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关键词：贸易自由化，性别工资差，教育
一、简介及背景
性别工资差是各国各时期普遍存在的现象。美国女性工人工资占男性工人工资的比例从20世纪50年代到1996年间从60%增加到75%；然而在台湾这一比例从1979年到1995年间都保持在97%)。现有文献普遍认为性别工资差可以部分由诸如教育和经验等可观测的影响工资的特征因素来解释：女性获得的教育和经验通常较男性少，因此平均而言女性工资低于男性。但这些可观测的特质差异并不能完全解释性别工资差。2004年对北京、上海和广州雇主对生看法的调查显示：认为男性生在从事“职业者”类职业中效率更高的雇主人数是认为女性生效率更高的雇主人数的46倍；这一比例在“销售”和“管理”类职业中的比例分别为9和4；在“制造”类中没有雇主认为女性生能比男生做得更出色；最后，在同等工资条件下，愿意雇佣男性生的雇主人数是倾向雇佣女生的雇主人数的14倍。理论上讲，男女生具有相同的教育水平和经验，能力和工资助水平应该一样，因此可见，另外还有许多不可观测的影响性别工资差的因素。例如，有些天然不适合女性(诸如工程师或是对体力要求较高的)和劳动力市场的系统性冲击(例如最低工资保障和工会的力量)。且在同等条件下，女性需要花费更多的时间和精力照顾家庭，所以男性的劳动生产率通常高于女性。由于社会观念的原因，劳动力市场上也存在着对女性劳动者的歧视。
理论研究显示贸易自由化能够缩小性别工资差。新古典理论认为贸易自由化通常导致竞争加剧，假如可观测条件(例如年龄、教育程度、民族等)相同的男女具有相同的生产率，那么厂商在劳动力市场的性别歧视行为就会具有更高代价(Becker，1971)，厂商利润最大化的目标会自然减少性别歧视行为，从而缩小劳动力市场的性别工资差。另外，贸易自由化会促进经济增长和总体国民收入增加，从而促进社会对诸如教育之类的公共服务的投资，使得教育机会能普及到各个地区和各个社会阶层，使更多的女性获得了受教育的机会，从而减小男女的平均生产率差异，缩小性别工资差。标准贸易理论Heckscher-Ohlin模型告诉，我们，各国会化生产并出口使用该国国内充裕要素的产品，发展中国家进入全球市场后通常主要出口非技术劳动力密集型产品。如果总体而言女性雇员的技能低于男性雇员，那么这种出口的大量增加会提高女性劳动力市场对女性的需求，从而缩小性别工资差。
然而也有理论认为贸易自由化可能扩大性别工资差。自由化带来的竞争增加会使得女性雇员这一劳动力市场上的少数群体跟雇主的谈判能力下降，由此相对工资降低。另外，如果可观测条件相同的男女真的存在较大的生产率差距，更激烈的竞争会促使雇用男性的数量相对增加，具有相同可观测条件的男性也相应会获得更高的报酬。Feenstra和Hanson(1996)的外包模型给出与H—O模型不同的另一个故事：尽管在发展中国家生产并出口的商品对于发达国家来说是低技术密集型产品，对于发展中国家来说却是相对技术密集型的产品。发展中国家这样的出口会增加技术性工人的工资，如果女性雇员的平均技能低于男性，性别工资差必然将扩大。
关于性别工资差的实证研究并不是很多，而且无法确定贸易自由化对性别工资差的明确影响。Black和Brainard(2002)发现在1976年到1993年间贸易自由化带来的竞争加剧缩小了性别工资差；Berik，Van De Muelen Rodgers和Zveglich(2004)用1980年到1999年间中国台湾和韩国的数据得出结论：贸易自由化与性别工资差存在正相关关系；Oosdendorp(2004)对多国分职业的性别工资差进行实证研究的结果表明，在发达国家和发展中国家的低技术职业以及发达国家的高技术职业中，贸易和外商直接投资的自由化伴随着性别工资差的缩小，而自由化则伴随着发展中国家高技能职业的性别工资差扩大。受限于数据可得性，这些实证研究绝大多数是用宏观层面的加总数据，并集中于职业性别工资差。但是，正如Oosdendorp(2004)中所提及，这一领域研究中所广泛使用的加总职业工资数据无法控制教育水平和经验变量。举例来说，一个“会计师”可能拥有硕士学位和多年经验，是该领域的专家并享受着高薪；但也有可能他或她刚从会计学校，还没有拿到注册会计师资格，因此工资相应较低。如果这些可观测和不可观测的影响性别工资差的因素无法得以控制，研究贸易自由化对性别工资差的影响就只能是初步和粗略的。
本研究对1988年和1995年中国城市居民的微观数据进行了研究。在研究所涉及的时间段里，中国的进口从550亿美元增加到1320亿美元，出口从470亿美元增加到1490亿美元，人均收入几乎上升了3倍。本文首先控制了教育、年龄、民族、单位以及合同性质等可观测的特征，进而根据不同学历水平对样本进行分组，最后利用difference-in-difference的方法控制不可观测的系统因素后，对组内性别工资差变化与贸易自由化的关系进行了研究。
文章结构如下：第二部分描述数据，第三部分介绍实证研究方法和结果，最后给出结论。
二、数据
本研究采用中国社会科学院经济所的收入分配课题组采集的“1988年城镇居民收入调查”和“1995年城镇家庭收入调查”的数据，包括北京、山西、辽宁、江苏、安徽、湖北、广东、云南和甘肃10个省和直辖市。北京作为首都有其特殊性，辽宁、江苏和广东3个样本省份位于东部沿海，甘肃和云南在西部，其余的都位于中部。
表1描述了各地区的“开放度”，即各地区进出口总额与GDP的比值，也是描述贸易自由化程度的指标。
因为很多城市相对封闭，商品大多先由省间贸易到达较为开放的边境地区，然后通过这些地区开展进出口贸易。因此，如果采用“经营单位所在地”的进出口数据，北京和东部沿海城市的进出口额会被高估。因此，本文采用的是“境内目的地／货源地”为依据的进出口数据。GDP数据来自《中国统计年鉴》和《新中国五十年统计资料汇编》，并根据当年人民币兑美元平均汇率(来自《中国统计年鉴1996》)换算成美元。
在样本两个时间点间开放度增长最快的是北京和广东，即中国的首都和最早设立经济特区的省份。紧随其后的是辽宁和江苏两个东部沿海边境城市。这几个地区在20世纪80年代90年代初享受了最多的经济特权和优惠政策，诸如低税率、出口补贴以及国家投资优先发展基础建设等。这些经济特权和优惠政策帮助这些地区最先融入了世界经济，而中国的中西部地区则由于经济政策的滞后无法享受这些优惠政策和国家投资，从而在开放度上远落后于沿海地区。
除了贸易自由化，特征因素和工资数据来自中国社会科学院经济所的收入分配调研组所做“1988年城镇居民收入调查”和“1995年城镇家庭收入调查”。1988年和1995年的调研分别包含了31827和21698个样本。按性别分组，去除掉没有工资信息(比如儿童和退休人员)或者特征信息(比如年龄、性别、民族、教育水平、所属经济部门性质、合同性质等)的样本点，1988年剩下7559个女性和8052个男性样本，1995年剩下3691个女性和4256个男性样本。居民的收入包括其主业和副业的基本工资、奖金、现金及实物津贴和补助，并且通过城市居民消费价格指数调整通货膨胀因素都调整到1995年的价格水平。
由表2可以了解不同性别子样本的可观测特征的平均值。两年的调查都以家庭为单位，因此男性和女性子样本中少数民族的比例基本相同。本研究只关心工资获得者，因此样本家庭中的老人和小孩均不在统计范围内。有效样本中，男性的平均年龄高于女性，其受教育年限也较高，意味着男性应该比女性有更高的平均收入水平。男性共产党员的比例大大高于女性。如果加入党组织意味着此人有更高的觉悟、更积极的态度，那么样本中的男性应该比女性有更高的平均收入水平。另外，在调查的两年中，男女两组样本在三个经济部门之间的分配比例基本相似；每组超过95%的样本都于全民或集体所有制企业；每组超过95%的人员都与其单位签订了长期合同。但是，更多的男性于全民所有制企业，而相对更多的女性则于集体所有制企业。更有趣的是，虽然1995年男女平均受教育的年数都相对于1988年有所增加，但男性平均受教育的年数增加得更多。如果其他条件不变，样本男女平均收入水平之差将因此扩大。
初步了解可观测特征之后，表3和表4分别显示了各地区和按教育水平分组的性别工资差。
很明显在两个样本年份中，所有地区的男性工资都高于女性。这一状况与世界各地劳动力市场的普遍情况一致。湖北、广东和云南三省的性别工资差在此期间缩小，而其余七个省份的性别工资差在同期扩大。同时，按地区分类的开放度变化和性别工资差的变化之间没有显著联系。
当样本被按照学历分组来观察性别工资差时，就变得更加清晰。于高等职业技术学校雇员组的平均性别工资差在两个年份都最小。这一结果说明拥有的特殊技能可以令女性在中国的劳动力市场上获得与同学历男性更相近的物质待遇。而剩余五个样本中，受教育程度越高的女性获得的工资在两个年份都更接近于同样教育程度的男性。然而这剩余四组样本中的性别工资差在7年间却无一例外地扩大了，并且接受教育程度在大专或专科学校以下，女性接受的教育程度越高，所受歧视在样本期间增加幅度越大。总而言之，伴随着1988年到1995年间中国的贸易自由化和经济发展，接受了高等教育的女性在劳动力市场上能获得更平等的经济报酬，但对于绝大部分的女性来说，受教育的程度仍然相对较低，而他们在劳动力市场上获得的经济报酬也更加不平等。
三、计量方法和结果
在估测样本期间贸易自由化对性别工资差变化的影响前，有必要先测量男女雇员间是否存在真实工资差异。因此，工资决定的回归方程中解释变量包括基本特征诸如年龄、年龄平方、受教育程度和性别，以及其它的社会经济特征：是否是少数民族、是否是党员、所在经济部门和劳工合同类型及单位的所有权特性。
表5的回归结果显示，基本特征能解释大约42%的工资水平，加入其它和经济变量后解释力增加了5个百分点。在控制教育、所在地和其它因素后，少数民族雇员仍然获得相对较低的月工资；样本中共产党员存在工资溢价；国有企业的员工比私营企业和集体企业员工存在收入溢价，外企员工的月工资高于国有企业员工。最为重要的结论是：在控制其它因素后，样本期间女性员工的月收入水平显著低于男同事。
下面采用两步回归法进一步分析样本期间性别工资差和贸易自由化的关系。首先，用1988年和1995年全部样本分别进行回归，解释变量包括除性别外的所有其他特征变量。回归的残差就消除了劳动力市场性别工资差的三个来源之一一可观测的特征(除开性别)一对工资的影响。接着，将同性别同省份同教育程度的样本残差进行分组并平均。“resmij”(“resfij”)表示教育水平i和省份i中的男(女)雇员工资对数的回归残差的平均值。那么，同一地区、同一年份、受教育程度相同的男女雇员的工资对数回归残差平均值之差(resmijresfij)可以消除每一时期地区间差异对工资的影响。例如，1995年广东省因为有大量劳动力涌入工资水平普遍下降，而四川省因为大量劳动力涌出工资水平普遍上升。由于中国的劳动力流动无法得到比较准确的统计难以控制，而如果不控制劳动力流动就无法准确衡量影响工资的其他因素的作用。假如这样的劳动力流动对于市场上同一教育程度的所有人的影响相同，没有性别差异，那么求差的方法就简单地消除了地区因素带来的工资的不同。
然而，上述地区因素带来的工资影响可能有性别差异。例如，劳动力的流动更多存在于受教育程度高的男性群体，那么，简单地在同一时期对不同教育水平组内求差无法消除这个劳动力供给方的因素。即便是同一地区、同一教育程度的男女员工在同一时期仍然存在不同的难以观察的特征。比如，大专院校的男性会倾向于做工程师，而他的女同学则青睐于从事翻译。更重要的是，简单的一阶残差性别工资差无法控制男女的劳动生产率差别带来的工资差异，因为男女之间确实存在不可观测的劳动生产率差异。例如，没有受过教育的男女劳动力的生产率差别较大，因为没有受过教育的劳动力基本只能从事体力劳动；而的男女员工由于拥有相似的技能而具有更相似的劳动生产率。再如，30岁以上的女员工由于要花费更多的时间和精力去照顾家庭，其效率通常要低于与她们和社会特征都相似的男同事。但是，如上所述的性别特征引起的自我选择的差异和由于性别和技术等因素引起的劳动生产率的差异随时间的变化很小。因此，通过difference-in-difference的方法，创立不同时期省份i教育类型i分组内男女员工工资对数回归残差平均值之差的变化(resmij-resfij)95-(resmij-resfij)88可以消除此类供给方的影响。
本文研究的重点在于从1988年到1995年间贸易自由化对劳动力市场性别歧视的影响。由于此类文献使用的大多是宏观数据，只能剔除职业和地域对工资的影响，只能分析贸易自由化和劳动力市场性别工资差之间的相关关系。但是，由于本文控制了可观测和不可观测的和社会经济的特征、随时间变化的系统冲击以及不随时间变化的、地域和其他社会经济对工资的影响，劳动力市场供给方的特征和系统冲击得到了较好的控制，因此有条件聚焦于研究贸易自由化对劳动力市场需求方的性别歧视的影响。
简单来说，第二步回归以1988年到1995年间工资对数回归残差的两阶性别工资差的变化为被解释变量，用贸易相关变量(贸易量、进口、出口和经济特区指标)以及贸易和教育程度的交叉积变量作为解释变量。回归方程如下：
其中，因变量是两阶差分的性别工资差，其减小意味着经过样本阶段后女性员工相对工资的提高；△tradei表示贸易开放度的变化，通过计算地区i总贸易金额(也分别检测了进口和出口)占该地区GDP的比例获得；虚拟变量e-zone用以表示所在地区是否在20世纪80年代末和90年代初设立经济特区，相当于衡量政策(或地区)的影响。由于样本期间只有广东和江苏省内有经济特区，因此这两省的e-zone变量值为1，其余各地区皆为0。最后一个回归项是贸易开放度变化和教育程度的交叉积项，其回归系数是本研究关注的重点，也即显示贸易自由化对劳动力市场中各种教育程度的群体的性别歧视的影响。
这种两步回归的方法独特的优势是，可以在很大程度上避免内生性和重要变量遗漏的问题，使得出的结果更大程度上能被解释为因果关系，而非单纯的相关关系。首先，如果直接用工资水平回归，因为工资水平直接影响生产成本，从而影响贸易数量，所以外贸开放度并不外生于工资水平。如果用工资水平回归，即使加入贸易和性别的交叉项，得出的结果也只能解释为相关关系。但是，工资的变化并不能直接导致贸易开放度的变化。而众所周知，20世纪80年代末到90年代初中国的外贸开放完全由国家经济政策的变化带来，相对于简单的外贸水平，这个变化量对于工资而言更具外生性。其次，如果直接用每年的性别工资差作为被解释变量，如果农村男性进入城镇打工较多，而女性因为要在家照顾父母和小孩较少外出，城镇的性别工资差会缩小，尤其是低教育的劳动者。同时，城镇平均工资的下降会使生产成本下降，促进出口。也就是说，农村剩余劳动力转移进城降低了城镇性别工资差也同时促进了贸易。但是，如果有关进城(尤其是分性别的)农村剩余劳动力的数据无法准确获得，回归会因为遗漏重要变量而产生估计偏差。但是，如果农村剩余劳动力进城的总体趋势在研究的7年内随时间变化不大，那么，两阶差分的性别工资差就可以消除这个不随时间变化的因素带来的性别工资差的影响，从而消除重要变量遗漏可能带来的估计偏差。因此，这种difference-in-difference的方法可以有效对因果关系进行检验估计。
表6给出了回归结果。总的来讲，商品贸易开放对1988年至1995年间中国劳动力市场上性别工资差(除开可观测的供给方因素，两性共有的不可观测的供给方和需求方因素以及随时间不可变的供给方和需求方因素)的变化的解释力约为12%。有经济特区的两个省的性别工资差比其他省区显著缩小。商品贸易开放度的提高显著扩大了低教育(接受12年或12年以下学校教育)人群中的性别工资差，而显著缩小了高教育(接受12年以上学校教育)人群的性别工资差。
如果分别研究进口和出口的开放度，上述的贸易开放度上升带来的性别工资差的变化主要来源于该时段进口开放度的增加。进口开放度的提高显著扩大了低教育人群的性别工资差，而显著缩小了高教育人群的性别工资差。但是，出口开放度的提高却对低教育人群的性别工资差没有显著影响，仅仅缩小了有文凭以上的人群的性别工资差。
实证研究的结果显示，中国出口商品的技术含量相对于大部分国内的产品较高，由于国际竞争加剧，国内相关企业可以用于性别歧视的超额利润减少，因此高素质劳动力人群的性别工资差因出口开放度上升而缩小。高素质人群的性别工资差缩小也可能来自另一个因素，由于出口增加，人均收入上升，社会经济发展，人们能更容易接受高等教育，尤其是城市中的女性。随着城市中高素质女性数量的增加，从而使高素质人群的性别工资差缩小。
研究结果显示，中国进口商品的平均技术含量也较高，国内进口替代品的生产厂也同样受到国际竞争，垄断利润下降，可用于劳动力市场歧视的资源也相应减少。同时，也有可能随贸易开放度的上升，整体城市收入水平提高，农村进城人数上升，而这部分人群中的妇女比例增大，但是城市的需求并不如供给增长的快，因此低教育人群的女性的收入相对于男性有所降低。最后，有可能在高科技进口产品日益丰富的同时，中国传统的一些服务受到冲击。例如，进口开放度小的时候，吸尘器之类的家电很贵，收入较高的人群和公司需要雇人打扫卫生。但是，随着进口开放度上升，进口商品价格下降，这些低教育程度劳动力从事的服务在某种程度上被进口家电所替代，劳动力市场上对这部分人的需求降低，尤其是女性，因此低教育程度人群中的性别工资差随着进口开放度的上升而扩大。
四、结论
本文利用两份中国收入分配调研数据，检验了在20世纪80年代后期到90年代中期第一次贸易自由化发展高潮期间经济贸易开放度变化对性别工资差变化的影响。实证结果显示在控制了特征、经济因素和省份固定效应后，性别工资差在样本期间10个省份中始终存在。文章进而利用了两步回归法分析说明开放度变化对去除了个体社会经济特征和地区特征的残差性别工资差变化的影响。这种两步分析法可以有效避免贸易开放度的内生性，也能最大限度降低贸易和性别工资差之间的simultaneity problem，防止遗漏重要变量(尤其是不随时间变化的因素以及随时间变化但对两性有同样作用的变量)将带来的估计偏差。
回归结果显示由于中国从1988年到1995年经历了进出口的同时快速增长，进口替代行业和出口关联行业都面临激烈竞争，运营利润较低。激烈竞争的结果是企业在劳动力市场上性别歧视的能力降低了。由于中国进出口贸易品相对于绝大多数国内未进入贸易的产品属于技术密集型产品，因此完成技术学校或是大专以上教育的女性在收入上享受到了更公平的待遇。当然，高教育人群女性相对收入的提高也有可能来源于另一个渠道：由于收入水平的普遍提高和社会的发展，城市人群接受高等教育的机会更多，更大比例的女性接受了高等教育，提高了女性在高教育人群中的比例，提高了女性在职场上的谈判力，为自己争取了更平等的收入机会。最后，低教育人群中的女性的相对收入随着进口开放度的上升而显著下降。原因可能是随着进口开放度增加，进口商品价格下降，原来与这些产品相替代的服务行业受到了冲击，因此低教育女性在劳动力市场上的需求大大减少。