劳动基础及经济 12

劳动经济学第八章劳动力市场歧视章节目录8.1劳动力市场歧视的定义与形式8.2劳动力市场歧视的影响8.3劳动力市场歧视的理论模型8.4政府的反歧视政策8.5中国劳动力市场歧视的特点、原因与对策8.6实证分析：分解法测量歧视的程度专栏28.1劳动市场歧视的定义与形式

3在现实中存在着下面这种现象，即同样生产率的工作者在相同或者相似的工作岗位上赚取的工资也是不同的。这种现象被称为劳动力市场的工资歧视。根据国际劳工组织（ILO）1958年《歧视（职业和就业）公约》中的界定，劳动力市场歧视是指“根据种族、肤色、性别、宗教、政治观点、民族血统或社会出身所做出的任何区别、排斥、优惠，导致剥夺或损害在就业和职业上的机会或待遇上的平等”。经济学的角度，我们做出对劳动力市场歧视的如下定义：歧视是指那些具有相同能力、教育、培训和经历并最终表现出相同劳动生产率的劳动者，由于一些非经济的个人特征引起的在就业、职业选择、晋升、工资水平以及接受培训机会等方面受到的不平等待遇。这里所指的非经济个人特征，主要是指民族、性别、肤色、年龄、家庭背景、民族、宗教，和国籍等等。8.1劳动市场歧视的定义与形式

4(1)根据歧视的内容来分：雇佣歧视：是否雇佣工资歧视：是否给以相同工资职业歧视：是否给以相同岗位前劳动力市场歧视：教育等5(2)根据歧视的对象来分：性别、种族歧视年龄歧视学历歧视身体歧视：身高歧视、相貌歧视和健康歧视8.1劳动市场歧视的定义与形式

8.2劳动力市场歧视的影响

6劳动力市场歧视的存在对经济与社会发展会有很大的负面影响，主要有：歧视背离并直接损害了社会公正的基本规则由于特权、垄断、出身等差别导致的经济利益差别是不合理的，而这正是歧视的主要来源歧视不恰当地膨胀了一部分社会成员的机会资源，同时又剥夺了另一部分社会成员尤其是弱势群体成员的机会资源歧视降低了经济效率劳动力市场中存在的歧视，使就业权利与机会不平等，不利于劳动力资源的优化配置，意味着个人没有平等地参与就业竞争的机会降低人力资源的开发度劳动力市场上存在歧视问题，使一些高素质劳动力难以配置到好的岗位，或难以获得好的报酬，对进一步加大人力资源投资、提高劳动力素质形成负向反馈，造成一定的负面影响8.3劳动力市场歧视的理论模型

7(1)个人偏见模型（Taste-basedmodel）贝克尔把歧视的根源归结为对某一群体的个人偏见。在贝克尔的模型中，这种偏见可能来自雇主、雇员同事以及顾客。以性别歧视为例，具体分析雇主、雇员以及顾客歧视的影响。雇主歧视：根据贝克尔的理论，当雇主对女性存在偏见时，他们不再追求利润最大化，而是追求效用最大化。这里效用等于利润减去雇佣女性劳动者带来的效用损失。企业的目标函数可用如下公式表示在上述公式中，P和Q分别指产品的价格和数量，因此乘积表示总收益。Wm和Wf代表男性和女性的工资，Lm和Lf­分别表示企业雇佣男性和女性的人数。由于个人偏见的存在，企业雇佣每个女性劳动者要付出d的效用损失，d也被称为歧视参数（discriminationcoefficient），衡量偏见的大小和歧视的程度。如果我们假设男女的生产率相同，也就是边际产出相同（Marginalproduct，即MP）。如果男性的工资等于其边际产出，由于歧视的存在，女性的工资小于她们的边际产出。MaxPQ-WmLm-WfLf-dLf8.3劳动力市场歧视的理论模型

8(1)个人偏见模型（Taste-basedmodel）雇员歧视：指男性雇员在和女性同事工作中，也会产生个人偏见，这种偏见使得男性劳动者在工作中好像面临着心理成本，也可用d来表示，即歧视参数。因此，如果一个男性雇员在没有女性同事的情况下获得的工资是Wm，他在和女同事一起工作的情况下则会要求（Wm+d）的工资。这种工资差价类似于补偿性工资理论中对于恶劣的工作环境和不安全的工作条件的补偿。一种可能的结果是雇主实行完全的性别隔离，即有些企业全部雇佣男性员工，其他企业全部雇佣女性员工，这样就不用支付对男性员工的工资补偿。顾客歧视（customerdiscrimination）：是指顾客在购买产品或服务时对销售员某种特征（如性别、肤色等）的歧视。8.3劳动力市场歧视的理论模型

9(1)个人偏见模型（Taste-basedmodel）阿克劳夫（1985）认为贝克尔雇主歧视模型是不稳定的，因为如果所有企业都普遍遵从歧视习俗，那么劳动力的使用是没有效率的，企业支付了更高的工资，提高了生产成本，这使得那些打破社会歧视习俗的企业将获益。阿克劳夫引入抵制成本。在阿克劳夫模型中，没有歧视的企业生产成本和销售成本是抵制的交易商数量比例的函数，如果抵制的交易商比为0，那么没有歧视偏见的企业成本就比有歧视偏见的企业低，因为可以用更低的价格雇佣劳动力，但是随着抵制者比例上升，其销售的搜寻时间和费用增加，从而销售成本增加，结果可能会超过歧视性企业的总成本。8.3劳动力市场歧视的理论模型

10(1)个人偏见模型（Taste-basedmodel）布莱克（Dan.Black，1995）假设所有雇员都面临搜寻工作的成本，并基于此解释歧视行为。假设并非所有的雇主都拒绝雇佣女性（此处以性别歧视为例），只是有些雇主由于个人的偏好才存在这种歧视行为。正在找工作的女性并不知道哪位雇主歧视她们，所以为了获得和男性同等的工作机会，她们就不得不比男性劳动力付出更多的搜寻努力来找工作。也就是说，只要存在具有偏见的雇主，女性找工作的搜寻成本就会上升。当前的歧视性工资可以维持。8.3劳动力市场歧视的理论模型

11(2)统计性歧视模型（Statisticaldiscrimination）在劳动力市场上，即使雇主不存在偏见，不具有垄断力量，由于获取信息的方式和成本等因素也会产生统计性歧视。企业在雇佣活动中最想知道的是求职者的生产率水平，但是一般情况下又无法直接获得这些信息，只能通过一些间接的办法来收集与求职者生产率水平相关的信息，如受教育程度、工作经验、测试分数等，通过这些相关信息对求职者的生产率水平做出评估。一个著名的例子是打字员的工作。假设有两种类型的工人在申请某一秘书工作，一种是可以在一段较长时间每分钟打70字的人，一种是可以每分钟打40字的人。然而，这些人的实际生产率对雇主来说是未知的。雇主所观察的只是所有求职者都要参加的5分钟打字测试的结果。问题在于，下面的这种情况可能发生：有些在实际工作中每分钟只能打40字的打字员会很幸运，在测试中所得的分数超过40。而还有些在实际工作中能每分钟打70字的人在测试中却不走运，取得了低于70的成绩。8.3劳动力市场歧视的理论模型

12(2)统计性歧视模型（Statisticaldiscrimination）简而言之，统计性歧视是指由于劳动者所在群体的某些平均特征低于其他群体而导致的对本群体个体成员的歧视。把群体信息作为个人信息的做法有时也会带来副作用，可能把群体特征强加给那些虽然属于某一群体但其自身的群体特征并不明显的个人身上。8.3劳动力市场歧视的理论模型

13(3)拥挤模型（Crowdingmodel）拥挤模型由BarbaraBergmann在1971年提出，该模型考察了职业隔离对在劳动力市场歧视中扮演的角色。根据拥挤模型，无论什么原因导致的职业隔离，都会产生男女劳动者的工资差异。左右两图分别表示两个部门的劳动力市场（分别称为F部门和M部门）。假设男女劳动者的生产率相同。在没有歧视的情况下，F部门的劳动力需求和供给曲线分别用Df和Sf0表示，M部门的劳动力需求和供给分别用Dm和Sm0表示。因此，均衡状态即为两个市场都支付相等的出清价格，即W0。8.3劳动力市场歧视的理论模型

14(3)拥挤模型（Crowdingmodel）假设职业隔离使得男性都集中在M部门，一些原来在M部门工作的女性将被挤到F部门。因此，M部门的劳动力供给曲线将向左移动，而F部门的供给曲线将向右移动。这就使得男性主导的部门工资上升，而女性主导的部门工资下降，就造成了同样生产率不同性别的劳动者在两个部门的工资差异。8.3劳动力市场歧视的理论模型

穆勒诉俄勒冈州151908年，一位从爱尔兰移民美国的女工，与美国俄勒冈州一家洗衣店的老板穆勒签订了一份雇佣合同。合同约定女工每天的工时是14个小时，否则老板有权拒付工资。由于长期每天进行工时如此之长的劳动，女工的身体健康每况愈下，终于有一天忍不住向老板穆勒提出减少工时的要求，但却遭到了穆勒的严词拒绝。穆勒的理由也并无道理，当时签订合同时，双方都是自愿的，现在你要违约，我自然不答应！

女工无奈，只好去俄勒冈州法院起诉，理由是俄勒冈州政府已有一项女工福利法，里面对女工的最高劳动时间进行了限制，她与老板穆勒约定的工时要远大于这个最高限制，因此合同违反了法律。然而穆勒认为，俄勒冈州的法律违反了美国联邦最高法院以往一系列的有关契约自由的宪法性质的判决，因此，这项法律违宪，应被认定为无效。

这场官司经过州法院及联邦下级法院两审，女工与穆勒各有胜负。穆勒胜诉的理由是，以前出现类似案件时，联邦最高法院都以契约绝对自由为由，判决女工必须遵守合同。最后这个案子到了联邦最高法院，女工一方的律师是美国著名大律师布兰代斯。布兰代斯在法庭上出示了他精心收集的很多女工生活的真实资料，并指出，女工们个个面黄肌瘦、体弱多病，甚至残废、无法生育，他诚恳的希望大法官们以欧洲中古骑士的胸怀和姿态，去保护这些弱小的女人……大法官们的心弦被深深触动，女工最后胜诉，俄勒冈州的女工福利法获判有效。8.4政府的反歧视政策

16本节以美国反对性别歧视的法律和政策为例，讲述政府对消除劳动力市场歧视的主要做法。(1)反歧视的相关法律和实施效果1908年穆勒诉俄勒冈州案最高法院支持了州政府颁布的保护女性的法律1961年肯尼迪总统颁布了一条反歧视的行政命令，演变成《1963公平工资法》，要求雇主在相同工作条件下向男性劳动力和女性劳动力支付相同的工资1964年《民权法》对歧视问题进行了全面的规范。这部法案在起草初期是为了禁止种族、肤色、宗教和民族血统方面的就业歧视，最终将性别歧视也纳入其中1965年约翰逊总统颁布了11246号行政命令，出台了“平权计划”要求与联邦签约的机构及其承包商在用人时不问种族、肤色、宗教和民族本源，一律一视同仁，禁止在用人时进行歧视8.4政府的反歧视政策

17有关男性和女性性别工资差异的变化趋势显示：1964年以后的一段时间里，女性的经济地位并没有因为政府的反歧视政策而出现显著的提升；一直到20世纪70年代后期、80年代初期，性别工资比率基本保持稳定；之后才开始上升。相较之下，1964年以后美国黑人与白人的工资差距却显著缩小，这与政府的反歧视政策有相当大的一部分关系。政府在反歧视方面的努力在不同时期也不尽相同。20世纪80年代里根时期，政府缩减了反歧视的力度，企业实施平权行动的进度放缓，公平就业机会委员会接收的针对雇主性别歧视或种族歧视的集体诉讼也在减少。集体诉讼的胜诉在劳动力市场上的震撼比个人诉讼大得多。不过，1991年新的《民权法》颁布开启了反歧视政策的新时代。1991年《民权法》将举证责任转向了雇主，如果雇主不能证明自己没有歧视，就将受到惩罚。除此以外，过去的反歧视政策对歧视判罚的措施仅仅是追回欠薪，新法增加了精神性赔偿和处罚性赔偿。1991年新的《民权法》颁布后到2003年，集体诉讼及其他就业歧视案件数量显著增加，之后一直维持在一个较高的水平上。8.4政府的反歧视政策

18(2)平权计划（平权法案）在法律法规中，平权行动的释义是禁止就业歧视的措施，然而在劳动力市场上，平权常常被定义为“积极地消除男性和女性、少数民族和非少数民族等人群之间的差异”。平权计划只在两种情况下强制实施：一种情况是与政府签约的机构雇佣女性或少数民族劳动力过少；还有一种情况是在歧视案件中，一旦法庭判决雇主存在就业歧视或按照庭外和解结果，雇主需要采取平权行动。最高法院发现一些雇主自愿采取平权行动，临时性的倾向于雇佣女性和少数民族劳动力，可以矫正一些劳动力市场分割造成的严重不平衡。此外，最高法院在执行平权计划时也尽可能的灵活，充分考虑未被保护人群可能受到的负面影响。应当看到大多数实施平权计划的企业并不是仅仅对某一类人群实施了特殊照顾，而是借此机会完善了自己的人力资源管理体系。从更全面的角度来看，实施平权计划并没有带来负面的歧视问题。一旦负面的歧视问题出现，女性相对男性劳动力的生产力就会随着就业人数的增加而降低，这种情况并没有出现。8.4政府的反歧视政策

19(3)可比价值政策20世纪70年代后期，美国男性和女性之间的收入差距迟迟不能得到缩减，人们开始考虑采用其他方法来提高女性的收入，其中一种方法就是运用可比价值的概念，把企业中同工同酬的范围扩大成具有可比价值的工作同酬。工作评价为我们提供了一个可行的衡量方法，政府和很多大型企业都运用工作评价法来确定工资等级表。不过，这种方法不能独立于市场存在，需要与市场工资率相结合才能有效的确定工资水平。工会经常介入到可比价值确定的过程中以确保工资公平，工资水平的确定往往不能仅仅依靠工作评价法，还要经过协商谈判的过程。8.5中国劳动力市场歧视的特点、原因与对策

20(1)我国劳动力市场歧视的主要特点户籍歧视和地域歧视根据有关调查数据显示：在我国就业和工作中歧视最严重的领域是户籍和地域歧视。“本地人优先”或“只招本地人”成为很多招聘岗位的限制要求。由户籍制度引发的歧视还有地域性歧视，也被称为籍贯歧视。籍贯按本意来讲就是祖居或本人出生的地方。但由于工业社会人口的频繁流动，事实上祖居地和本人出生地可能并不是一个地方，造成了现在人们对籍贯含义使用模糊不清。我国作为一个幅员辽阔，人口众多的多民族大国，地域性差异严重威胁着社会及经济的发展，因而直接导致了劳动力市场中地域歧视的存在。地域歧视的主要表现包括：城市歧视农村人，大城市人歧视外地人，经济文化发达地区的人歧视经济文化落后地区的人。我国劳动力市场上的年龄、性别歧视我国劳动力市场上广泛存在着年龄、性别的歧视。在年龄方面，目前我国法律只规定了录用人员年龄的上限和下限，而用人单位则可以在这个范围内任意决定招收的年龄段。在招聘中对求职者年龄进行限制的现象已经越来越普遍。8.5中国劳动力市场歧视的特点、原因与对策

21(1)我国劳动力市场歧视的主要特点性别歧视方面，新中国成立以来，在消除性别歧视和促进两性平等方面可以说取得了很大的成绩，国家出台了一系列法律法规，包括《劳动法》、《妇女权益保障法》、《女职工劳动保护规定》等。然而在现实中，就业领域内仍然存在着比较严重的性别歧视，不愿意雇佣女性，或者在雇佣是对男女求职者采用不平等地标准。我国劳动力市场上的学历、经验歧视近几年，随着求职者整体学历水平的提高，用人单位的条件也水涨船高，一些用人单位一味追求高学历，即使是一些适合大专的岗位，也非要本科甚至研究生不可，导致研究生做大专生、本科生就可以做的工作，造成了极大的人才浪费现象，同时也产生过度教育的问题。许多企业和事业单位还要求应聘者必须有一定的从业经验和资历，政府部门在公开招聘干部时也往往要加上这些限制条件，这使得一些没有工作经验的大学生或者没有工作经验的普通求职业望而却步。8.5中国劳动力市场歧视的特点、原因与对策

22(2)我国劳动力市场歧视现存问题及成因分析传统观念的影响劳动力过剩用人单位的自主权大法律意识淡薄户籍制度和城乡就业壁垒8.5中国劳动力市场歧视的特点、原因与对策

23(3)解决劳动力市场歧视问题的对策8.6实证分析：分解法测量歧视的程度

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8.6实证分析：分解法测量歧视的程度

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8.6实证分析：分解法测量歧视的程度

26Oaxaca-Blinder分解形式2：将组群L的实际工资结构当做无歧视状态下的劳动力市场工资结构，因此可以把两组的平均工资差异分解为：无论是以上哪种形式，等式右边的第一项均表示即便不存在歧视组群H和L之间也存在的工资差异，亦即由组群H和L之间的个体特征（个人禀赋）差别引起的工资差异；第二项则是由两组的工资结构差别引起的工资差异，即在个体特征相同条件下由于对相同特征的回报不同引起的差异，Oaxaca称之为歧视（歧视效应或歧视引起的工资差异）。Oaxaca（1973）还指出了他所提出的工资分解方法仍存在一些难点：一是在无歧视状态下两个组群的工资结构是否会相同的问题；二是这种分解方法并没有考虑到两个组群的可选择性变动的个体特征对劳动力市场歧视的反馈效应。8.6实证分析：分解法测量歧视的程度

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8.6实证分析：分解法测量歧视的程度

28(4)分解方法的局限性与实验方法的兴起尽管大量的文献研究都运用分解方法来验证劳动力市场歧视的存在以及测量歧视的程度，但分解方法自身有其局限性。一方面，分解中不能用个人特征解释的工资差异部分通常被认为是劳动力市场歧视导致的，但可能存在一些影响劳动生产率的变量被忽略了，如个人能力等;另一方面，即使研究者为了更准确的测量歧视程度在回归中包含更多的解释变量，也容易存在另外一个问题。例如，如果把职业、行业等特征归为个人特征，那么由这些因素引起的工资差异则被认为是可以解释的部分，可是职业、行业等特征本身也是内生的，如果把其归为可解释部分很可能掩盖了在进入某些职业或者行业时存在的就业歧视，这就使得歧视的真实程度被低估了。为了避免分解法测量歧视的这些问题，一些研究开始尝试用实验法（laborfieldexperiment）来测量歧视，因为实验法可以控制组群间的其他特征，在保证其他特征相同的情况下研究两个组群因为性别、种族等特征导致的歧视。歧视方法

29葛玉好，收入差距分解综述，《世界经济文汇》，2010年。Oaxaca分解方法是最基本的工资差距分解方法。该方法存在很多问题，如指数基准问题、部门选择问题、选择性偏差问题、虚拟变量问题。Cotton分解方法和Neumark分解方法解决了其中的指数基准问题；Brown分解方法解决了部门选择问题；NeumanandOaxaca(2003)的方法解决了选择性偏差问题；分位数分解方法借用Oaxaca分解方法的思想，在整个工资分布层次上研究两个群体的工资差别；在实际研究中，研究者一定要注意各种研究方法的研究范围和缺陷，针对自己所研究的具体问题选择最合适的方法。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

30数据来源：本文使用的数据是中国城镇住户调查(UrbanHouseholdSurvey，简称UHS)数据。文章对数据库做了以下处理:第一，为保证研究对象为经济活动人口，删除了家庭主妇、学生、残疾人等群体。第二，考虑到劳动法的相关规定，只选取15—60周岁的男性和15—55周岁的女性。第三，本文研究工资决定方面的歧视对性别工资差距的影响，因此只使用了工资数据不为零的样本。此外，在横截面上研究市场歧视对性别工资差距时，文章选用的是UHS2000年的数据;在时序数据上研究市场歧视对性别工资差距变化趋势的影响时，文章选用的是UHS1988－2001共14年的数据。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

31所用变量：被解释变量：实际年工资(按1988年物价指数为基准进行调整)解释变量：受教育年限，经验年限，省份、行业和职业虚拟变量等需要说明的是：UHS数据库只有教育程度变量，文章按照中国教育体制把它转化为相应的受教育年限:小学6年、初中9年、高中和中专12年、大学为16年。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

32所用方法：基于类似Oaxaca分解方法的思想，Machado＆Mata(2005)提出一种分位数分解方法，它可用于研究两个群体在整个工资分布上的差别。本文所使用方法与Machado＆Mata(2005)的方法基本相同，但在一些具体方面做了改进。具体来说，本文的研究方法包括以下几步:葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

33所用方法：基于类似Oaxaca分解方法的思想，Machado＆Mata(2005)提出一种分位数分解方法，它可用于研究两个群体在整个工资分布上的差别。本文所使用方法与Machado＆Mata(2005)的方法基本相同，但在一些具体方面做了改进。具体来说，本文的研究方法包括以下几步:葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

34所用方法：本文首先对男女样本分别做了分位数回归并得到他们的回归系数，基于这些回归系数又分别预测了他们的工资分布。图3给出了实际工资分布和使用分位数回归预测出的工资分布两者的差别(实线表示实际工资分布，虚线表示预测的工资分布)。从图中可以看出，无论是对男性还是对女性而言，真实工资分布和预测工资分布之间的差别都较小，这说明使用该方法预测工资分布比较合理。为简化分析，我们在下文分析中忽略预测工资分布和真实工资分布之间的区别，把预测工资分布作为分析依据。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

35葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

36图7给出了单个回归系数性别工资比率的影响。图7—1给出的是教育系数对性别工资比率的影响，实线是实际性别工资比率，虚线是分析因素变化后得到的性别工资比率(女性按照“男性教育系数”和“女性其它系数”获得工资所得到的性别工资比率)。图7—2给出的是经验年限系数的影响，实线是分析因素变化前的性别工资比率(女性按照“男性教育系数”和“女性其它系数”获得工资所得到的性别工资比率)，虚线是分析因素变化后的情况(女性按照“男性教育系数、经验及其平方系数”和“女性省份、行业和职业、常数项系数等”获得工资所得到的性别工资比率)，即图7—1中的虚线变为图7—2中的实线，这样逐一替换的目的是严格分离出各因素的影响。图7—3给出的是常数项系数的影响。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

37在图7的所有子图中，如果虚线相对于实线上移，说明因素变化后得到的女性工资分布优于变化前(性别工资比率提高)，女性在该因素方面处于劣势地位;如果虚线相对于实线下移，情况则相反。按照这一原则，我们发现女性在经验年限系数、常数项系数上处于劣势地位，在教育回报率方面则是处于优势地位。女性在经验年限系数(或者称其为经验回报率)方面处于劣势地位，说明女性就业后工资增加的幅度小于男性，可能是因为女性职位晋升的速度低于男性。女性在常数项系数方面处于劣势地位的因素有很多，其中一个重要因素是社会对女性的偏见，即在其它条件都相同的情况下，女性工资的起点落后于男性。我们发现的另一个结论是，虽然经验年限(及其平方)系数、常数项系数都可解释男女间的工资差距，但常数项系数的影响程度在各个分位数上波动不大，而经验年限(及其平方)系数的影响会随分位数的变化而变化，而且在低分位数上的影响大，在高分位数上的影响小。这是个有趣的结论，它说明性别工资差距随着分位数增加而缩小的现象，可能主要是因为:在低分位数上，男性的经验回报率比女性高得多;在高分位数上，虽然男性的经验回报率也高于女性，但增加的程度却要低很多。这是本文的新发现，以前文献对此没有提及。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

38本文还研究了单个个人特征对性别工资差距的影响。研究思路跟单个回归系数的分析类似。图8给出了分析结果，其中实线是基准性别工资比率，而虚线则是某个人特征变化后的性别工资比率。图8—1、图8—2分别给出的是受教育年限、经验年限对性别工资比率的影响。从这些图中可以看出，男女在个人特征上的差别对性别工资比率产生影响的绝对值较小，一般都在0.05以内。从图8—1来看，在工资分布不同位置上，受教育年限对性别工资差距的影响方向不同。在工资分布末端，它会降低性别工资比率;在工资分布顶端，会提高性别工资比率。这说明处于工资分布低端的女性其原先的受教育年限优于对应的男性。从图8—2来看，经验年限对性别工资差距的影响方向是一致的，它会提高性别工资比率，这说明女性在经验分布方面一直处于劣势地位。如前所述，男性和女性经验年限的不同很大程度上是因为《劳动法》对男性和女性退休年龄不同的规定(男60，女55)，从这一方面来说，提高女性退休年龄有利于解决性别工资差距问题。葛玉好,曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究,2011,46(06):45-56+92.

39本文使用基于分位数回归的反事实分析方法研究了中国城镇地区的性别工资差距问题，通过分析市场歧视对性别工资差距变化趋势的影响以及讨论性别工资差距不对称的问题，得出以下三个结论:第一，性别工资差距在工资分布不同位置上存在不对称现象。从横截面数据来看，在工资分布顶端性别工资差距较小，在工资分布末端性别工资差距较大。从时序数据来看，在工资分布顶端性别工资差距越来越小，在工资分布末端性别工资差距越来越大。第二，性别工资差距在横截面数据上表现出不对称现象的原因是，女性在工资分布顶端受到的歧视程度低，在末端受到的歧视程度高第三，性别工资差距在工资分布末端越来越大的原因是，女性受到的歧视程度越来越高;在工资分布顶端越来越小的原因是，男性和女性个人特征方面(如受教育水平)的差别越来越小。王美艳.中国城市劳动力市场上的性别工资差异[J].经济研究,2005(12):35-44.

40本文描述了中国城市劳动力市场上男女在行业获得和工资上的差异,并且用计量方法对工资差异进行了分解。分解结果表明,男女工资差异主要由同类行业内工资差异引起,而由于两者行业分布不同而带来的工资差异不大;歧视是造成性别之间的工资差异的主要原因,人力资本所起的作用很小。由此,缩小行业内的工资差异,消除对女性的歧视,是缩小工资性别差异的重要途径。数据来源：五城市(上海、武汉、沈阳、福州和西安)劳动力调查数据,以16—60岁的城市劳动者为对象,观察男女行业分布和工资并进行比较。所用方法：借鉴Brownetal（1980）的分解方法进行分析。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).

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44Related

45QianGuo,YangSong,WenkaiSun,YijieWang,GenderDifferencesinPerformance-basedPayAmongChineseProfessors,2016,ChinaEconomicReview文章调查了中国一所顶尖大学的一个学院的基于绩效的薪酬的性别差异，以深入了解性别收入差距。我们发现，男性教授从研究中获得的收入比女性教授多，从教学中获得的收入比女性教授少，尽管男性教授和女性教授在基于绩效的总薪酬方面没有统计上的显著差异。鉴于学院奖金的计件工资性质，以及一个人倾向于将更多的时间投入到具有比较优势的领域以实现总收入的最大化，研究结果得出结论：男教授在研究方面表现出比较优势，而女教授在教学方面表现出比较优势。这一结论得到了时间分配、以第一作者和合著者身份发表论文数量的分析的证实。46Related

QianGuo,YangSong,WenkaiSun,YijieWang,GenderDifferencesinPerformance-basedPayAmongChineseProfessors,2016,ChinaEconomicReview本研究的样本由学院的正常轨教职员工组成。少数教师是非升即走制教师（都在海外大学获得博士学位），他们有很高的固定工资，没有年终奖。相比之下，正常轨的教职员工基本工资较低，依靠年终奖来提高年收入。后一组构成了我们的样本。所有这些非终身教职员工都必须满足一些基本的评估要求，并且不分性别。47Related

方法：Oaxaca-Blinder分解文章首先采用Oaxaca-Blinder分解法（Blinder，1973；Oaxaca，1973）来检验男女教授在基于绩效的总薪酬以及研究和教学的薪酬方面是否存在显著的性别差异。利用分解技术，将工资中的原始性别差异分解为生产率相关特征解释的禀赋效应和常被用作歧视估计的未解释系数效应。这种方法在鉴别文献中很常见。然而，由于这项研究考察了基于绩效的薪酬，这种薪酬本质上是无歧视的，无法解释的部分可能是由于时间分配和比较优势方面的性别差异。48Related

方法：倾向得分匹配由于Oaxaca-Blinder分解在很大程度上依赖于第一阶段OLS回归的线性，因此我们还通过构建可比较的男女教授组，采用倾向评分匹配作为替代方法。具体来说，我们将男性视为一种“treatment”，并根据倾向评分匹配来估计treatment的ATT。倾向得分是一个单一的指标变量，总结了每个参与者的特征向量。它降低了匹配的维度，使不同人群在不同特征上的匹配成为可能，减轻了根据观察数据估计处理效果的偏差（Rosenbaum&Rubin，1983）。49Related

研究结果：Oaxaca-Blinder分解Oaxaca-Blinder分解结果表明，尽管男性教授的平均收入高于女性教授，但总收入的差异在统计学上并不显著。然而，对研究和教学奖金的详细分解显示，可比的男教授获得的研究奖金高于女教授，但教学奖金低于女教授。例如，根据集合样本的结果，男教授比女教授获得的研究加分多58.37分，这种差异很大一部分来自于无法解释的部分。对于教学奖金，情况恰恰相反。对于男性加权和女性加权分解，教学奖金中无法解释的性别差异分别为−63.55和−26.02，并且都具有统计学意义。综上所述，尽管男女非歧视性工资结构的具体分解结果有所不同，但总的结论是：男女工资总差异在统计学上不显著，但男性从研究中获得的收入显著高于女性，从教学中获得的收入显著低于女性。50Related

研究结果：倾向得分匹配倾向评分匹配结果与分解分析结果具有高度可比性。个人特征相似的男女教授在获得的奖金总额上没有显著差异。然而，平均而言，女教授获得的教学奖金高于可比的男教授，而男教授获得的研究奖金平均更高。匹配变量与Oaxaca-Blinder分解的变量相同，并通过了平衡测试。三种倾向评分匹配方法得出的2010年ATT估计值相当一致。51Related

研究结果：男女教授在工作时间的分配为比较性别优势提供了进一步的支持。男女教授投入的总工作时间在统计学上没有显著差异，但分配时间不同。男性教授花在研究上的时间比女性教授多，但在教学上的时间却比女性教授少。正如我们在前面的理论模型中所说明的，在研究中具有比较优势的人可能会在研究中投入更多的时间，以实现总收入的最大化。因此，我们可以得出结论，男教授在研究方面具有比较优势，而女教授在教学方面具有比较优势。这可能是一个重要的机制，推动性别差异的绩效工资在研究和教学。收入歧视

52DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验设计：首先从另一个网站上的不活跃的真实个人资料中收集了360个（每个性别180个）昵称、照片和freetext，构建了基线个人资料。将这些基线资料中的男性年龄定为27岁，身高175厘米（5英尺9英寸），比全国平均身高高4厘米（1.5英寸），以使他们更具吸引力。我们将资料中的女性年龄定为25岁，身高163厘米（5英尺4英寸），同样比全国平均水平高4厘米。收入歧视

53DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验设计：所有的生日都被随机分配在8天之内。为了增强简介对所有教育水平的潜在访问者的吸引力，我们让男女都接受大学教育，因为这是网站上列出的六个教育水平中最中级的，从高中到博士。另外还让他们单身，没有孩子。他们都更愿意“婚后买房”，即目前没有自己的房子。我们对昵称、照片、声明、5个城市（北京、上海、成都、哈尔滨和深圳）和6个收入进行了分组随机分配；收入分为6个区间：2001-3000、3001-5000、5001-8000、8001-10000、100001-20000、20001-50000元人民币。收入歧视

54DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验设计：用户可以在默认搜索结果中看到个人资料的照片、昵称、年龄、城市、婚姻状况、身高、收入以及freetext语句的前几行，他们还可以单击链接并访问完整的个人资料。我们可以通过点击访客历史记录中的链接来查看访客的完整资料，这样就可以永久记录访客的访问情况，而不必区分访问情况。该网站提供了许多方法来排名在其搜索引擎中的其他用户的个人资料，包括：注册时间，登录时间，年龄，照片数量，可信度和收入。该网站还突出了随机选择（据我们所知）新的个人资料。收入歧视

55DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验结果：图1总结了男性对女性的访问情况。横轴显示了女性的收入。纵轴显示平均每日访问量。我们将男性对女性的访问与男性的收入分开。图例中括号内的数字是平均每天的访问次数。例如，图1显示，收入在5000元以下的男性平均39次访问收入在2001至3000元之间的女性。收入歧视

56DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验结果：图3总结了女性对男性的访问情况。从下图可以看出，女性访问高收入男性资料具有强劲增长的趋势。收入最高的男性的平均每日访问量是收入最低的男性的10倍。收入歧视

57DavidOng,JueWang.Incomeattraction:Anonlinedatingfieldexperiment.JournalofEconomicBehavior&Organization111(2015)13–22实验结果：图4总结了女性对男性访问情况的比例关系。从下图可以看出，所有收入水平的妇女以更高的比率访问收入更高的男子。并且这些较高的比率随着妇女自己报告的收入而增加。种族与相貌歧视

58FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014文章分析了秘鲁的劳动歧视，秘鲁是一个快速发展的国家，许多证据表明在日常生活中存在歧视性做法。使用姓氏（土著/白人）作为种族的代表，文章发送了4820份虚构的简历，回复了1205份在利马的专业、技术和非技术工作的真实职位空缺。种族与相貌歧视

59FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014实证策略：种族与相貌歧视

60FRANCISCOB.GALARZAandGUSTAVOYAMADA，LaborMarketDiscriminationinLima,Peru:EvidencefromaFieldExperiment.WorldDevelopmentVol.58,pp.83–94,2014研究结果：总的来说，白人收到的回电比土著申请人多，漂亮的申请人收到的回电比长相平平的人多。回拨中种族和美貌差距的大小和重要性因工作类别的不同而有很大差异。年龄歧视

61AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.实验设计：实验发送了两份申请，一份来自一个虚构的31岁男性申请人，另一份来自一个虚构的46岁男性申请人，给有餐厅员工和销售助理工作的雇主。选择这些职业的一个原因是，这些地区的劳动力市场需求足够高。另一个原因是我们想要不需要高等教育的职业。选择年龄是因为我们想在相对年轻的时候研究歧视问题。年龄歧视

62AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.实验设计：从2011年1月初到2011年3月中旬，实验在选定的职业中申请了466个职位。在审阅招聘广告后，记录了招聘日期、公司名称、城市、电子邮件地址和电话号码，以及该职位是临时工作还是全职工作。雇主对申请的回应被记录为一个二分法的结果变量。每当雇主邀请求职者面试或给他们提供工作时，都会被记录为一次回访。面试邀请或工作邀请被及时礼貌地拒绝，以尽量减少给雇主带来的不便。年龄歧视

63AliM.Ahmed,LinaAndersson&MatsHammarstedt(2012)Doesagematterforemployability?AfieldexperimentonageismintheSwedishlabourmarket,AppliedEconomicsLetters,19:4,403-406.总的来说，文章描述的是瑞典劳动力市场第一次年龄歧视实地实验的结果。两份配对的申请表，一份来自虚构的31岁男性申请人，另一份来自虚构的46岁男性申请人，被发给有餐厅员工和销售助理职位空缺的雇主。然后记录雇主对申请人的答复。实验数据清楚有力地证明了瑞典劳动力市场存在明显的年龄歧视。平均而言，较年轻的求职者收到的雇主招聘餐厅员工的回复是较年长求职者的3倍以上，收到的雇主招聘销售助理的回复是较年长求职者的4倍以上。因此，在这两种职业中，年龄较大的申请人收到的面试邀请和工作邀请明显少于年龄较小的申请人。Mathskillandlabormarket

64CoryKoedel,EricTyhurst.Mathskillsandlabor-marketoutcomes:Evidencefromaresume-basedfieldexperiment.EconomicsofEducationReview31(2012)131–140文章使用一个基于简历的实地实验来检验数学技能和劳动力市场结果之间的联系。具体地说，发送虚拟简历来回应网上的招聘信息，随机分配一些简历来表示更强的数学技能，并衡量雇主的反应。随机分配的结果表明数学能力更强的简历比对照简历更能引起雇主的兴趣。我们的研究结果补充了大量的证据，表明更强的数学技能对劳动力市场的结果有积极的影响。户籍歧视

65万海远、李实：户籍歧视对城乡收入差距的影响《经济研究》2013年第9期研究目的：评估户籍歧视对城乡收入差距产生的影响。研究方法：PSM-DID为了克服个体户籍类型的自选择和样本偏差问题，本文重点考察了近年来户籍属性发生转换的群体，并采用倾向得分匹配与双重差分的方法来构造反事实，从而在拟实验环境下去估计户籍歧视的价值。在2007年与2008年中国城乡劳动力流动面板数据的基础上，本文尽可能多地控制了可观测因素、随时间不变及随时间同步变化的不可观测因素的影响，从而得到户籍歧视对个体收入的纯影响。户籍歧视

66研究目的：评估户籍歧视对城乡收入差距产生的影响。研究方法：PSM-DID双重差分法：在本文中，双重差分法的目的在于，在控制其他因素后，检验城市户口和农村户口人群间是否有显著收入差异。具体来说，我们假定2007年为事前组，而2008年为事后组。事前组中的所有个体都设定为农村户口;同时，在事后组中，我们假定城市户口是处理组，农村户口是控制组。因此，处理组中的户籍类型是从2007年的农村户口转为2008年的城市户口，而控制组的户籍在两年中都为农村户口。其中，D是项目参与的虚拟变量(1是处理组，0是控制组)，T是处理组，C是控制组，Y0是指事前组的收入，Y1是指事后组的收入。户籍歧视

67研究目的：评估户籍歧视对城乡收入差距产生的影响。研究方法：PSM-DID倾向得分匹配：为了准确获得城市户口对收入水平的影响，文章根据Ｒosenbaum＆Ｒubin(1983)的定义来构造反事实，即对一个农村户口个体来说，在保持所有其他因素不变的情况下，仅仅假设其户籍转变为城市户口，那么收入水平会增加多少?如果一个个体能同时存在这两种收入，那么户籍的效应就是它们之间的差异。其中，D是处理组(1)或是控制组(0)的虚拟变量;Y(0)是事前的收入水平，而Y(1)是事后的收入水平，X是协变量。户籍歧视

68研究目的：评估户籍歧视对城乡收入差距产生的影响。研究方法：PSM-DID文章充分利用面板数据及样本量大的特点，最大程度地利用倾向得分匹配和双重差分法的优点，即同时控制可观测变量、随时间不变与随时间同步变化的不可观测因素影响，从而获得户籍歧视对个体收入的影响。Glazermanetal．(2003)也指出:“倾向得分匹配方法是一种能显著降低偏差的非参数统计方法，尤其是与双重差分等其他方法相结合的时候则更为有效。”根据倾向得分匹配及双重差分方法的基本原理，我们可以得到综合方法的基本思路:D是项目参与的虚拟变量(1是处理组，0是控制组)，T是处理组，C是控制组，Y0是指事前组的收入，Y1是指事后组的收入。户籍歧视

69数据来源：“城乡劳动力流动数据(RUMIC)2007与2008”。数据处理：首先，为了避免重复计算，把流动人口中与农村/城市样本中重复的个体剔除。其次，为了与收入差距的文献保持一致，把样本限定在年龄为15—75岁的人群。再次，为了能严格使用双重差分法，剔除在两年中都为城市户口的个体，把2007年为农村户口而到2008年转变为城市户口的个体定义为处理组，同时两年中都为农村户口的个体(主要来自于农村样本和流动人口样本，很少部分来自于城市样本)定义为控制组。同时，数据中还存在极个别2007年为城市户口而2008年为农村户口的个体，由于数量极为有限(12个)，所以在样本中也予以剔除。最终，得到33870个个体(9586个农户)的平衡面板数据，其中有778个个体属于处理组(2007年为农村户口，而2008年为城市户口)，33092个个体属于控制组(2007年与2008年都为农村户口)。户籍歧视

70数据来源：“城乡劳动力流动数据(RUMIC)2007与2008”。对收入的定义：文章在定义收入时，尽可能地剔除实际的补贴收入，包括城市户籍人口享有的住房补贴、失业保障金或食物补贴等，从而由户籍制度所带来的直接影响没有被纳入进来，那么剩下的就是歧视性影响了。研究结果：结果表明，仅仅因为是户籍职业选择歧视，农户个体的收入将会减少3.5%。在剔除户籍歧视因素后，整体收入差距会明显下降，平均来看，基尼系数会从0.499下降为0.488，从而表明户籍歧视对我国收入差距有显著影响。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

71Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29实验目的：探讨社会认同对激励下个人绩效的因果影响。实验设计：实验采用Hoff和Pandey（2006、2014）的设计。实验操纵户口显著性——被试的户口身份在身份显著性处理中是显著的、公开的，在控制性处理中是私人的。此外，文章还通过在每个treat中使用计件工资和锦标赛来改变支付制度。实验对象：北京市四所公立小学的8-12岁学生。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

72Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29实验设计：实验在一个标准的教室里用纸和铅笔进行，6名受试者（3h和3l类型）坐在分开的桌子上，彼此之间有相当大的距离。随机分配的受试者身份证号码用于确保整个实验过程中决策的匿名性。在实验开始前，参与者由一名女性实验者迎接，到达后每人支付3元人民币（3元人民币）的参与费。然后，实验者解释了任务和规则。我们用了雅虎的2级迷宫拼图游戏（Gneezy等人，2003年；Niederle和Vesterlund，2007年；Hoff和Pandey，2006年）。这项任务是找到一条穿过田地的路径，从一边到另一边，而不穿过实线（附录a）。实验者用一个简单的迷宫解释规则，并演示如何解决另一个与实验中使用的难度相似的问题。受试者被给予5分钟额外的迷宫练习，然后他们参加了两轮15分钟的实验。在每一轮中，他们得到一本包含15个迷宫的小册子，并有15分钟的时间尽可能多地解决问题。所有三十个迷宫的难度都相同。FarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

73Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29实验设计：在实验开始时通过一项调查和公开的方式验证了被试的户口身份，使户口身份在身份认同治疗中显著，而在对照治疗中，被试的户口身份是私人的。在实验前的调查中，被试被问及他们出生在哪里，在家里是否说北京话，他们（他们的同学或老师）是否认为自己是北京本地人，以及开学时学校收了多少杂费。他们还被要求比较北京本地学生和“客座”学生在学术学习、课堂参与、课外活动以及日常消费中对金钱的态度方面的勤奋程度。调查结束后，实验者按照姓名、出生日期和月份、户口等顺序公开核实了个人的户口和其他事实信息。这个过程模拟了这些学生在学校经历的一些现实生活场景。实证策略：DIDFarzanaAfridi,SherryXinLi,YufeiRen，2015

74Socialidentityandinequality:TheimpactofChina'shukousystem.JournalofPublicEconomics123(2015)17–29实验结果：具体而言，我们比较了两组具有不同户口身份（在北京城市中排名较低的农民工学生和排名较高的本地城市学生）的学生在激励下的经济绩效。我们发现：在计件工资制度下，个人户口认同显著降低了农民工学生相对于当地城市学生的相对绩效。在计件工资制下，流动学生的平均实验收入排名相对于本地城市学生显著下降。然而，户口显著性的这种影响在锦标赛制度中是微不足道的。在锦标赛制度下，户口身份显著性的影响并不显著，这表明在引入竞争的情况下，户口身份显著性对流动学生成绩的负面影响可能会得到缓解。研究结果显示，制度上强加的社会认同会对个人经济绩效产生影响，并可能对不平等产生影响。“GenderofChildren,BargainingPowerandIntrahouseholdResourceAllocationinChina,”(LixingLi,XiaoyuWu)JournalofHumanResources,2011,46(2),295-316.

75研究目的：基于中国普遍存在的重男轻女现象，本文提出了一种新的衡量家庭内部相对议价能力的方法。数据来源：CHNS关于谁决定家庭耐用品消费的信息可以用来测试生第一个儿子是否是衡量妇女在家庭中相对议价能力的有效措施。根据对调查问题“你家谁决定购买XXX（11种耐用品中的一种）”的回答，我们构建了一个变量来衡量女性在购买耐用品中的角色，如果丈夫独自做出决定，则值为“0”，如果丈夫和妻子都做出决定，则值为“0.5”，如果妻子一个人决定的话，则值为“1”。然后我们取这些分数的平均值来衡量女性在所有决策中的角色。这个平均分在0到1之间，被用来代表妇女在家庭中的地位。作为一种替代方法，我们还生成了一个变量来衡量妇女参与决策的程度，这个变量的定义是妇女参与决策的比例（丈夫和妻子或妻子单独做出的决策）。

76数据来源：CHNS关于第一个孩子是否是儿子对妇女营养和健康结果以及家庭支出模式的影响，尽管我们认为这些影响是通过妇女在家庭中的讨价还价能力传导的，但我们不能排除长子对结果的直接影响。因此，我们使用第一个孩子的性别作为工具变量来衡量妇女的议价能力；妇女是否生过男孩与她的生育选择有关，并可能受到其讨价还价能力的反向影响。此外，影响生育选择的家庭特征也会直接影响资源配置。因此，文章使用第一个孩子的性别作为外源性变异的来源。77研究结论：在这篇论文中，文章提出了一个新的衡量妇女在家庭中相对议价能力的指标，并考察了它对个人营养素摄入量和健康结果的影响。文章所用的衡量标准与女性所生孩子的性别有关。由于中国普遍存在重男轻女现象，如果第一个孩子是儿子或生了男孩，妇女在家庭中的地位就会提高。文章利用家庭主要消费决策中由谁来决定的信息来表明，生第一个儿子会增加母亲在家庭中的相对议价地位。另外文章发现，如果母亲有一个长子，她摄入的热量和蛋白质会有所改善，体重不足的几率也会降低。

78Qian,N.，2008.MissingWomenandthePriceof

Tea

inChina:TheEffectofSex-SpecificEarningsonSexImbalance,TheQuarterlyJournalofEconomics，123(3)，1251-1285中文版：钱楠筠.丢失的女人与茶叶价格——与特定性别有关的收入对性别失衡的影响[J].中国劳动经济学,2006,3(02):3-38.

79长期以来,经济学家一直在争论,发展中国家存在的严重性别失衡现象是由其根本的经济条件导致的。图1显示（见下页）,虽然中国经济保持了高速增长,但其性别失衡却在迅猛上升而不是下降。在长期内,男孩偏好的性别比会影响婚姻市场和劳动力市场的结果(Angrist,2002;Samuelson,1985)。一个家庭如果因为偏好男孩而进行性别选择,一定会采取选择性堕胎、遗弃甚至溺婴等手段,由于性别选择技术越来越容易获得,那么,性别失衡还可能会持续提高。这是一个亟待关注的事实。Qian2008

8081本文将改革导致的与特定性别有关的农业收入增长作为可信的外生变量,来评佑总收入、与特定性别有关的收入各自对存活孩子性别比的影响。本文通过探讨中国地区收入及特定性别的收入的跨时变化,研究并试图明确经济条件对性别比产生的因果效应。第一,研究不同性别劳动者分别在各种农作物上的劳动投入密度及变化;第二,研究改革给农业收入带来的外生变化(1978-1980年)。在中国农村,女性在采茶劳动中具有比较优势,而男性在果园劳动中具有比较优势。因而,茶叶的相对价值提高既增加了茶农家庭的总收入,也增加了女性的相对收入。与此相反,果园的相对价值提高增加了果农家庭的总收入

，但却使家庭内女性的相对收入下降。82主要思路：通过估计茶叶相对价值提高对性别比的影响,本文先估计了在男性收入不变的条件下,成年女性收入提高对性别比的影响。接着,通过估计果园相对价值的提高对性别比的影响,又估计了在成年女性收入不变的前提下,成年男性收入提高对性别比的影响。然后,在不改变家庭内男女成员相对收入比例的条件下,通过估计一些性别中性的经济作物相对价值提高对性别比的影响,揭示家庭总收入增加的影响。将以上三种估计方法结合起来,能够在家庭总收人提高的条件下,把特定性别的(相对)收人增加效应区分出来。最后,通过采用同样的方法来估计受教育状况,能够将总收入增加与相对收入增加分别对男孩与女孩接受教育的影响估计出来。83数据来源：1997年中国农业普查的1%抽样数据,1990年第四次人口普查的1%抽样数据,密歇根大学中国数据中心提供的GIS地理数据。以上数据在县级层次上匹配起来。方法：DID、工具变量84使用工具变量的原因：第一,用1997年农业数据作为早年该地区农业条件的代理变量带来了测量误差,这可能导致估计值出现向下的偏差。第二,如果那些偏好女孩的农户在改革后转向茶叶种植,OLS估计可能会遭遇忽略变量导致的偏差。这种情形下,OLS估计方法将会高估女性劳动力收入增加的真实效应,因为这将会混淆前述“性别偏好家庭转向茶叶种植”的效应。本文用每个县的平均坡度作为茶叶种植的工具变量。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

85研究目的：早期的研究对于种族认同，即移民对母国和东道国的依恋，是否能解释移民就业率较低的问题并不一致。因此本研究探讨了就业与族群认同之间的关系，并通过捕捉族群认同的一个新维度来补充文献：对多数规范的开放性。随着大量移民的涌入，本国国民与移民之间的就业率差距引发了激烈的讨论。已有的文献检验了不同种族群体的就业差异，但不同的研究以不同的方式来度量种族身份，使得研究结果的可比性较差。此外，已有的对种族身份的度量方式忽略了其他可能影响移民的劳动市场结果的机制。在此基础之上，本文作者构造了一个现代化指数来衡量移民对主流社会准则的接受程度，补充对移民身份的度量。文章主要回答了两个问题：第一，对种族身份（ethnicidentity）的度量方式和对主流社会准则（majoritynorms）的接受程度分别如何与移民的受雇佣可能性相联系；第二，对本国人和移民间的就业率差距进行分解，研究对种族身份的度量方式和对主流社会准则的接受程度分别如何与不同种族之间的就业率差异相联系。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

86数据来源：文章使用的数据来自丹麦对六个移民群体和本国人的价值观念调查（theEthnicGroups’Valuessurvey(EGV)）。EGV调查是由GundelachandNørregård-Nielsen(2007)在2006年上半年通过电话和网络访问进行的，主要关注受访者对母国和丹麦的价值观的态度，最终有效样本量为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名丹麦本国人（232名男性，224名女性）。在样本中，第一代移民来自土耳其，巴基斯坦，越南，西巴尔干国家，伊拉克和伊朗，这六种血统代表了丹麦最大的非西方移民群体，第二代移民全部都是土耳其和巴基斯坦后裔。随机选择的受访者均满足以下条件：年龄在18-50岁之间（第二代移民年龄在18-34岁之间），拥有永久居住许可，在接受访问时至少已经在丹麦生活了3年半。样本数据显示，移民的就业概率低于丹麦本国人。尤其是初代女性移民与丹麦女性之间的就业差距超过了30%，而男性移民与丹麦男性之间的就业差距也达到了11%。二代移民与本国人之间的就业差距有所减小，男性和女性的就业差距分别为4%和18%。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploymentGap.”JournalofPopulationEconomics,vol.27,no.1,2014,pp.225–250.

87测度指数的构造：主流社会准则——现代化指数作者构建了一个现代化指数（themodernizationindex）来测度文化同化程度，该指数由4个二值变量组成。第一个变量反映受访者对某些行为的接受程度，对应的问题是“你在何种程度可以接受这一行为？”，这一行为包括同性恋，离婚和堕胎。第二个变量反映受访者对丹麦的民主政体的认同度。第三个变量对应问题“父母和年轻人对伴侣的选择的影响应该有多大？”。第四个变量涉及性别平等问题，取决于受访者对“当工作机会不足时，男性比女性有更多的权利去工作”这一说法的同意程度。对于每位受访者，这四个变量的取值之和即为其现代化指数的取值（值域为[0,4]）。Gorinas,Cédric.“EthnicIdentity,MajorityNorms,andtheNative-ImmigrantEmploym