Page 231 - 《社会》2016年第6期

社会· ２０１６ · ６

是验证假设 １ 的参数，
的方差构成。就本文的研究假设而言， β ０３ 和 β ２０
验证假设 ３ 。
β ０３ 和 π ３１ 是验证假设 ２ 的参数， β １２ β １３ β ３０
、 、 和 β ３１
犎犲犪狋犺 狋犻 ＝ ［ ＋ β ０１ 犉犲犿犪犾犲 犻＋ β ０２ 犈犱狌犮犪狋犻狅狀 犻＋ β ２０ 犐狀犮狅犿犲 狋犻
β ００
＋ β ０３ 犉犲犿犪犾犲 犻犈犱狌犮犪狋犻狅狀 犻＋ β ２１ 犉犲犿犪犾犲 犻 犐狀犮狅犿犲 狋犻
＋ β １０ 犃 犵 犲 狋犻 ＋ β １１ 犉犲犿犪犾犲 犻犃 犵 犲 狋犻 ＋ β ２１ 犈犱狌犮犪狋犻狅狀 犻犃 犵 犲 狋犻
＋ β ３０ 犐狀犮狅犿犲 狋犻犃 犵 犲 狋犻 ＋ β １３ 犉犲犿犪犾犲 犻 犈犱狌犮犪狋犻狅狀 犻犃 犵 犲 狋犻
］ ］
＋ β ３１ 犉犲犿犪犾犲 犻 犐狀犮狅犿犲 狋犻 犃 犵 犲 狋犻 ＋ ［ γ ０犻＋ γ １犻 犃 犵 犲 狋犻 ＋ 犲 狋犻
三、分析结果

从表 １ 各时期的均值 犜 检验可知，相对于男性而言，女性在自评
健康、教育程度和个人收入方面都处于明显的弱势。而且随着时间的
推移，健康和个人收入的性别差距越来越大。值得一提的是，以家庭收
入来比较，在各个研究年份中并没有性别差异。

表 １ ：各时期主要变量均值 犜 检验：男性和女性（ １９９１ — ２００６ ）（ 犖＝３９０６５ ）
年龄 健康 教育（年） 个人收入（对数） 犖
１９９１
女 ４３．３１  ２．７５  ４．６０  ７．８７  ３０４７
男 ４２．７４ ２．８５ ７．０７ ８．１０ ２９０７
１９９３
女 ４４．７０  ２．７６  ４．７２  ７．９５  ３１１４
男 ４４．１０ ２．８４ ７．１３ ８．１５ ２９８６
１９９７
女 ４７．０３ ２．７３  ５．０６  ８．１４  ３６０２
男 ４６．７０ ２．８１ ７．３６ ８．４４ ３４３４
２０００
女 ４８．１３ ２．１  ５．６２  ８．３１  ３６０８
男 ４８．５２ ２．７５ ７．７１ ８．６２ ３２３０
２００４
女 ５１．８１ ２．５２  ５．５１  ８．３７  ３５３４
男 ５１．８９ ２．６６ ７．６６ ８．７７ ３１９５
２００６
女 ５３．４６ ２．４９  ５．５７  ８．５７  ３３８４
男 ５３．４７ ２．６５ ７．７１ ９．０５ ３０２４
注： １． 个人收入的样本有很多缺失值，与前三个变量不同，因此在表中将其单列。
２． 显著性水平： 狆 ＜ ０．０５ ，  狆 ＜ ０．０１ ，  狆 ＜ ０．００１ 。

成长曲线模型参见表 ２ 。其中，模型 １ 是基线模型，包括年龄、性
别、性别与年龄的交互变量以及所有的控制变量。在后面的嵌套模型

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