女性教育收益率真的高于男性吗?——基于CGSS2012—2015的实证检验
发布时间:2021-08-14 19:33
已有主流文献认为,女性教育收益率高于男性,但这主要是平均意义的结论,并没有考虑收入和地区异质性。本文基于明瑟方程扩展模型,利用CGSS2012—2015合并数据,通过均值和分位数回归考察了不同收入分位点和不同地区的教育收益率的性别差异,并试图从就业状态的角度解释其异质性。研究发现:第一,教育收益率性别差异在不同收入水平上呈现异质性。在中低收入水平上,女性教育收益率显著高于男性,然而在收入分布的顶端,女性教育收益率优势不显著。第二,教育收益率的性别差异在不同地区存在异质性,女性教育收益率高于男性的现象只存在东部地区,中西部地区仅在高等教育阶段才有该现象。第三,就业状态的差异可以部分解释上述异质性,只有当就业状态为雇员时,女性教育收益率的优势才显著。该结论一定程度挑战了女性教育收益率优势的传统观点,对教育收益率性别差异的异质性研究以及性别教育政策推进都具有一定启示意义。
【文章来源】:教育与经济. 2020,36(03)北大核心CSSCI
【文章页数】:10 页
【部分图文】:
东、中、西三地教育收益率的性别差异
其次,为了得到不同收入层次上更为细致的情况,我们进一步对公式(1)进行分位数回归,表2的后五列显示了收入0.1、0.3、0.5、0.7、0.9分位数上的回归结果。研究发现,在表中所列的分位数上,女性和初中的交叉项系数均接近零且不具有显著性,但是其他交叉项系数在不同分位数上表现出一定的差异性。具体来说,在0.1-0.7分位数上,女性和高中、专科和本科及以上的交叉项系数几乎均在1%显著性水平下为正,并且绝对值在0.2-0.34之间,但在0.9分位数下,所有交叉项系数明显下降且均不显著,这表明教育收益率的性别差异并不存在于所有收入层次上,在收入高分位数上女性的教育收益率并不高于男性。为了刻画不同教育水平的教育回报随收入分位数的变化情况,我们根据表2回归模型的系数,分别计算得到男性和女性的教育收益率。具体而言,教育程度虚拟变量的系数即为男性的教育收益率,而教育程度系数和交叉项系数之和即为女性的教育收益率(1),因此我们可以很直观地刻画出不同教育程度的教育收益率随分位数变化的趋势,如图1所示。随着收入分位数的提高,男性在各个教育程度的教育收益率均呈现先下降后上升的趋势,这说明对于男性来说,教育对工资的条件分布的两端之影响大于对其中间部分的影响,也就是说,学历对于低工资者和高工资者的影响都相对较大,而收入的中间层收益较小。但与之不同的是,女性的教育收益率并没有这种U型趋势,而是随着收入分位数的提高持续下降。此外,其他变量的回归系数表明工作经验、单位性质、管理岗位和家庭背景也在不同程度上影响个人收入。工作经验及其平方项的系数表明,收入与工作经验成非线性关系;党员对收入没有显著的提升作用;公共部门的收入低于非公共部门;而身居管理岗位者收入显著更高,收入高位上尤其如此;父母受过高等教育对于中高收入者来说可以显著提高其收入。
【参考文献】:
期刊论文
[1]女性创业者合法性的构建与重塑过程研究[J]. 李纪珍,周江华,谷海洁. 管理世界. 2019(06)
[2]高等教育扩招与教育收益率——基于中国家庭追踪调查数据的准实验研究[J]. 候玉娜,邓宁莎. 高教探索. 2018(02)
[3]性别歧视的分化:高等教育是幕后推手吗[J]. 袁晓燕,周业安. 学术研究. 2017(12)
[4]中国教育收益率分位回归的研究前沿与新进展[J]. 谭远发,黄健,曾尹嬿. 教育学术月刊. 2016(09)
[5]教育能缓解性别收入差距吗?[J]. 张青根,沈红. 复旦教育论坛. 2016(04)
[6]“男孩危机”“剩女现象”与“女大学生就业难”——教育领域性别比例逆转带来的社会性挑战[J]. 李春玲. 妇女研究论丛. 2016(02)
[7]教育促进劳动者自我雇佣了吗?——基于CHIP数据的经验分析[J]. 石丹淅,吴克明. 中南财经政法大学学报. 2015(03)
[8]中国城镇居民教育收益率的变动趋势[J]. 陈纯槿,胡咏梅. 教育文化论坛. 2014(01)
[9]自我雇佣问题研究进展[J]. 石丹淅,赖德胜. 经济学动态. 2013(10)
[10]教育、自我雇佣收入及其城乡差异[J]. 黄志岭. 农业经济问题. 2013(06)
硕士论文
[1]自我雇佣、社会分层感知与工作满意度研究[D]. 革兆东.陕西师范大学 2018
本文编号:3343055
【文章来源】:教育与经济. 2020,36(03)北大核心CSSCI
【文章页数】:10 页
【部分图文】:
东、中、西三地教育收益率的性别差异
其次,为了得到不同收入层次上更为细致的情况,我们进一步对公式(1)进行分位数回归,表2的后五列显示了收入0.1、0.3、0.5、0.7、0.9分位数上的回归结果。研究发现,在表中所列的分位数上,女性和初中的交叉项系数均接近零且不具有显著性,但是其他交叉项系数在不同分位数上表现出一定的差异性。具体来说,在0.1-0.7分位数上,女性和高中、专科和本科及以上的交叉项系数几乎均在1%显著性水平下为正,并且绝对值在0.2-0.34之间,但在0.9分位数下,所有交叉项系数明显下降且均不显著,这表明教育收益率的性别差异并不存在于所有收入层次上,在收入高分位数上女性的教育收益率并不高于男性。为了刻画不同教育水平的教育回报随收入分位数的变化情况,我们根据表2回归模型的系数,分别计算得到男性和女性的教育收益率。具体而言,教育程度虚拟变量的系数即为男性的教育收益率,而教育程度系数和交叉项系数之和即为女性的教育收益率(1),因此我们可以很直观地刻画出不同教育程度的教育收益率随分位数变化的趋势,如图1所示。随着收入分位数的提高,男性在各个教育程度的教育收益率均呈现先下降后上升的趋势,这说明对于男性来说,教育对工资的条件分布的两端之影响大于对其中间部分的影响,也就是说,学历对于低工资者和高工资者的影响都相对较大,而收入的中间层收益较小。但与之不同的是,女性的教育收益率并没有这种U型趋势,而是随着收入分位数的提高持续下降。此外,其他变量的回归系数表明工作经验、单位性质、管理岗位和家庭背景也在不同程度上影响个人收入。工作经验及其平方项的系数表明,收入与工作经验成非线性关系;党员对收入没有显著的提升作用;公共部门的收入低于非公共部门;而身居管理岗位者收入显著更高,收入高位上尤其如此;父母受过高等教育对于中高收入者来说可以显著提高其收入。
【参考文献】:
期刊论文
[1]女性创业者合法性的构建与重塑过程研究[J]. 李纪珍,周江华,谷海洁. 管理世界. 2019(06)
[2]高等教育扩招与教育收益率——基于中国家庭追踪调查数据的准实验研究[J]. 候玉娜,邓宁莎. 高教探索. 2018(02)
[3]性别歧视的分化:高等教育是幕后推手吗[J]. 袁晓燕,周业安. 学术研究. 2017(12)
[4]中国教育收益率分位回归的研究前沿与新进展[J]. 谭远发,黄健,曾尹嬿. 教育学术月刊. 2016(09)
[5]教育能缓解性别收入差距吗?[J]. 张青根,沈红. 复旦教育论坛. 2016(04)
[6]“男孩危机”“剩女现象”与“女大学生就业难”——教育领域性别比例逆转带来的社会性挑战[J]. 李春玲. 妇女研究论丛. 2016(02)
[7]教育促进劳动者自我雇佣了吗?——基于CHIP数据的经验分析[J]. 石丹淅,吴克明. 中南财经政法大学学报. 2015(03)
[8]中国城镇居民教育收益率的变动趋势[J]. 陈纯槿,胡咏梅. 教育文化论坛. 2014(01)
[9]自我雇佣问题研究进展[J]. 石丹淅,赖德胜. 经济学动态. 2013(10)
[10]教育、自我雇佣收入及其城乡差异[J]. 黄志岭. 农业经济问题. 2013(06)
硕士论文
[1]自我雇佣、社会分层感知与工作满意度研究[D]. 革兆东.陕西师范大学 2018
本文编号:3343055
本文链接:https://www.wllwen.com/jingjilunwen/hongguanjingjilunwen/3343055.html