一、研究问题

工作权威(即对工作单位的组织资源和人力资源进行合法控制的权力)对于研究劳动力市场上性别不平等现象具有非常重要的意义。首先，在微观层面，是否具有权威不仅会影响到女性的社会地位和经济收入，更会影响到女性的自我意识和自我评价(Halaby，1979；Reskin & Ross，1992)。其次，在宏观层面上，工作权威层的性别差距不仅是衡量劳动力市场性别不平等的一个重要指标，也有可能是再生产性别不平等的一个重要机制(Kanter，1977)。Wright(1995)和Rosenfeld et al.(1998)的跨国比较研究表明：在欧美等西方国家中，工作权威层的性别差距是普遍存在的；工作权威层的女性比例普遍低于男性。许叶萍、石秀印(2009)的研究表明，目前中国的工作权威层也同样存在着性别不平等现象：女性在职务等级、职务类别、民主参与度、权力效能等方面远不如男性；领导职位主要是由男性控制，女性担任领导职务的比例大大低于男性，而且越是在实权部门，女性晋升到领导职位的几率越低。

目前关于中国工作权威层性别差距的实证研究比较少，关注收入性别不平等现象的研究则比较多，而且基本上是围绕着“市场转型与性别平等”这个命题展开的(吴愈晓、吴晓刚，2008)。上文已经提到工作权威层的性别差距不仅是劳动力市场性别不平等的一个表现，而且还有可能是劳动力市场性别不平等再生产的一个机制。因此，本文希望从工作权威层性别差距的角度来考察“市场转型与性别平等”的关系，市场转型是缩小了工作权威层的性别差距还是扩大了这种差距？此外，关于劳动力市场性别不平等的另一个讨论是围绕着“工作与家庭”展开的，有学者认为女性之所以在劳动力市场中处于弱势地位，主要是因为她们承担了更多的家庭责任(Filer，1985；Ehrlich，1989；许叶萍、石秀印，2009)。因此，本文希望探讨的另一个问题就是家庭责任与工作权威层性别差距之间的关系。

针对第一个问题，市场转型对工作权威层性别差距的影响，理想的研究设计是采用历时数据进行分析，比较市场化过程中，工作权威层性别差距的变化情况，但目前缺少这方面的数据，因此本文通过体制内与体制外的比较来探讨市场转型对工作权威层性别差距的影响，一般认为体制外的市场化程度要比体制内更高一些(吴愈晓、吴晓刚，2009)。针对第二个问题，本文主要通过对比人力资本因素与家庭责任因素在解释工作权威层性别差距的贡献差异来判断家庭责任对工作权威层性别差距的影响。

二、研究假设 (一) 市场机制与性别不平等关系

随着市场化改革的深入，性别不平等现象尤其是收入上的性别不平等现象引起了许多学者的关注和讨论(蔡禾、吴小平，2002；张丹丹，2004；李实、马欣欣，2006；李春玲、李实，2008；王夫天等，2008；吴愈晓、吴晓刚，2009)。鉴于收入上的性别差距和工作权威层的性别差距同属于劳动力市场性别不平等的表现，二者的研究可以相互借鉴。随着中国从计划经济向市场经济较变，性别不平等发生了什么样的变化？市场到底是增进了性别平等还是扩大了性别不平等？围绕着这个问题形成了两种相对立的观点。

一种观点认为市场转型扩大了性别不平等，因为随着市场经济的发展，国家保护性别平等的政策逐渐退出，女性劳动力失去了国家政策的保护伞，从而在市场竞争中处于更加不利的地位。笔者暂且把这种观点称为“市场歧视论”。谢宇等(Xie & Hannum，1996)使用1988年和1995年全国城镇居民户抽样调查数据进行分析认为，经济体制改革以来收入性别差距显著拉大，并且认为市场化是导致差距拉大的主要原因；蔡禾与吴小平(2002)通过对1999年调查数据进行分析，认为从改革开放到20世纪初，我国的性别不平等在加深，这种不平等程度体制外要大于体制内，沿海省份要大于内陆省份。另一种观点则恰好相反，认为市场促进了性别平等，因为市场带来的竞争机制会使性别等先赋性因素的作用减弱，人力资本因素的作用增强。笔者把这种观点称为“市场平等论”。郝大海和李路路通过对2003年全国综合社会调查资料数据进行分析，认为市场化水平的提高缩小了男女收入差异¹。

1.更多关于市场与性别平等观点的综述可参见李春玲、李实(2008)。

在研究市场转型与性别平等的关系时，需要注意的是，性别差距并不等于性别不平等，因为这种性别差距有可能是因为人力资本因素造成的，因此，本文是在控制人力资本因素的前提下，探讨市场转型与工作权威层性别差距关系。根据“市场歧视论”和“市场平等论”，本文分别提出假设1和假设2：

假设1 体制外工作权威层的性别差距要大于体制内。根据“市场歧视论”的解释，由于体制外的市场化程度相对较高且较少受到国家性别平等政策的干预，其性别不平等程度要大于体制内。因此，在相同人力资本的情况下，体制外工作权威层的性别差距大于体制内。

假设2  体制外工作权威层的性别差距要低于体制内。根据“市场平等论”的解释，体制外的市场化程度要高于体制内，其选拔人才更看重教育、工作经验等人力资本因素，因此性别因素的作用相对较小，如果工作权威层存在性别差距主要是因为人力资本因素造成的。因此，在相同人力资本的情况下，体制内工作权威层的性别差距大于体制外。

(二) 人力资本与家庭责任的影响

女性较少获得工作权威，是因为她们的人力资本不如男性还是因为她们承担了更多的家庭责任？针对这一问题的回答基本上有以下两种解释。第一，人力资本理论的解释。人力资本理论认为工作权威层的性别差距主要是男女两性拥有的人力资本(比如受教育程度、工作经验、对工作的时间投入和精力投入等)差异造成的，女性的人力资本投入通常不如男性，所以她们在工作权威层的比例就会低于男性(Wright & Perrone，1977)。这种解释招致了很多批评，因为按照这种解释逻辑，如果女性增加人力资本投入就可以和男性拥有同等的权威。可是Jaffee(1989)和Huffman(1995)的研究发现，即使在相同的人力资本水平下，女性工作权威层的比例依然低于男性，而且人力资本因素只能解释工作权威层性别差距的一小部分。第二，女性自我选择解释。此种解释认为是女性自己选择不进入权威层的，或者是因为性别角色的社会化或者是因为女性的理性选择，与男性相比，女性通常会更看重家庭幸福和家庭责任。因此，工作权威层的性别差距是女性在承担家庭责任与获取工作权威之间进行自我选择的结果(Wolf & Fligstein，1979；Jaffee，1989；Wright，1995)。这种解释同样招来了很多批评：女性并非是自愿选择承担家庭责任，而是因为没有工作权威才承担家庭责任。工作权威层的性别不平等往往导致家庭劳务分工的不平等。针对这种解释，笔者认为剥掉其自我选择的外衣，认识到承担家庭责任会影响到女性进入工作权威层是值得肯定的。因此根据人力资本理论和女性自我选择解释，本文分别提出假设3和假设4：

假设3  工作权威层的性别差距主要是由人力资本因素造成的。根据人力资本理论解释，工作权威层的女性比例较低，主要是因为她们的人力资本投入不如男性。因此，在控制了受教育程度、工作经验等人力资本变量后，工作权威层的性别差距会有较大幅度的下降。

假设4  工作权威层的性别差距主要是由家庭责任因素造成的。根据自我选择的解释，工作权威层的女性比例较低，主要是因为她们承担了更多的家庭责任。因此，在控制家务劳动变量后，照顾子女等家庭责任变量后，工作权威层的性别差距会有较大幅度的下降。

三、数据、变量和方法 (一) 数据

本文使用的数据是北京大学中国社会科学调查中心主持的“中国家庭动态跟踪调查项目(Chinese Family Panel Studies, CFPS)” 2009年测试调查中成人问卷数据。2009年的测试调查是在北京、上海、广东三地通过PPS抽样方法对24个区县的95个村居的1 955户家庭进行的问卷调查，共获得4 668份成人问卷。由于本研究主要分析的工作权威层性别差距的影响因素，故而选择了正在工作并且从事非农工作的样本，共计1 887份。

(二) 变量 1. 因变量：工作权威

社会学关于工作权威(job authority)的定义主要基于对于组织资源的控制和对人力资源的控制(Smith，2002)。因此，本文将工作权威界定为对工作单位的组织资源或人力资源进行控制的合法权力。在定量研究中，学者通常用管理职位来测量工作权威。把工作权威分解成三个可以测量的维度：监管权威(supervise authority)，即是否拥有直接下属及其直接控制的人数；决策权威(decision-making)，即制定和参与组织决策，控制组织的产品、服务、财务的权力(Rosenfeld et al., 1998)；奖惩权威(Sanctioning managerial authority)，即影响和控制组织内其他人的工资和升迁的权力(Mueller et al., 1989；Wright et al., 1995)。其中监管权威是最低等级的权威，奖惩权威和决策权威是比较高等级的权威。由于原始数据的局限。本文以监管权威来代表对工作权威的测量，虽然不是很全面，但由于监管权威是最低等级的权威，从中还是可以看出工作权威层的性别差距及其影响因素。具体来说，本文通过以下问题来测量工作权威：“您是否有直接下属？”，如果回答有则记为1(有工作权威)，回答没有则记为0(没有工作权威)。

2. 自变量

人力资本：本研究主要用受教育程度和工作经验两个变量来表征人力资本。受教育程度分为初等教育(初中及以下)、中等教育(包括高中、职高和中专、大专)、高等教育(本科及其以上)三个类别；采用目前所从事工作的时间(从参加正在从事的这份工作到调查年2009)来表示工作经验，采用分类变量的方法，分为5年以下、6-10年、11-20年、21-30年、31年及以上5个工龄段。本文之所以采用定序的人力资本变量，主要是因为笔者认为这两个变量对于获取工作权威的影响是非线性的。

家庭责任：主要包括是否有配偶、是否有6岁以下的孩子、家务劳动时间3个变量。由于成人问卷中没有关于孩子年龄的问题，笔者在此做了一些推论，选择了那些有子女的回答者，用调查年份减去其初婚年份，小于7的则认为其子女小于6岁记为1，大于7的笔者推论其子女大于6岁和那些没有子女的回答者都记为1，即不存在小于6岁的子女。做家务劳动的时间为工作日每天做几个小时的家务，为定距变量。

工作单位性质：工作单位的性质主要是依据所有制性质，分为体制内和体制外两大类。凡是回答在党政机关/人民团体/军队，国有集体事业单位，国有企业/国有控股企业，集体企业，行会协会/基金会等自治组织，社区居委会/村委会等自治组织工作的记为体制内；回答在私营企业、个体工商户企业、民办非企业组织和其他工作的记为体制外。

(三) 分析方法

鉴于本文中的因变量是二分定类变量(即是否具有工作权威)，笔者采用二元Logistic回归方法分析各变量对获取工作权威的影响。本文通过对体制内和体制外两个子样本分别建模来考察市场转型对工作权威层的性别的影响。笔者建立了四个模型：模型一，只纳入了性别自变量，以此作为基准模型，表示性别对于进入工作权威层的总影响(total gender gap)；模型二，在性别变量的基础上纳入了人力资本变量，通过比较模型二中的性别净影响(net gender gap 1)和模型一中的性别总影响(total gender gap)来考察人力资本因素对于工作权威层性别差距的影响；模型三，在模型一的基础上纳入了家庭责任变量，通过比较模型三中的性别净影响(net gender gap 2)和模型一中的性别总影响(total gender gap)来检验家庭责任对工作权威层性别差距的影响。

四、分析结果 (一) 工作权威层的性别差距：体制内与体制外的比较

模型一只纳入了性别变量，笔者以此为基准模型，代表工作权威层总的性别差距，由模型一可以发现体制内男性拥有工作权威的发生比是女性的1.65倍，体制外男性拥有工作权威的发生比是女性的2.50倍，而且两者都在5%的水平上是显著的，即在不考虑其他因素影响的情况下，体制外工作权威层的性别差距度要大于体制内。但是这并不能等于说市场化程度相对较高的体制外存在严重的性别不平等，因为体制外工作权威层的性别差距也有可能是人力资本因素造成的。例如，李实和别雍·古斯塔夫森基在研究收入性别差距时，认为经济改革以来，收入性别差距的总体变化趋势是上升的，但导致收入性别差距拉大的主要原因不是性别不平等的增强，而是由于人力资本作用增强导致的后果(李春玲、李实，2008)。因此模型二在性别变量的基础上又加入了人力资本变量，笔者发现无论是体制内还是体制外，在控制了人力资本变量后，工作权威层的性别差距都有所提高，而且在1%的水平上是显著的。因此就本研究而言，假设1(在相同人力资本的情况下，体制外工作权威层的性别差距大于体制内工作权威层的性别差距)得到了证实，而假设2(相同人力资本的情况下，体制内工作权威层的性别差距大于体制外工作权威层的性别差距)被拒绝。这说明市场的发展并没有给女性带来更多进入工作权威层的机会。即使在相同的人力资本情况下，体制外工作权威层的性别差距大于体别内。

(二) 人力资本对于获取工作权威的影响

模型二检验了人力资本变量(受教育程度和工作经验)对获取工作权威的影响。从图 1可以看出，无论是体制内还是体制外，随着教育程度的提高，男女两性进入工作权威层的发生比都在提高，但体制内的提高幅度要低于体制外，例如，在体制内，受过高等教育的人进入工作权威层的发生比是初等教育的5.94倍；而在体制外，受过高等教育的人进入工作权威层的发生比是初等教育的7.50倍。这说明在体制内受教育程度对于获取工作权威的贡献要低于体制外。

从图 2中可以发现工龄对于进入工作权威层的影响在体制内和体制外也是有所不同的。在体制内，相对于工龄在5年及以下的，除了工龄在31年及以上的人之外，基本上是工龄越长获取工作权威的发生比越高，工龄在21-30年的人最容易获取工作权威，其发生比是工龄在5年以下的5.81倍。而且除了工龄在31年及以上的，都在0.1%的水平上具有统计显著性。在体制外，工龄对于获取工作权威的贡献要比体制内小得多，与其他工龄段相比，工龄在6-10年的人更容易获取工作权威，其发生比是工龄在5年以下的2.20倍，而其他工龄段的发生比都远低于体制内，并且不具有统计显著性。就获取工作权威而言，体制内的工龄因素要更为重要，而且基本上是工龄越长，拥有工作权威的发生比越高，而在体制外工龄就没有那么重要了。总之，人力资本因素对于获取工作权威的影响在体制内和体制外是不同的，教育对获取工作权威的发生比在体制外要高于体制内，工龄对获取工作权威的发生比在体制内要高于体制外。

(三) 家庭责任对获取工作权威的影响

模型三检验了家庭责任变量(婚姻状况、子女状况、家务劳动)对获取工作权威的影响。无论是体制内还是体制外，有配偶的人获取工作权威的发生比要高于无配偶的人，而有6岁以下的子女对获取工作权威的影响是负向的，但是婚姻和6岁以下子女对获取工作权威的影响不具有统计显著性。家庭责任的另一个重要变量家务劳动对于进入工作权威层的影响是负向的，并且统计显著。无论是体制内还是体制外，每增加一个小时的家务劳动时间，进入工作权威层的发生比大约会降低25%。这里需要说明的是，由于使用的是截面数据，本文并不能证实家庭责任与工作权威之间的因果关系，即无法确认是因为承担家庭责任而影响了拥有工作权威，还是因为没有工作权威而承担了更多的家庭责任。但是由于受传统文化因素和性别角色社会化的影响，女性通常承担着更多的家务劳动，因此，可以推断家务劳动是拉大工作权威层性别差距的一个重要因素。

(四) 工作权威层的性别差距：人力资本和家庭责任的比较

图 3展示了不同模型中工作权威层性别差距的变化。通过比较模型二、模型三中的性别净影响(net gender gap2、net gender gap3)和模型一中的性别总影响(total gender gap)的变化，可以检验人力资本变量和家庭责任变量对于解释工作权威层性别差距的相对作用。从模型二中可以看出，在控制了人力资本变量之后，与模型一相比，无论是体制内还是体制外，男性进入工作权威层的发生比都有所提高(体制内：1.65→1.91；体制外：2.50→2.57)，说明人力资本因素非但没有缩小反而拉大了工作权威层的性别差距，即使女性拥有与男性相同的人力资本，她们进入工作权威层的比例依然要低于男性。通过模型三可以发现，在控制了家庭责任变量后，与模型一相比，无论是体制内还是体制外，男性进入工作权威的发生比都降低了(体制内：1.65→1.14；体制外：2.50→2.03)。因此，在控制家庭责任变量的情况下，无论是体制内还是体制外，工作权威层的性别差距都缩小了。通过模型二和模型一的比较可以发现，在控制了人力资本因素情况下，工作权威层的性别差距非但没有缩小反而扩大了。因此，假设3(工作权威层的女性比例较低，主要是因为她们的人力资本不如男性)被拒绝。通过模型三和模型一的比较可以发现，在控制了家庭责任变量后，工作权威层的性别差距有显著性的降低，因此，假设4(工作权威层的女性比例较低，与她们承担了更多的家庭责任相关)得到了证实。

六、结论和讨论

工作权威层的性别差距不仅是劳动力市场性别不平等的一个表现，也是再生产劳动力市场性别不平等的一个机制，它已经引起了西方社会学家的广泛关注和研究，可是，目前国内关于工作权威层性别差距的研究却相当少，本文希望填补这方面的研究空白。笔者借助中国家庭动态跟踪调查的数据对目前中国工作权威层的性别差距进行一些描述和初步的解释。本研究发现主要有以下四个结论：

第一，与西方社会一样，无论是在体制内还是体制外，当前中国工作权威层也同样存在着相当程度的性别差距，工作权威层的女性比例都低于男性。

第二，关于本文提出的第一个问题：市场机制到底是促进了性别平等还是扩大了性别不平等？本文的研究结论证实了后者，即市场机制扩大了性别不平等。在控制了人力资本和家庭责任等变量的前提下，体制内工作权威层的性别差距要低于体制外。

第三，关于本文提出的第二个问题：工作权威层的女性比例较低，到底是因为她们的人力资本不如男性，还是因为她们承担了更多的家庭责任？本文的研究结论认为，女性之所以较少拥有工作权威是因为她们承担了更多的家庭责任。人力资本非但没有降低工作权威层的性别差距，反而扩大了性别差距。这在某种程度上证实了“在社会上贡献于市场中受损”的女性就业悖论(许叶萍、石秀印，2009)。

第四，本研究发现，人力资本对于获取工作权威的影响在体制内和体制外是不同的。无论是体制内还是体制外，受教育程度都提高了拥有工作权威的发生比，但是体制外的提高幅度要大于体制内；工龄对于获取工作权威的影响在体制内和体制外也有所不同，在体制内，基本上是工龄越长的人拥有工作权威的发生比越高，而在体制外工龄在6-11年的人拥有工作权威的发生比达到了顶峰。

由于使用的是截面数据，本文的分析结果并不是严格意义上的因果关系，这需要历时的数据进行检验。此外，本研究的主要不足之处就是没有纳入行业、职业、性别文化和意识形态等社会结构因素和文化层面的自变量对工作权威层性别差距的影响，有待今后进一步研究予以补充。