國勞動力市場上廣泛存在著年齡、性別的歧視。在年齡方面，目前我國法律只規定了錄用人員年齡的上限和下限，而用人單位則可以在這個范圍內任意決定招收的年齡段。在招聘中對求職者年齡進行限制的現象已經越來越普遍。8.5中國勞動力市場歧視的特點、原因與對策

21(1)我國勞動力市場歧視的主要特點性別歧視方面，新中國成立以來，在消除性別歧視和促進兩性平等方面可以說取得了很大的成績，國家出臺了一系列法律法規，包括《勞動法》、《婦女權益保障法》、《女職工勞動保護規定》等。然而在現實中，就業領域內仍然存在著比較嚴重的性別歧視，不愿意雇傭女性，或者在雇傭是對男女求職者采用不平等地標準。我國勞動力市場上的學歷、經驗歧視近幾年，隨著求職者整體學歷水平的提高，用人單位的條件也水漲船高，一些用人單位一味追求高學歷，即使是一些適合大專的崗位，也非要本科甚至研究生不可，導致研究生做大專生、本科生就可以做的工作，造成了極大的人才浪費現象，同時也產生過度教育的問題。許多企業和事業單位還要求應聘者必須有一定的從業經驗和資歷，政府部門在公開招聘干部時也往往要加上這些限制條件，這使得一些沒有工作經驗的大學生或者沒有工作經驗的普通求職業望而卻步。8.5中國勞動力市場歧視的特點、原因與對策

22(2)我國勞動力市場歧視現存問題及成因分析傳統觀念的影響勞動力過剩用人單位的自主權大法律意識淡薄戶籍制度和城鄉就業壁壘8.5中國勞動力市場歧視的特點、原因與對策

23(3)解決勞動力市場歧視問題的對策8.6實證分析：分解法測量歧視的程度

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8.6實證分析：分解法測量歧視的程度

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8.6實證分析：分解法測量歧視的程度

26Oaxaca-Blinder分解形式2：將組群L的實際工資結構當做無歧視狀態下的勞動力市場工資結構，因此可以把兩組的平均工資差異分解為：無論是以上哪種形式，等式右邊的第一項均表示即便不存在歧視組群H和L之間也存在的工資差異，亦即由組群H和L之間的個體特征（個人稟賦）差別引起的工資差異；第二項則是由兩組的工資結構差別引起的工資差異，即在個體特征相同條件下由于對相同特征的回報不同引起的差異，Oaxaca稱之為歧視（歧視效應或歧視引起的工資差異）。Oaxaca（1973）還指出了他所提出的工資分解方法仍存在一些難點：一是在無歧視狀態下兩個組群的工資結構是否會相同的問題；二是這種分解方法并沒有考慮到兩個組群的可選擇性變動的個體特征對勞動力市場歧視的反饋效應。8.6實證分析：分解法測量歧視的程度

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8.6實證分析：分解法測量歧視的程度

28(4)分解方法的局限性與實驗方法的興起盡管大量的文獻研究都運用分解方法來驗證勞動力市場歧視的存在以及測量歧視的程度，但分解方法自身有其局限性。一方面，分解中不能用個人特征解釋的工資差異部分通常被認為是勞動力市場歧視導致的，但可能存在一些影響勞動生產率的變量被忽略了，如個人能力等;另一方面，即使研究者為了更準確的測量歧視程度在回歸中包含更多的解釋變量，也容易存在另外一個問題。例如，如果把職業、行業等特征歸為個人特征，那么由這些因素引起的工資差異則被認為是可以解釋的部分，可是職業、行業等特征本身也是內生的，如果把其歸為可解釋部分很可能掩蓋了在進入某些職業或者行業時存在的就業歧視，這就使得歧視的真實程度被低估了。為了避免分解法測量歧視的這些問題，一些研究開始嘗試用實驗法（laborfieldexperiment）來測量歧視，因為實驗法可以控制組群間的其他特征，在保證其他特征相同的情況下研究兩個組群因為性別、種族等特征導致的歧視。歧視方法

29葛玉好，收入差距分解綜述，《世界經濟文匯》，2010年。Oaxaca分解方法是最基本的工資差距分解方法。該方法存在很多問題，如指數基準問題、部門選擇問題、選擇性偏差問題、虛擬變量問題。Cotton分解方法和Neumark分解方法解決了其中的指數基準問題；Brown分解方法解決了部門選擇問題；NeumanandOaxaca(2003)的方法解決了選擇性偏差問題；分位數分解方法借用Oaxaca分解方法的思想，在整個工資分布層次上研究兩個群體的工資差別；在實際研究中，研究者一定要注意各種研究方法的研究范圍和缺陷，針對自己所研究的具體問題選擇最合適的方法。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

30數據來源：本文使用的數據是中國城鎮住戶調查(UrbanHouseholdSurvey，簡稱UHS)數據。文章對數據庫做了以下處理:第一，為保證研究對象為經濟活動人口，刪除了家庭主婦、學生、殘疾人等群體。第二，考慮到勞動法的相關規定，只選取15—60周歲的男性和15—55周歲的女性。第三，本文研究工資決定方面的歧視對性別工資差距的影響，因此只使用了工資數據不為零的樣本。此外，在橫截面上研究市場歧視對性別工資差距時，文章選用的是UHS2000年的數據;在時序數據上研究市場歧視對性別工資差距變化趨勢的影響時，文章選用的是UHS1988－2001共14年的數據。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

31所用變量：被解釋變量：實際年工資(按1988年物價指數為基準進行調整)解釋變量：受教育年限，經驗年限，省份、行業和職業虛擬變量等需要說明的是：UHS數據庫只有教育程度變量，文章按照中國教育體制把它轉化為相應的受教育年限:小學6年、初中9年、高中和中專12年、大學為16年。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

32所用方法：基于類似Oaxaca分解方法的思想，Machado＆Mata(2005)提出一種分位數分解方法，它可用于研究兩個群體在整個工資分布上的差別。本文所使用方法與Machado＆Mata(2005)的方法基本相同，但在一些具體方面做了改進。具體來說，本文的研究方法包括以下幾步:葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

33所用方法：基于類似Oaxaca分解方法的思想，Machado＆Mata(2005)提出一種分位數分解方法，它可用于研究兩個群體在整個工資分布上的差別。本文所使用方法與Machado＆Mata(2005)的方法基本相同，但在一些具體方面做了改進。具體來說，本文的研究方法包括以下幾步:葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

34所用方法：本文首先對男女樣本分別做了分位數回歸并得到他們的回歸系數，基于這些回歸系數又分別預測了他們的工資分布。圖3給出了實際工資分布和使用分位數回歸預測出的工資分布兩者的差別(實線表示實際工資分布，虛線表示預測的工資分布)。從圖中可以看出，無論是對男性還是對女性而言，真實工資分布和預測工資分布之間的差別都較小，這說明使用該方法預測工資分布比較合理。為簡化分析，我們在下文分析中忽略預測工資分布和真實工資分布之間的區別，把預測工資分布作為分析依據。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

35葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

36圖7給出了單個回歸系數性別工資比率的影響。圖7—1給出的是教育系數對性別工資比率的影響，實線是實際性別工資比率，虛線是分析因素變化后得到的性別工資比率(女性按照“男性教育系數”和“女性其它系數”獲得工資所得到的性別工資比率)。圖7—2給出的是經驗年限系數的影響，實線是分析因素變化前的性別工資比率(女性按照“男性教育系數”和“女性其它系數”獲得工資所得到的性別工資比率)，虛線是分析因素變化后的情況(女性按照“男性教育系數、經驗及其平方系數”和“女性省份、行業和職業、常數項系數等”獲得工資所得到的性別工資比率)，即圖7—1中的虛線變為圖7—2中的實線，這樣逐一替換的目的是嚴格分離出各因素的影響。圖7—3給出的是常數項系數的影響。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

37在圖7的所有子圖中，如果虛線相對于實線上移，說明因素變化后得到的女性工資分布優于變化前(性別工資比率提高)，女性在該因素方面處于劣勢地位;如果虛線相對于實線下移，情況則相反。按照這一原則，我們發現女性在經驗年限系數、常數項系數上處于劣勢地位，在教育回報率方面則是處于優勢地位。女性在經驗年限系數(或者稱其為經驗回報率)方面處于劣勢地位，說明女性就業后工資增加的幅度小于男性，可能是因為女性職位晉升的速度低于男性。女性在常數項系數方面處于劣勢地位的因素有很多，其中一個重要因素是社會對女性的偏見，即在其它條件都相同的情況下，女性工資的起點落后于男性。我們發現的另一個結論是，雖然經驗年限(及其平方)系數、常數項系數都可解釋男女間的工資差距，但常數項系數的影響程度在各個分位數上波動不大，而經驗年限(及其平方)系數的影響會隨分位數的變化而變化，而且在低分位數上的影響大，在高分位數上的影響小。這是個有趣的結論，它說明性別工資差距隨著分位數增加而縮小的現象，可能主要是因為:在低分位數上，男性的經驗回報率比女性高得多;在高分位數上，雖然男性的經驗回報率也高于女性，但增加的程度卻要低很多。這是本文的新發現，以前文獻對此沒有提及。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

38本文還研究了單個個人特征對性別工資差距的影響。研究思路跟單個回歸系數的分析類似。圖8給出了分析結果，其中實線是基準性別工資比率，而虛線則是某個人特征變化后的性別工資比率。圖8—1、圖8—2分別給出的是受教育年限、經驗年限對性別工資比率的影響。從這些圖中可以看出，男女在個人特征上的差別對性別工資比率產生影響的絕對值較小，一般都在0.05以內。從圖8—1來看，在工資分布不同位置上，受教育年限對性別工資差距的影響方向不同。在工資分布末端，它會降低性別工資比率;在工資分布頂端，會提高性別工資比率。這說明處于工資分布低端的女性其原先的受教育年限優于對應的男性。從圖8—2來看，經驗年限對性別工資差距的影響方向是一致的，它會提高性別工資比率，這說明女性在經驗分布方面一直處于劣勢地位。如前所述，男性和女性經驗年限的不同很大程度上是因為《勞動法》對男性和女性退休年齡不同的規定(男60，女55)，從這一方面來說，提高女性退休年齡有利于解決性別工資差距問題。葛玉好,曾湘泉.市場歧視對城鎮地區性別工資差距的影響[J].經濟研究,2011,46(06):45-56+92.

39本文使用基于分位數回歸的反事實分析方法研究了中國城鎮地區的性別工資差距問題，通過分析市場歧視對性別工資差距變化趨勢的影響以及討論性別工資差距不對稱的問題，得出以下三個結論:第一，性別工資差距在工資分布不同位置上存在不對稱現象。從橫截面數據來看，在工資分布頂端性別工資差距較小，在工資分布末端性別工資差距較大。從時序數據來看，在工資分布頂端性別工資差距越來越小，在工資分布末端性別工資差距越來越大。第二，性別工資差距在橫截面數據上表現出不對稱現象的原因是，女性在工資分布頂端受到的歧視程度低，在末端受到的歧視程度高第三，性別工資差距在工資分布末端越來越大的原因是，女性受到的歧視程度越來越高;在工資分布頂端越來越小的原因是，男性和女性個人特征方面(如受教育水平)的差別越來越小。王美艷.中國城市勞動力市場上的性別工資差異[J].經濟研究,2005(12):35-44.

40本文描述了中國城市勞動力市場上男女在行業獲得和工資上的差異,并且用計量方法對工資差異進行了分解。分解結果表明,男女工資差異主要由同類行業內工資差異引起,而由于兩者行業分布不同而帶來的工資差異不大;歧視是造成性別之間的工資差異的主要原因,人力資本所起的作用很小。由此,縮小行業內的工資差異,消除對女性的歧視,是縮小工資性別差異的重要途徑。數據來源：五城市(上海、武漢、沈陽、福州和西安)勞動力調查數據,以16—60歲的城市勞動者為對象,觀察男女行業分布和工資并進行比較。所用方法：借鑒Brownetal（1980）的分解方法進行分析。Newevidenceforgenderdif

41Forexample,IchinoandMoretti(2009)showedthatmenstrualcycleinducedabsenteeismcontributedtoatleast14%ofthegenderearningsgapinItaly.Saygin(2012)revealedthatTurkishfemalehighschoolgraduatesweremoreconservativeinprogramandcollegeselectionwhilemalegraduatesweremorewillingtochooseselectivecollegesandprogramslikelytoleadtohigh-payjobs,withtheriskofhavingtore-takethecollegeentranceexaminationandapplyagainthenextyear.42Newevidenceforgenderdif

AccordingtoBertrandetal.(2012),awomanismorelikelytoquitworkingorearnlessthanshepotentiallycouldifherpotentialincomeexceedsherhusband’sincome.Meanwhile,inafamilywherethewifedoesearnmorethanthehusband,thecoupletendstofeellesssatisfiedwiththemarriageandaremorelikelytodivorce.Bertrand,M.,Kamenica,E.,&Pan,J.(2012).

43

44Related

45QianGuo,YangSong,WenkaiSun,YijieWang,GenderDifferencesinPerformance-basedPayAmongChineseProfessors,2016,ChinaEconomicReview文章調查了中國一所頂尖大學的一個學院的基于績效的薪酬的性別差異，以深入了解性別收入差距。我們發現，男性教授從研究中獲得的收入比女性教授多，從教學中獲得的收入比女性教授少，盡管男性教授和女性教授在基于績效的總薪酬方面沒有統計上的顯著差異。鑒于學院獎金的計件工資性質，以及一個人傾向于將更多的時間投入到具有比較優勢的領域以實現總收入的最大化，研究結果得出結論：男教授在研究方面表現出比較優勢，而女教授在教學方面表現出比較優勢。這一結論得到了時間分配、以第一作者和合著者身份發表論文數量的分析的證實。46Related

QianGuo,YangSong,WenkaiSun,YijieWang,GenderDifferencesinPerformance-basedPayAmongChineseProfessors,2016,ChinaEconomicReview本研究的樣本由學院的正常軌教職員工組成。少數教師是非升即走制教師（都在海外大學獲得博士學位），他們有很高的固定工資，沒有年終獎。相比之下，正常軌的教職員工基本工資較低，依靠年終獎來提高年收入。后一組構成了我們的樣本。所有這些非終身教職員工都必須滿足一些基本的評估要求，并且不分性別。47Related

方法：Oaxaca-Blinder分解文章首先采用Oaxaca-Blinder分解法（Blinder，1973；Oaxaca，1973）來檢驗男女教授在基于績效的總薪酬以及研究和教學的薪酬方面是否存在顯著的性別差異。利用分解技術，將工資中的原始性別差異分解為生產率相關特征解釋的稟賦效應和常被用作歧視估計的未解釋系數效應。這種方法在鑒別文獻中很常見。然而，由于這項研究考察了基于績效的薪酬，這種薪酬本質上是無歧視的，無法解釋的部分可能是由于時間分配和比較優勢方面的性別差異。48Related

方法：傾向得分匹配由于Oaxaca-Blinder分解在很大程度上依賴于第一階段OLS回歸的線性，因此我們還通過構建可比較的男女教授組，采用傾向評分匹配作為替代方法。具體來說，我們將男性視為一種“treatment”，并根據傾向評分匹配來估計treatment的ATT。傾向得分是一個單一的指標變量，總結了每個參與者的特征向量。它降低了匹配的維度，使不同人群在不同特征上的匹配成為可能，減輕了根據觀察數據估計處理效果的偏差（Rosenbaum&Rubin，1983）。49Related

研究結果：Oaxaca-Blinder分解Oaxaca-Blinder分解結果表明，盡管男性教授的平均收入高于女性教授，但總收入的差異在統計學上并不顯著。然而，對研究和教學獎金的詳細分解顯示，可比的男教授獲得的研究獎金高于女教授，但教學獎金低于女教授。例如，根據集合樣本的結果，男教授比女教授獲得的研究加分多58.37分，這種差異很大一部分來自于無法解釋的部分。對于教學獎金，情況恰恰相反。對于男性加權和女性加權分解，教學獎金中無法解釋的性別差異分別為?63.55和?26.02，并且都具有統計學意義。綜上所述，盡管男女非歧視性工資結構的具體分解結果有所不同，但總的結論是：男女工資總差異在統計學上不顯著，但男性從研究中獲得的收入顯著高于女性，從教學中獲得的收入顯著低于女性。50Related

研究結果：傾向得分匹配傾向評分匹配結果與分解分析結果具有高度可比性。個人特征相似的男女教授在獲得的獎金總額上沒有顯著差異。然而，平均而言，女教授獲得的教學獎金高于可比的男教授，而男教授獲得的研究獎金平均更高。匹配變量與Oaxaca-Blinder分解的變量相同，并通過了平衡測試。三種傾向評分匹配方法得出的2010年ATT估計值相當一致。51Related

研究結果：男女教授在工作時間的分配為比較性別優勢提供了進一步的支持。男女教授投入的總工作時間在統計學上沒有顯著差異，但分配時間不同。男性教授花在研究上的時間比女性教授多，但在教學上的時間卻比女性教授少。正如我們在前面的理論模型中所說明的，在研究中具有比較優勢的人可能會在研究中投入更多的時間，以實現總收入的最大化。因此，我們可以得出結論，男教授在研究方面具有比較優勢，而女教授在教學方面具有比較優勢。這可能是一個重要的機制，推動性別差異的績效工資在研究和教學。收入歧視

52DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗設計：首先從另一個網站上的不活躍的真實個人資料中收集了360個（每個性別180個）昵稱、照片和freetext，構建了基線個人資料。將這些基線資料中的男性年齡定為27歲，身高175厘米（5英尺9英寸），比全國平均身高高4厘米（1.5英寸），以使他們更具吸引力。我們將資料中的女性年齡定為25歲，身高163厘米（5英尺4英寸），同樣比全國平均水平高4厘米。收入歧視

53DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗設計：所有的生日都被隨機分配在8天之內。為了增強簡介對所有教育水平的潛在訪問者的吸引力，我們讓男女都接受大學教育，因為這是網站上列出的六個教育水平中最中級的，從高中到博士。另外還讓他們單身，沒有孩子。他們都更愿意“婚后買房”，即目前沒有自己的房子。我們對昵稱、照片、聲明、5個城市（北京、上海、成都、哈爾濱和深圳）和6個收入進行了分組隨機分配；收入分為6個區間：2001-3000、3001-5000、5001-8000、8001-10000、100001-20000、20001-50000元人民幣。收入歧視

54DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗設計：用戶可以在默認搜索結果中看到個人資料的照片、昵稱、年齡、城市、婚姻狀況、身高、收入以及freetext語句的前幾行，他們還可以單擊鏈接并訪問完整的個人資料。我們可以通過點擊訪客歷史記錄中的鏈接來查看訪客的完整資料，這樣就可以永久記錄訪客的訪問情況，而不必區分訪問情況。該網站提供了許多方法來排名在其搜索引擎中的其他用戶的個人資料，包括：注冊時間，登錄時間，年齡，照片數量，可信度和收入。該網站還突出了隨機選擇（據我們所知）新的個人資料。收入歧視

55DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗結果：圖1總結了男性對女性的訪問情況。橫軸顯示了女性的收入。縱軸顯示平均每日訪問量。我們將男性對女性的訪問與男性的收入分開。圖例中括號內的數字是平均每天的訪問次數。例如，圖1顯示，收入在5000元以下的男性平均39次訪問收入在2001至3000元之間的女性。收入歧視

56DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗結果：圖3總結了女性對男性的訪問情況。從下圖可以看出，女性訪問高收入男性資料具有強勁增長的趨勢。收入最高的男性的平均每日訪問量是收入最低的男性的10倍。收入歧視

57DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22實驗結果：圖4總結了女性對男性訪問情況的比例關系。從下圖可以看出，所有收入水平的婦女以更高的比率訪問收入更高的男子。并且這些較高的比率隨著婦女自己報告的收入而增加。種族與相貌歧視

58FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014文章分析了秘魯的勞動歧視，秘魯是一個快速發展的國家，許多證據表明在日常生活中存在歧視性做法。使用姓氏（土著/白人）作為種族的代表，文章發送了4820份虛構的簡歷，回復了1205份在利馬的專業、技術和非技術工作的真實職位空缺。種族與相貌歧視

59FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014實證策略：種族與相貌歧視

60FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014研究結果：總的來說，白人收到的回電比土著申請人多，漂亮的申請人收到的回電比長相平平的人多。回撥中種族和美貌差距的大小和重要性因工作類別的不同而有很大差異。年齡歧視

61AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.實驗設計：實驗發送了兩份申請，一份來自一個虛構的31歲男性申請人，另一份來自一個虛構的46歲男性申請人，給有餐廳員工和銷售助理工作的雇主。選擇這些職業的一個原因是，這些地區的勞動力市場需求足夠高。另一個原因是我們想要不需要高等教育的職業。選擇年齡是因為我們想在相對年輕的時候研究歧視問題。年齡歧視

62AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.實驗設計：從2011年1月初到2011年3月中旬，實驗在選定的職業中申請了466個職位。在審閱招聘廣告后，記錄了招聘日期、公司名稱、城市、電子郵件地址和電話號碼，以及該職位是臨時工作還是全職工作。雇主對申請的回應被記錄為一個二分法的結果變量。每當雇主邀請求職者面試或給他們提供工作時，都會被記錄為一次回訪。面試邀請或工作邀請被及時禮貌地拒絕，以盡量減少給雇主帶來的不便。年齡歧視

63AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.總的來說，文章描述的是瑞典勞動力市場第一次年齡歧視實地實驗的結果。兩份配對的申請表，一份來自虛構的31歲男性申請人，另一份來自虛構的46歲男性申請人，被發給有餐廳員工和銷售助理職位空缺的雇主。然后記錄雇主對申請人的答復。實驗數據清楚有力地證明了瑞典勞動力市場存在明顯的年齡歧視。平均而言，較年輕的求職者收到的雇主招聘餐廳員工的回復是較年長求職者的3倍以上，收到的雇主招聘銷售助理的回復是較年長求職者的4倍以上。因此，在這兩種職業中，年齡較大的申請人收到的面試邀請和工作邀請明顯少于年齡較小的申請人。Mathskillandlabormarket

64CoryKoedel,EricTyhurst.Mathskillsandlabor-marketoutcomes:Evidencefromaresume-basedfieldexperiment.EconomicsofEducationReview31(2012)131–140文章使用一個基于簡歷的實地實驗來檢驗數學技能和勞動力市場結果之間的聯系。具體地說，發送虛擬簡歷來回應網上的招聘信息，隨機分配一些簡歷來表示更強的數學技能，并衡量雇主的反應。隨機分配的結果表明數學能力更強的簡歷比對照簡歷更能引起雇主的興趣。我們的研究結果補充了大量的證據，表明更強的數學技能對勞動力市場的結果有積極的影響。戶籍歧視

65萬海遠、李實：戶籍歧視對城鄉收入差距的影響《經濟研究》2013年第9期研究目的：評估戶籍歧視對城鄉收入差距產生的影響。研究方法：PSM-DID為了克服個體戶籍類型的自選擇和樣本偏差問題，本文重點考察了近年來戶籍屬性發生轉換的群體，并采用傾向得分匹配與雙重差分的方法來構造反事實，從而在擬實驗環境下去估計戶籍歧視的價值。在2007年與2008年中國城鄉勞動力流動面板數據的基礎上，本文盡可能多地控制了可觀測因素、隨時間不變及隨時間同步變化的不可觀測因素的影響，從而得到戶籍歧視對個體收入的純影響。戶籍歧視

66研究目的：評估戶籍歧視對城鄉收入差距產生的影響。研究方法：PSM-DID雙重差分法：在本文中，雙重差分法的目的在于，在控制其他因素后，檢驗城市戶口和農村戶口人群間是否有顯著收入差異。具體來說，我們假定2007年為事前組，而2008年為事后組。事前組中的所有個體都設定為農村戶口;同時，在事后組中，我們假定城市戶口是處理組，農村戶口是控制組。因此，處理組中的戶籍類型是從2007年的農村戶口轉為2008年的城市戶口，而控制組的戶籍在兩年中都為農村戶口。其中，D是項目參與的虛擬變量(1是處理組，0是控制組)，T是處理組，C是控制組，Y0是指事前組的收入，Y1是指事后組的收入。戶籍歧視

67研究目的：評估戶籍歧視對城鄉收入差距產生的影響。研究方法：PSM-DID傾向得分匹配：為了準確獲得城市戶口對收入水平的影響，文章根據Ｒosenbaum＆Ｒubin(1983)的定義來構造反事實，即對一個農村戶口個體來說，在保持所有其他因素不變的情況下，僅僅假設其戶籍轉變為城市戶口，那么收入水平會增加多少?如果一個個體能同時存在這兩種收入，那么戶籍的效應就是它們之間的差異。其中，D是處理組(1)或是控制組(0)的虛擬變量;Y(0)是事前的收入水平，而Y(1)是事后的收入水平，X是協變量。戶籍歧視

68研究目的：評估戶籍歧視對城鄉收入差距產生的影響。研究方法：PSM-DID文章充分利用面板數據及樣本量大的特點，最大程度地利用傾向得分匹配和雙重差分法的優點，即同時控制可觀測變量、隨時間不變與隨時間同步變化的不可觀測因素影響，從而獲得戶籍歧視對個體收入的影響。Glazermanetal．(2003)也指出:“傾向得分匹配方法是一種能顯著降低偏差的非參數統計方法，尤其是與雙重差分等其他方法相結合的時候則更為有效。”根據傾向得分匹配及雙重差分方法的基本原理，我們可以得到綜合方法的基本思路:D是項目參與的虛擬變量(1是處理組，0是控制組)，T是處理組，C是控制組，Y0是指事前組的收入，Y1是指事后組的收入。戶籍歧視

69數據來源：“城鄉勞動力流動數據(RUMIC)2007與2008”。數據處理：首先，為了避免重復計算，把流動人口中與農村/城市樣本中重復的個體剔除。其次，為了與收入差距的文獻保持一致，把樣本限定在年齡為15—75歲的人群。再次，為了能嚴格使用雙重差分法，剔除在兩年中都為城市戶口的個體，把2007年為農村戶口而到2008年轉變為城市戶口的個體定義為處理組，同時兩年中都為農村戶口的個體(主要來自于農村樣本和流動人口樣本，很少部分來自于城市樣本)定義為控制組。同時，數據中還存在極個別2007年為城市戶口而2008年為農村戶口的個體，由于數量極為有限(12個)，所以在樣本中也予以剔除。最終，得到33870個個體(9586個農戶)的平衡面板數據，其中有778個個體屬于處理組(2007年為農村戶口，而2008年為城市戶口)，33092個個體屬于控制組(2007年與2008年都為農村戶口)。戶籍歧視

70數據來源：“城鄉勞動力流動數據(RUMIC)2007與2008”。對收入的定義：文章在定義收入時，盡可能地剔除實際的補貼收入，包括城市戶籍人口享有的住房補貼、失業保障金或食物補貼等，從而由戶籍制度所帶來的直接影響沒有被納入進來，那么剩下的就是歧視性影響了。研究結果：結果表明，僅僅因為是戶籍職業選擇歧視，農戶個體的收入將會減少3.5%。在剔除戶籍歧視因素后，整體收入差距會明顯下降，平均來看，基尼系數會從0.499下降為0.488，從而表明戶籍歧視對我國收入差距有顯著影響。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

71Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29實驗目的：探討社會認同對激勵下個人績效的因果影響。實驗設計：實驗采用Hoff和Pandey（2006、2014）的設計。實驗操縱戶口顯著性——被試的戶口身份在身份顯著性處理中是顯著的、公開的，在控制性處理中是私人的。此外，文章還通過在每個treat中使用計件工資和錦標賽來改變支付制度。實驗對象：北京市四所公立小學的8-12歲學生。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

72Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29實驗設計：實驗在一個標準的教室里用紙和鉛筆進行，6名受試者（3h和3l類型）坐在分開的桌子上，彼此之間有相當大的距離。隨機分配的受試者身份證號碼用于確保整個實驗過程中決策的匿名性。在實驗開始前，參與者由一名女性實驗者迎接，到達后每人支付3元人民幣（3元人民幣）的參與費。然后，實驗者解釋了任務和規則。我們用了雅虎的2級迷宮拼圖游戲（Gneezy等人，2003年；Niederle和Vesterlund，2007年；Hoff和Pandey，2006年）。這項任務是找到一條穿過田地的路徑，從一邊到另一邊，而不穿過實線（附錄a）。實驗者用一個簡單的迷宮解釋規則，并演示如何解決另一個與實驗中使用的難度相似的問題。受試者被給予5分鐘額外的迷宮練習，然后他們參加了兩輪15分鐘的實驗。在每一輪中，他們得到一本包含15個迷宮的小冊子，并有15分鐘的時間盡可能多地解決問題。所有三十個迷宮的難度都相同。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

73Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29實驗設計：在實驗開始時通過一項調查和公開的方式驗證了被試的戶口身份，使戶口身份在身份認同治療中顯著，而在對照治療中，被試的戶口身份是私人的。在實驗前的調查中，被試被問及他們出生在哪里，在家里是否說北京話，他們（他們的同學或老師）是否認為自己是北京本地人，以及開學時學校收了多少雜費。他們還被要求比較北京本地學生和“客座”學生在學術學習、課堂參與、課外活動以及日常消費中對金錢的態度方面的勤奮程度。調查結束后，實驗者按照姓名、出生日期和月份、戶口等順序公開核實了個人的戶口和其他事實信息。這個過程模擬了這些學生在學校經歷的一些現實生活場景。實證策略：DIDFarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

74Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29實驗結果：具體而言，我們比較了兩組具有不同戶口身份（在北京城市中排名較低的農民工學生和排名較高的本地城市學生）的學生在激勵下的經濟績效。我們發現：在計件工資制度下，個人戶口認同顯著降低了農民工學生相對于當地城市學生的相對績效。在計件工資制下，流動學生的平均實驗收入排名相對于本地城市學生顯著下降。然而，戶口顯著性的這種影響在錦標賽制度中是微不足道的。在錦標賽制度下，戶口身份顯著性的影響并不顯著，這表明在引入競爭的情況下，戶口身份顯著性對流動學生成績的負面影響可能會得到緩解。研究結果顯示，制度上強加的社會認同會對個人經濟績效產生影響，并可能對不平等產生影響。“GenderofChildren,BargainingPowerandIntrahouseholdResourceAllocationinChina,”(LixingLi,XiaoyuWu)JournalofHumanResources,2011,46(2),295-316.

75研究目的：基于中國普遍存在的重男輕女現象，本文提出了一種新的衡量家庭內部相對議價能力的方法。數據來源：CHNS關于誰決定家庭耐用品消費的信息可以用來測試生第一個兒子是否是衡量婦女在家庭中相對議價能力的有效措施。根據對調查問題“你家誰決定購買XXX（11種耐用品中的一種）”的回答，我們構建了一個變量來衡量女性在購買耐用品中的角色，如果丈夫獨自做出決定，則值為“0”，如果丈夫和妻子都做出決定，則值為“0.5”，如果妻子一個人決定的話，則值為“1”。然后我們取這些分數的平均值來衡量女性在所有決策中的角色。這個平均分在0到1之間，被用來代表婦女在家庭中的地位。作為一種替代方法，我們還生成了一個變量來衡量婦女參與決策的程度，這個變量的定義是婦女參與決策的比例（丈夫和妻子或妻子單獨做出的決策）。

76數據來源：CHNS關于第一個孩子是否是兒子對婦女營養和健康結果以及家庭支出模式的影響，盡管我們認為這些影響是通過婦女在家庭中的討價還價能力傳導的，但我們不能排除長子對結果的直接影響。因此，我們使用第一個孩子的性別作為工具變量來衡量婦女的議價能力；婦女是否生過男孩與她的生育選擇有關，并可能受到其討價還價能力的反向影響。此外，影響生育選擇的家庭特征也會直接影響資源配置。因此，文章使用第一個孩子的性別作為外源性變異的來源。77研究結論：在這篇論文中，文章提出了一個新的衡量婦女在家庭中相對議價能力的指標，并考察了它對個人營養素攝入量和健康結果的影響。文章所用的衡量標準與女性所生孩子的性別有關。由于中國普遍存在重男輕女現象，如果第一個孩子是兒子或生了男孩，婦女在家庭中的地位就會提高。文章利用家庭主要消費決策中由誰來決定的信息來表明，生第一個兒子會增加母親在家庭中的相對議價地位。另外文章發現，如果母親有一個長子，她攝入的熱量和蛋白質會有所改善，體重不足的幾率也會降低。

78Qian,N.，2008.MissingWomenandthePriceof

Tea

inChina:TheEffectofSex-SpecificEarningsonSexImbalance,TheQuarterlyJournalofEconomics，123(3)，1251-1285中文版：錢楠筠.丟失的女人與茶葉價格——與特定性別有關的收入對性別失衡的影響[J].中國勞動經濟學,2006,3(02):3-38.

79長期以來,經濟學家一直在爭論,發展中國家存在的嚴重性別失衡現象是由其根本的經濟條件導致的。圖1顯示（見下頁）,雖然中國經濟保持了高速增長,但其性別失衡卻在迅猛上升而不是下降。在長期內,男孩偏好的性別比會影響婚姻市場和勞動力市場的結果(Angrist,2002;Samuelson,1985)。一個家庭如果因為偏好男孩而進行性別選擇,一定會采取選擇性墮胎、遺棄甚至溺嬰等手段,由于性別選擇技術越來越容易獲得,那么,性別失衡還可能會持續提高。這是一個亟待關注的事實。Qian2008

8081本文將改革導致的與特定性別有關的農業收入增長作為可信的外生變量,來評佑總收入、與特定性別有關的收入各自對存活孩子性別比的影響。本文通過探討中國地區收入及特定性別的收入的跨時變化,研究并試圖明確經濟條件對性別比產生的因果效應。第一,研究不同性別勞動者分別在各種農作物上的勞動投入密度及變化;第二,研究改革給農業收入帶來的外生變化(1978-1980年)。在中國農村,女性在采茶勞動中具有比較優勢,而男性在果園勞動中具有比較優勢。因而,茶葉的相對價值提高既增加了茶農家庭的總收入,也增加了女性的相對收入。與此相反,果園的相對價值提高增加了果農家庭的總收入

，但卻使家庭內女性的相對收入下降。82主要思路：通過估計茶葉相對價值提高對性別比的影響,本文先估計了在男性收入不變的條件下,成年女性收入提高對性別比的影響。接著,通過估計果園相對價值的提高對性別比的影響,又估計了在成年女性收入不變的前提下,成年男性收入提高對性別比的影響。然后,在不改變家庭內男女成員相對收入比例的條件下,通過估計一些性別中性的經濟作物相對價值提高對性別比的影響,揭示家庭總收入增加的影響。將以上三種估計方法結合起來,能夠在家庭總收人提高的條件下,把特定性別的(相對)收人增加效應區分出來。最后,通過采用同樣的方法來估計受教育狀況,能夠將總收入增加與相對收入增加分別對男孩與女孩接受教育的影響估計出來。83數據來源：1997年中國農業普查的1%抽樣數據,1990年第四次人口普查的1%抽樣數據,密歇根大學中國數據中心提供的GIS地理數據。以上數據在縣級層次上匹配起來。方法：DID、工具變量84使用工具變量的原因：第一,用1997年農業數據作為早年該地區農業條件的代理變量帶來了測量誤差,這可能導致估計值出現向下的偏差。第二,如果那些偏好女孩的農戶在改革后轉向茶葉種植,OLS估計可能會遭遇忽略變量導致的偏差。這種情形下,OLS估計方法將會高估女性勞動力收入增加的真實效應,因為這將會混淆前述“性別偏好家庭轉向茶葉種植”的效應。本文用每個縣的平均坡度作為茶葉種植的工具變量。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

85研究目的：早期的研究對于種族認同，即移民對母國和東道國的依戀，是否能解釋移民就業率較低的問題并不一致。因此本研究探討了就業與族群認同之間的關系，并通過捕捉族群認同的一個新維度來補充文獻：對多數規范的開放性。隨著大量移民的涌入，本國國民與移民之間的就業率差距引發了激烈的討論。已有的文獻檢驗了不同種族群體的就業差異，但不同的研究以不同的方式來度量種族身份，使得研究結果的可比性較差。此外，已有的對種族身份的度量方式忽略了其他可能影響移民的勞動市場結果的機制。在此基礎之上，本文作者構造了一個現代化指數來衡量移民對主流社會準則的接受程度，補充對移民身份的度量。文章主要回答了兩個問題：第一，對種族身份（ethnicidentity）的度量方式和對主流社會準則（majoritynorms）的接受程度分別如何與移民的受雇傭可能性相聯系；第二，對本國人和移民間的就業率差距進行分解，研究對種族身份的度量方式和對主流社會準則的接受程度分別如何與不同種族之間的就業率差異相聯系。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

86數據來源：文章使用的數據來自丹麥對六個移民群體和本國人的價值觀念調查（theEthnicGroups’Valuessurvey(EGV)）。EGV調查是由GundelachandN?rreg?rd-Nielsen(2007)在2006年上半年通過電話和網絡訪問進行的，主要關注受訪者對母國和丹麥的價值觀的態度，最終有效樣本量為2577名第一代移民（1473名男性，1104名女性），675名第二代移民（356名男性，319名女性），456名丹麥本國人（232名男性，224名女性）。在樣本中，第一代移民來自土耳其，巴基斯坦，越南，西巴爾干國家，伊拉克和伊朗，這六種血統代表了丹麥最大的非西方移民群體，第二代移民全部都是土耳其和巴基斯坦后裔。隨機選擇的受訪者均滿足以下條件：年齡在18-50歲之間（第二代移民年齡在18-34歲之間），擁有永久居住許可，在接受訪問時至少已經在丹麥生活了3年半。樣本數據顯示，移民的就業概率低于丹麥本國人。尤其是初代女性移民與丹麥女性之間的就業差距超過了30%，而男性移民與丹麥男性之間的就業差距也達到了11%。二代移民與本國人之間的就業差距有所減小，男性和女性的就業差距分別為4%和18%。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

87測度指數的構造：主流社會準則——現代化指數作者構建了一個現代化指數（themodernizationindex）來測度文化同化程度，該指數由4個二值變量組成。第一個變量反映受訪者對某些行為的接受程度，對應的問題是“你在何種程度可以接受這一行為？”，這一行為包括同性戀，離婚和墮胎。第二個變量反映受訪者對丹麥的民主政體的認同度。第三個變量對應問題“父母和年輕人對伴侶的選擇的影響應該有多大？”。第四個變量涉及性別平等問題，取決于受訪者對“當工作機會不足時，男性比女性有更多的權利去工作”這一說法的同意程度。對于每位受訪者，這四個變量的取值之和即為其現代化指數的取值（值域為[0,4]）。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploym