Page 199 - 《社会》2015年第6期
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社会· ２０１５ · ６
为了进一步证明在市场化程度更高的情况下，性别的收入差距更大，本
文分别对体制内样本和体制外样本进行了回归分析。模型控制了教育
年限、工作年限、职业级别、党员身份、行业类型、地域类型、网络资源因
子和阶层网络因子，将体制内部门和体制外部门的性别系数进行了比
较（见表 ５ ）。数据显示，体制内部门的性别系数为 －０．１７１ ，体制外部
门的性别系数为 －０．２６６ ，并且均在 狆 ＜０．００１ 上通过了显著性检验。
通过计算可以得出，体制内部门 犈狓 狆 性别系数为 ０．８４３ ，说明体制内部
门女性工资占男性工资的 ８４．３％ ；体制外部门 犈狓 狆 性别系数为 ０．７６６ ，
说明体制外部门女性工资占男性工资的 ７６．６％ 。数据结果说明，即便
在控制了一系列个体差异和结构差异的相关变量后，体制外部门的性
别收入差距仍然大于体制内部门。据此可以证明政治平等论对于本文
更具解释力，即市场化程度高的情况下，性别的收入差距会更大。体制
外部门性别收入差距大于体制内部门，假设 １．１ 得到了验证，否证了假
设 １．２ 。以往的经验研究也发现，体制外部门两性收入的不平等程度
高于体制内部门，研究认为，造成这一现象的原因是市场化程度相对较
低的体制内部门，国家的性别平等政策和制度的安排更具有约束力
表 ５ ：不同体制部门社会资本对两性收入回报模型
体制内模型 体制外模型
自变量
女性 －０．１７１ （ ０．０２４ ） －０．２６６ （ ０．０３２ ）
网络资源因子 ０．０７５ （ ０．０２４ ） ０．０６２ （ ０．０３１ ）
阶层网络因子 ０．１０１ （ ０．０３３ ） ０．２１３ （ ０．０４１ ）
控制变量
教育年限 ０．０６９ （ ０．００５ ） ０．０５６ （ ０．００５ ）
工作年限 －０．０１１ （ ０．００３ ） ０．０３１ （ ０．００５ ）
！
工作年限平方／ １００ ０．０１０ （ ０．００６ ） －０．０８７ （ ０．０１２ ）
精英职业 ０．１４２ （ ０．０２５ ） ０．２７２ （ ０．０３３ ）
党员身份 ０．１７２ （ ０．０２９ ） ０．０７９ （ ０．０５９ ）
垄断行业 ０．２７９ （ ０．０２６ ） ０．１１２ （ ０．０３６ ）
内陆地域 －０．３０１ （ ０．０２４ ） －０．３９４ （ ０．０３２ ）
交互变量
女性 × 网络资源因子 ０．０６８ （ ０．０３１ ） －０．０１５ （ ０．０４２ ）
女性 × 阶层网络因子 －０．０９３ （ ０．０４５ ） －０．１１３ （ ０．０５７ ）
常数项 ９．０９２ （ ０．０８３ ） ９．３５１ （ ０．０８６ ）
决定系数 ０．３４８ ０．３３３
样本量 ３３６３ １７８４
注： ！ 狆 ＜ ０．００１ 。
狆 ＜ ０．１ ； 狆 ＜ ０．０５ ； 狆 ＜ ０．０１ ；
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