中国服务业开放对制造业性别工资差距的影响

摘 要：基于服务业与制造业两业融合的视角，文章从服务业开放的角度实证检验了中国服务业开放对制造业性别工资差距的影响及其作用机制。结果表明：中国的服务业开放会通过成本机制、全要素生产率机制和出口机制三条路径，显著缩小制造业企业中存在的性别工资差距。在实证分析的基础上，国家层面应继续扩大服务业开放程度，促进制造业行业内和不同地区均衡发展，并从企业成本和生产率入手继续缩小性别工资差距。

关键词：服务业开放；制造业；性别工资差距；女性就业；服务业

中图分类号：F719；S220.5 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）09（b）--05

1 引言

随着社会深入发展，世界各国逐渐认识到，解决劳动力市场上存在的性别差距问题对促进经济发展具有重要意义。劳动力市场的现实统计数据显示，世界各国的劳动力市场中仍然存在着严重的性别工资差距问题。有学者发现，中国城镇劳动力市场中女性劳动力的工资年实际增长率差异相较男性的工资增长率落后1.2%（李实等，2014）[1]，且我国城镇劳动者中男性工资水平在各个年份均高于女性劳动者，性别工资差距增长迅速（陈梅等，2018）[2]。

Duflo（2012）认为，降低性别歧视程度，构建性别平等的就业环境对促进社会经济发展有正向影响[3]。基于中国经济发展现状，蔡昉（2004）提出“充分就业是实现人口红利的保障”，并扩展了“充分就业”的含义，认为充分就业是充分开发和利用劳动力资源，不仅要鼓励劳动年龄人口更多地就业，还应关注就业结构问题[4]。当主要由数量型人口增长带来的人口红利优势减退后，充分发挥尚未充分利用的女性劳动者资源，可以为经济持续增长提供新动能。从社会角度看，性别失衡会通过影响社会储蓄率和劳动供给加剧贸易收支差距，恶化贸易条件。因此，从微观和宏观角度来看，促进构建性别平等的就业市场都有助于缓解全球经济发展迟滞的难题。

服务业的开放为解决性别工资差距问题带来了重要转机。服务业发展在促进就业、扩大消费、提升结构、降低消耗、改善民生、增强长期发展能力等方面都具有重要作用（江小涓，2011）[5]，重视和发展服务业成为主要经济体的共识。根据2022年9月中国商务部研究院颁布的《全球服务贸易发展指数报告（2022）》，2022年，中国服务贸易发展指数排名由2021年的第14位上升至第9位，首次进入服务贸易发展全球前十。随着中国服务业开放度提升以及入世承诺的履行，服务业的开放必然会继续通过中间投入环节对制造业的劳动力市场产生影响。

本文将研究视角置于服务业开放，以期厘清服务业开放对制造业性别工资差距所产生的影响。本文边际贡献有两点：（1）以领域内学者的方法论为基础，较深入地研究服务业开放与制造业性别工资差距之间的关系，从新视角研究服务业开放产生的积极作用；（2）对服务业和制造业中性别工资差异产生的影响构建合理的机制检验渠道。

2 研究设计

2.1 模型

本文设定模型：

Wgapijt为第t年j行业中制造业企业i的性别工资差距，Sopens为核心变量，分为Sopen1、Sopen2、Sopen3。X为企业层面控制变量，模型控制了省份固定效应εp和行业固定效应εj，μft为误差项。

2.2 变量与数据来源

2.2.1 解释变量

首先，文章将服务业外资参股比例限制分为3个等级，根据鼓励、限制、禁止外商投资等表述，将服务业外资参股比例限制程度分为：外资参股比例<100%，外资参股比例<50%，外资参股比例=0%。根据中国工商管理总局相关规定，“限于合资、合作”被归类为外资参股比例<100%，“中方控股”“中方相对控股”被归类为外资参股比例<50%，值越小，开放程度越高。

其次，构建层次累进的虚拟变量service1、service2、service3。将服务业四分位行业下任意存在外资参股比例=0%的行业定义为1，其余为0，构建指标service1；将外资参股比例限制=0%以及<50%的行业定义为1，其余为0，构建指标service2；将外资参股比例限制=0%、<50%以及<100%的行业定义为1，其余为0，构建指标service3。经过简单加权平均，得到13个服务行业的对外开放统计值service，值越大，服务业限制越大，意味着对应服务业行业的对外开放程度越低。统计结果显示该值逐年减小，表明我国服务业的开放程度逐年增大。

最后，为量化服务业开放会对制造业企业产生何种具体的影响，本文借鉴Arnold et al.（2016）[6]和Bas & Causa（2013）[7]的做法，使用2002年122个部门的投入产出表中的各个制造业行业使用各种服务投入占总投入的比重进行加权。

《国民经济行业分类代码》（2002版）中四分位行业分类口径与投入产出表口径不一致，本文主要按照前者的三分位和二分位分类口径与投入产出表进行匹配，得到25个服务业行业的开放系数后，根据投入产出表对其进行加权。

是与投入产出表中的服务部门匹配后得到的服务业开放指标，wij为制造业中i行业使用的服务业j行业的产品作为中间投入在其全部中间投入中所占的比重，由此得到中国服务业对制造业产生影响的三个指标，分别记为open1、open2、open3。

由于open1、open2、open3为服务贸易的限制指数，值越大，代表服务业开放程度越低，为方便理解，本文用1-opens来表示服务贸易开放对制造业产生影响的指标，记为Sopen1、Sopen2、Sopen3。

本文数据来自中国工业企业数据库。由于中国工业企业数据库在2004年前和2008年及以后未统计女性就业比例所需的女性从业人员指标，因此本文解释变量选用2004—2007年数据。

2.2.2 被解释变量

2004—2007年的工业企业数据库提供了年末的女性就业人数。参照李磊等（2016）[8]的计算方法，文章将年末从业总人数减去年末女性从业人数得到2004—2007年的年末男性从业人数。

假设企业在t年支付给男性劳动者的工资由行业j支付的平均工资Wmjt及企业i内部的特定误差项εmijt两部分共同构成：

女性劳动者的工资则为：

企业i内部的性别工资差距可表示为：

是行业层面性别工资差距，记为 是企业层面男性和女性工资的残差项，借鉴Becker（1957）[9]和Ederington et al.（2009）[10]的研究结果，工资残差项即（）是企业盈利能力πij的函数。在其他条件给定的情况下，由于男性具有更强的议价能力，企业内部的工资残差项可表示为βjπij。

通过公式Wgapijt=αj+βjπij可知，估计出参数αj和βj之后，工资差距Wgapijt即可确定。因此引入男性劳动力份额θij估计αj和βj。

根据已知条件，企业的平均工资可表示为：

将与=βjπij代入可得

企业平均工资、男性劳动者份额θij以及企业盈利能力系数πij均可从工企数据库中得到，因此可以得到估计系数。企业层面的性别工资差距可以通过估计得到的参数计算：

其中，企业的盈利能力πij=企业利润/年末从业人员总数，平均工资的数据来源于工企数据库中企业应付工资薪酬总额与应付福利费总额两部分的总和与该企业年末从业人员总数的比值。

2.2.3 其他变量说明

企业层面控制变量来自中国工业企业数据库。（1）资本密集度：用企业固定资产净值年均余额与从业人数的比值表示；（2）企业规模：企业雇佣人数直接体现企业规模，本文采用企业年末从业人员总数的对数值进行衡量；（3）企业总产值：本文用企业年末工业总产值的对数进行衡量，由于2004年没有报告工业总产值，在此用主营业务产品销售收入-年初存货千元+存货千元计算得出的值作为2004年企业总产值替代变量；（4）企业成立年限：用观察年份减去企业成立年份+1并取对数值进行衡量。

3 实证结果和分析

3.1 基准回归结果

表1报告了中国服务业开放对制造业企业性别工资差距的计量结果，第（1）-（3）列回归结果显示：（1）服务业开放程度的层次累进指数Sopen1、Sopen2和Sopen3的估计系数均显著为负，说明服务业开放能够显著缩小制造业企业性别工资差距。（2）服务业开放的不同阶段对制造业企业中性别工资差距影响不同，服务业允许外资参股层面的开放指数Sopen1的回归系数在1%的水平下显著为负，且系数的绝对值最大，证明服务业允许外资参股层面的开放指数Sopen1对制造业企业中的性别工资差距影响最大；将服务业允许外资参股层面kayf+ICGexorUK0YmiPscu0Q5CA0FBe49bPgzNdaROk=的开放指数Sopen1替换为允许外资控股层面的开放指数Sopen2、允许外资独资层面的开放指数Sopen3，分别进行回归，估计系数分别在1%和10%的水平下显著为负，且系数的绝对值逐渐缩小。实证结果显示，在服务业开放进程中，放开服务业市场准入的限制（Sopen1）对制造业性别工资差距的影响最大，当服务业过渡到外商控股（Sopen2）及外商独资（Sopen3）时，服务业制造业企业中性别工资差距的影响已经主要被之前市场准入的开放过程所吸收，因此继续深入推进服务业开放进程对制造业性别工资差距的影响正逐渐减小，但影响依然显著。

3.2 内生性讨论

本文利用OECD数据库公布的印度服务行业的股权限制指数，按照与构建中国服务业限制指数相同的方法构建出印度服务业外资限制指标，并匹配至国民经济行业分类的投入产出关系中。本文同样使用IndiaO=1-印度服务业限制指数，得到印度服务业开放指数IndiaO，该指数值越大，代表印度服务业的开放水平越高。

表2列（1）-（3）报告了第一阶段回归结果，结果显示工具变量IndiaO的系数显著为正，证明工具变量在1%显著性水平下对中国服务业的开放程度有正向影响。第（4）-（6）列为引入工具变量IndiaO后的第二阶段回归结果。Sopen1、Sopen2和Sopen3的估计系数仍然显著，其中Sopen3的系数显著性增强，说明服务业开放显著缩小了制造业企业的性别就业差距。

4 机制检验

4.1 成本机制

服务业开放初期，服务业开放能够节约制造业企业成本，优化资源配置。劳动密集型企业对服务业开放率先做出反应，扩大雇佣人数，缩小内部性别工资差距。表3列（1）-（3）显示，可变成本（vc）的回归系数显著为负，表明服务业开放有利于降低制造业的可变成本。随着服务业开放程度提升，该效应逐渐降低，这是因为服务业开放会减少制造业中以交易成本为主的可变成本，企业内部的相对要素价格发生变化，劳动力需求随之改变。由于制造业企业中劳动密集型企业的性别工资差距对服务业开放程度的推进更加敏感，因此随着服务业开放，制造业企业中劳动密集型企业的女性劳动力可能由于企业成本降低，从而获得更多被选择的机会，缩小制造业企业的性别工资差距。

4.2 生产率机制

在开放渐进过程中，服务业开放将提升制造业企业的全要素生产率，带动产品生产方式转型升级，通过对企业资源的优化配置，企业对高技能劳动力岗位的需求增加，有利于发挥女性认知能力比较优势，从而为女性雇佣者提供更多就业机会和工资，缩小性别就业差异。本文使用ACF方法计算全要素生产率（tfp），避免了传统计算全要素生产率方法的共线性问题。表3列（4）-（6）回归结果显示，在加入了中介变量后，解释变量的系数不显著，此时出现完全中介效应结果，证明全要素生产率的影响机制存在。

4.3 出口机制

随着服务业开放进程推进，外商投资进入中国市场。国际贸易的加入会显著增加企业的出口倾向，中国制造业企业面临更加激烈的市场竞争环境。在利润大小和企业雇佣成本高低的权衡中，制造业企业会构建出一个更加平等的就业环境，增加对女性的雇佣偏好，尽量减少歧视带来的成本，从而影响制造业性别工资差距。从实证结果来看，表3的第（7）-（9）列中显示，出口行为（export）的系数显著为正，表明服务业开放会显著促进制造业企业出口行为增加，在控制了服务业开放程度的前提下，中国制造业企业的出口行为显著缩小制造业企业的性别工资差距。

5 结语

本文从服务业开放的角度对中国制造业的性别工资差距进行深入研究，实证结果表明：服务业开放会通过成本机制、生产率机制、出口机制显著缩小制造业企业的性别工资差距。本文聚焦性别工资差距问题，探寻服务业开放在制造业性别工资差距的作用，有利于发挥服务业开放优势，缓解性别工资差距，全面促进经济发展。本文提出以下建议：

（1）国家层面，继续扩大服务业开放水平，充分推动两业融合发展，实施公平劳资标准和制度。在“逆全球化”冲击的背景下，鼓励外资以商业存在形式提供服务，为有出口行为的制造业企业构建更加稳定的就业环境。经济和社会制度层面的优化为促进制造业企业中劳动力市场优化提供制度保障。一方面，政府部门应监督实行透明公开的招聘机制，削弱女性劳动者进入门槛；另一方面，建立健全女性权益相关的法律保障体系，加强对相关法律的实施监督，以工资透明化推动男女同工同酬制度的推行。

（2）行业和地区层面，制造业行业应继续深化劳动密集型企业中就业环境的改善、增大对非出口型企业的关注，继续深入推进中西部地区发展。构造行业内良好就业环境，促进同工同酬实现，有利于吸引具有认知能力比较优势的女性就业者进入制造业。通过制造业企业协会鼓励企业间进行帮扶，帮助无出口行为的企业增加出口行为，抓住深化分工、降本提效的国际化生产机会。地区层面，相关地区可以在中西部交通便利、劳动力资源丰富的城市深化重振制造业政策，注重性别就业环境的优化，增加就业岗位，促进中西部地区利用服务业开放的机遇，构建和谐社会。

（3）企业层面，从成本、生产率角度入手降低企业歧视行为。一方面，充分利用社会资源，提供社会保障体系知识，加强企业内部福利体系建设，提高自身素质，正当看待雇主应承担的女性雇员成本；另一方面，激励男女员工共担生育成本，缓解女性劳动者的生育压力和就业压力，提高女性劳动者工作时间内的投入度和连续性，提高女性劳动者生产率，进一步缩小性别工资差距。

参考文献

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