職業地位獲得的性別差異—人力資本效應還是社會網路效應
摘要:基於2015年中國綜合社會調查資料,從人力資本和社會網路兩種效應比較職業地位獲得的性別差異。實證結果表明,男女兩性的職業地位存在顯著差異,男性的職業地位顯著高於女性。其中人力資本尤其是受教育程度的提高對兩性職業地位的獲得均起到正向的推動作用;而社會網路對兩性職業地位的獲得具有差異性,黨員身份促進了男女兩性獲得更高職位的可能性,但女性相對於男性而言,要獲得更高的職業地位就需要利用社會關係。總而言之,人力資本對兩性職業地位的獲得並無差異,但社會網路在職業地位獲得中對女性的作用更大。
關鍵詞:職業地位 人力資本 社會網路 性別差異
1引言
職業地位通常被視為現代社會不平等產生的核心機制(吳曉剛、張卓妮,2014),但男女兩性的職業地位的獲得存在著差異。伴隨著工業化和現代化的過程,女性受教育程度和就業率不斷上升,使得女性在職業地位獲得以及職業發展方面獲得了更多的機會。新中國成立尤其是改革開放以來,中國女性的社會地位得到了極大的提升,併成為推動我國社會經濟發展的重要力量。儘管女性的社會地位不斷提升,且在勞動力市場中的就業機會不斷增加,但由於女性面臨的家庭-工作衝突以及其他原因,男性在職業地位獲得方面仍然存在優勢,女性遭遇到的“職業性別隔離”以及“職業的玻璃天花板效應”仍普遍而持久存在著。(顧輝,2013;吳帆,2016)。
近年來,學者們開始關注女性在職場面臨的“職業性別隔離”,並探討男女兩性在職業地位獲得以及工資收入的性別差異,並試圖尋找不同的變數解釋這種差距(Jessica Pearlman,2018;李黎明,2014;張文巨集、劉琳,2013;楊慧,2018)。我國學者研究主要關注我國勞動力市場中長期存在的性別隔離和收入分層現象,以及行業型別、所有制、人力資本、家庭社會經濟地位和戶籍等方面在再生產職業性別隔離上的作用(吳曉剛、吳愈曉,2008;吳曉剛,2009;李春玲,2008)。還有一部分學者從家庭背景、父母受教育程度、父母職業地位入手,探討職業地位的代際傳遞以及性別差異(田志鵬、劉愛玉,2015;陳煜婷,2016)。儘管學者們從不同的角度探討了勞動力市場中職業地位獲得的性別差異,但較少關注社會網路對於職業地位獲得的影響。職業地位獲得的一個重要影響因素是人力資本水平,但在現實中,即使具有相同人力資本水平的兩個個體,其職業地位存在著差異,具有相同人力資本男女兩性,在職業地位獲得的過程中也存在著差異。背後的原因在於在職業獲得過程中存在著社會網路的差異,或者叫做社會資本的動員差異(邊燕傑、孫宇,2019),其背後隱藏的人情關係即社會關係網一直被忽略(邵宜航等,2016)。基於此,本文從人力資本和社會網路的兩種效應出發,探究職業地位獲得的性別差異,比較人力資本和社會網路兩性職業地位的獲得中孰強孰弱?
2文獻綜述與理論回顧
2.1性別分層與職業地位的性別分化
性別分層,顧名思義是以人們天生的性別為基礎進行的層級劃分,不涉及經濟、政治等。當前關於中國的性別分層與職業地位的研究主要有兩個研究視角。一是女性在整個職業結構呈現出與整體或是男性怎樣的不同分層。當代中國社會存在著明顯的性別分化現象,男性職業地位的結構呈橄攬型、女性呈金字塔型。處於職業地位上層的人群中,男性約佔75%明顯高於女性(李春玲,2002)。二是女性內部出現了怎樣的職業地位分化,從而對女性的職業地位有了不同型別的劃分(白鷺,2010)。
職業地位性別分化的真正原因是家庭背景、後致性因素、戶籍制度亦或其他原因?隨著我國高等教育的普及,男性和女性在受教育程度方面已經沒有顯著的差異。與此同時,由於計劃生育的實施,一個家庭中的孩子既可能是男孩也可能是女孩,因此家庭教育中的性別差異將會減少。中國的城鄉戶籍分割制度導致農村家庭中的獨生女較少,從而導致女性內部受到城鄉分割的影響產生了分化(佟新,2010)。當女性進入勞動力市場後,面臨著嚴重的性別歧視。中國乃至世界範圍內都存在著男性分層結構和女性分層結構的差異,及由此引發的性別不平等問題(陳煜婷,2014),從而產生職業地位的性別分化。
2.2人力資本與職業地位的獲得
布迪厄強調了文化資本(人力資本)的重要性,同時區分了文化資本的三種狀態:具體化狀態、客觀化狀態和體制化狀態。此外他還重視家庭在文化資本具體化過程中的基礎作用。他認為具體化文化資本的獲得必須在兒童時期獲得。對於個人而言,早期能夠獲得何種教育以及進入青少年時代還能接受多少文化資本,與家庭有著密切的關係,離不開家庭的支援。舒爾茨認為物質資本是體現在物質上的資本,人力資本就是體現在人身上的資本,教育是提高人力資本的重要手段。
20世紀60年代初,舒爾茨和貝克爾提出了人力資本理論,人力資本投資可經由正規教育、在職培訓、醫療保健、就業流動等方式進行積累,其中正規教育是人力資本形成的最重要途徑。擁有較高人力資本的勞動力,往往能夠在勞動力市場上獲得更好的就業機會和更高的收入。衡量人力資本的指標主要包括受教育水平、職業培訓和職業經歷等。一般而言,工作時間越長,積累的工作經驗就越豐富;受教育水平越高,綜合素質就越高。有相關工作經驗的勞動者,在內部勞動力市場向上流動的機會就越多;而在內部勞動力市場無法向上流動時,其向外部勞動力市場流動,謀求更好的發展機會的可能性就越大。
部分實證研究也證明了人力資本與職業地位的獲得而具有顯著的關係。隨著中國勞動力市場的轉型和不斷髮育,人力資本在職業地位獲得過程中所起的作用逐漸增強。隨著社會的發展和王業化程序的加快,先賦性因素在職業地位的獲得中作用將越來越小,受教育程度起到越來越重要的作用(黃敬寶,2015;田北海等,2015;吳帆,2016)。除受教育程提升之外,職業技能以及工作經驗也對職業地位獲得具有顯著影響。職業教育和技能培訓在勞動者積累人力資本進而增加收入方面存在差異,職業技能培訓能否獲得相關職業資格證書將引起專用性人力資本含量變化,進而對不同勞動者的工資收入產生深刻的影響。(楊琳娜、諶新民,2019;周東洋、吳愈曉,2019)。人力資本持續影響職業的晉升。就教育水平而言,教育水平越高,對晉升的促進作用越大(林蓉蓉,2019)。
總而言之,人力資本等個人稟賦已成為職業地位獲得的的主要因素。在控制了年齡、地域等特徵的情況下,接受過高等教育的勞動者更有可能獲得更高的職業地位,其職業結構也明顯優於其他勞動者。
2.3社會網路、職業地位與性別差異
社會網路在地位獲得中的作用一直是新經濟社會學中的一個經典研究領域。美國社會學家格蘭諾維特在70年代提出了強關係與弱關係理論。相應地,他也把社會交往分為強關係社會交往與弱關係社會交往。他通過研究發現,一個人職業生涯發生改變的可能性和個人發展高度同這個人的相識者數量有關,數量越多,領域越廣,社會網路範圍越廣,資訊傳遞的廣度越大,從而個人得到的機遇資訊越多。人們最初職業地位的獲得,主要依靠的是弱關係,弱關係不僅是人們獲得資訊的主要途徑,從而獲得不同的職業地位。
但通過對中國的實際現狀進行的研究卻發現了不同的結果。計劃經濟時代人們職業地位獲得主要依靠的是強關係,即熟人關係。但隨著市場機制的引入,弱關係的作用逐漸增強,但強關係仍然存在,從而部分證實了權力維繫論與市場化機制並存的假設(邊燕傑、張文巨集,2001)。關於精英地位獲得的研究中,關係強度和關係人的地位發揮了關鍵作用,而廣泛的交往並不能增加幹部職位提升的機會(周玉,2006),進一步證實了職業地位獲得過程中社會網路的重要性。
部分學者將社會網路的視角引入職業地位獲得領域,探討社會網路對職業地位獲得的性別差異,並呈現兩種不同的觀點。一種觀點認為,社會網路能有效提升男性和女性的職業地位,但對女性的影響要大於男性,女性的職業地位獲得比男性更依賴家庭社會網路(張文巨集,2013)。家庭背景對於女性的地位獲得的影響大於男性尤其表現在教育地位獲得和職業地位獲得方面。但另一部分學者認為,女性職業地位的獲得主要由於教育程度的提高,而男性更多受到社會網路的影響(林南等,2019)。
此外,由於社會網路型別的差異,因此兩性的職業地位獲得也存在差異。女性的網路多由親屬、子女和鄰居組成,這一點有利於她們的社會支援但在職業領域中卻對她們不利。因為這些非正式的社會網路使女性社會網交流的資訊往往與家庭或親情有關。職業女性的社會網路是一個高密度的核心網路其中,以家庭成員為主的親緣關係在城市職業女性的社會網路中佔據重要位置(楊輝英,2009)。這種性別分化的社會網路有雙重的效果。性別分化的資訊直接導致職業地位也產生性別分化(吳愈曉、吳曉剛,2008)。性別在網路規模、網路關係組成、網路異質性、網路親近性方面的存在顯著影響。
根據上述的理論回顧,構建研究框架(如圖1所示)。由於男女兩性的社會網路的規模、型別以及社會網路之間存在著差異,且女性在運用男性關係人和獲取較好的社會資源時處於劣勢,從而導致他們的職業地位也存在差異。
3資料、變數以及方法模型
3.1資料來源
本文資料主要是來源於2015年“中國綜合社會調查”(以下簡稱CGSS2015)。該調查始於2003年,是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查專案。CGSS系統、全面地收集社會、社群、家庭、個人多個層次的資料,總結社會變遷的趨勢,探討具有重大科學和現實意義的議題,推動國內科學研究的開放與共享,為國際比較研究提供資料資料,充當多學科的經濟與社會資料採集平臺。目前,CGSS資料已成為研究中國社會最主要的資料來源,廣泛地應用於科研、教學、政府決策之中。本文主要內容是分析職業地位獲得的性別差異,經過對相關變數的篩選,剔除奇異值以及缺失值後得到有效樣本資料2036個。
3.2變數設定
3.2.1因變數
本文的因變數是男女兩性的職業地位。關於職業地位的測量,國際上一般採用社會經濟地位指數(ISEI)。CGSS2015採用國際標準職業分類的ISCO-88編碼,本文將ISCO-88編碼通過Stata15.0轉化為國際社會經濟地位指數(ISEI),即0—100的連續變數,衡量職業地位的高低。在轉為標準的國際社會經濟地位指數後,再取自然對數,以保證資料的平穩性。
3.2.2自變數
本文的自變數為:(1)人力資本。人力資本變數具體操作化為受訪者的最長受教育年限,其中國小為6年,國中9年,高中12年,大學16年,研究生19年;第二個操作化的變數為受訪者的工作時間,工作時間越長表明受訪者積累的工作經驗越多,相應地人力資本總量就越大。
(2)社會網路。社會網路理論認為,社會網路在本質上是人與人之間的溝通和交流。人與組織之間的相互聯絡和寫作形成了社會關係網。從社會網路的視角出發,可以通過研究個體擁有的社會網路規模、人情關係以及與他人關係的強弱來測量社會網路。目前關於社會網路的測量,主要通過拜年網、餐飲網、定位法以及提名法等測量(邊燕傑、李煜,2000;張文巨集,2011)。鑑於資料的可得性以及問卷的具體問題,本文主要參考邊燕傑的拜年網以及其他方法,主要選擇了三個指標:
一是所擁有的親屬數量。社會網路規模是家庭為基點的,可利用的家庭社會關係網路的數量,我們把具有血緣關係的親屬關係可以理解為家庭社會關係網路中的“強關係”。
二是求職過程中是否使用了社會關係。不同關係的使用決定了求職者在職業地位獲得的過程中呈現出不同的特點。是否使用社會關係對受訪者職業地位的獲取具有重要的作用。
三是是否是黨員。在中國情境下,黨員身份對職業地位的獲得以及進入到不同的所有制單位具有重要的影響。
3.2.3控制變數
在地位獲得模型中,布勞和鄧肯明確指出父母的受教育程度以及職業地位對子女職業地位的獲得具有顯著的影響,因此本文將父母的受教育年限以及職業地位納入到模型中(Blau,1965;童梅等,2019)。另一個控制變數為戶口,指受訪者的戶籍型別。
3.3 方法模型
本文的因變數是“男女兩性的職業地位”,是一個連續型變數,因此本文擬採用多元線性迴歸模型來分析自變數對因變數影響。基本的模型如下:
Status=
其中Status表示因變數職業地位,為人力資本,為社會網路。通過加入不同的變數設定不同的模型來研究把變數之間的關係。
4實證結果分析
4.1 描述性統計分析
表1的描述統計結果顯示,在2036個分析樣本中,男性佔比為52.60%,女性佔比為47.40%,男女兩性所佔比例分佈較為均衡。受訪者平均職業地位(3.76)要高於父親職業地位(3.32)和母親職業地位(3.14)。從受訪者的人力資本來看,平均受教育年限為12.15年,說明大多數受訪者具有高中及以上學歷;平均工作年限為13.15年,多數受訪者的工作經驗較為豐富。從受訪者的社會關係網來看,平均親屬數量的為2.34個;在找工作的過程中有11.81%的受訪者利用了熟人關係,88.19%的受訪者通過正式途徑尋找工作;通過樣本可以看出,受訪者中黨員的佔比為13.03%。
表1變數的描述性統計(n=2036)
變數 | 均值 | 標準差 | 極小值 | 極大值 |
因變數 | ||||
職業地位(status) | 3.76 | 0.35 | 2.77 | 4.50 |
自變數 | ||||
受教教育年限(edu-year) | 12.19 | 3.47 | 6.00 | 19.00 |
工作年年限(work-year) | 13.15 | 10.01 | 0.00 | 48.00 |
親屬數量(num) | 2.34 | 1.45 | 0.00 | 13.00 |
社會關係(guanxi) | 0.12 | 2.25 | 0.00 | 1.00 |
黨員身份(party) | 0.13 | 0.37 | 0.00 | 1.00 |
性別(sex) | 0.47 | 0.50 | 0.00 | 1.00 |
控制變數 | ||||
戶籍(hukou) | 0.52 | 0.50 | 0.00 | 1.00 |
父職地位(f-status) | 3.32 | 0.56 | 2.77 | 4.50 |
父親教育(f-edu) | 8.91 | 3.12 | 6.00 | 19.00 |
母職地位(m-status) | 3.14 | 0.49 | 2.77 | 4.48 |
母職教育(m-edu) | 8.00 | 2.72 | 6.00 | 19.00 |
表2主要對關鍵變數的男女差異進行了分析。通過描述性統計、t檢驗等方法比較男女兩性在職業地位等方面是否存在差異。根據t檢驗的結果,男女兩性在職業地位、工作年限、社會關係、黨員身份存在顯著差異;在受教育年限以及親屬數量方面沒有顯著差異。由表2可以看出,在受訪者中,男性的職業地位(3.83)要高於女性(3.71),說明男性和女性的職業地位存在顯著的差異,且男性的職業地位要高於女性。隨著教育的發展,男女兩性的受教育年限並沒有顯著的差異,但從平均工作年限來看,男性平均工作年限高出女性1.82年。在社會網路方面,由14.12%的受訪者在找工作期間使用了社會關係,而女性只有11.27%。在所有的男性受訪者中,黨員比例為15.89%,女性僅為10.03%。
表2變數的描述性統計(男女差異)
變數 | 男 | 女 | ||
均值 | 標準差 | 均值 | 標準差 | |
Status | 3.83 | 0.37 | 3.71 | 0.33 |
edution-year | 12.27 | 3.38 | 12.12 | 3.56 |
work-year | 14.01 | 10.71 | 12.19 | 9.10 |
Num | 2.30 | 1.43 | 2.37 | 1.48 |
guanxi | 0.14 | 2.39 | 0.11 | 2.02 |
Party | 0.16 | 0.31 | 0.10 | 0.37 |
然而,兩性之間的職業地位差異以及背後的影響機制僅通過描述性分析是不夠的。因此本文從人力資本和社會網路的視角出發,探討職業地位獲得的性別差異。本文首先控制相關的變數,利用多元線性迴歸的方法,探討人力資本和社會網路在兩性職業地位獲得中孰強孰弱。
4.2 迴歸分析
表3和表4分別為兩性職業地位獲得的多元線性迴歸分析的結果。在多元線性迴歸模型中,依次嵌套了7個模型,從模型1至模型7依次加入父親和母親的職業地位、教育程度、戶口、性別、人力資本、社會網路等變數。
4.2.1父代職業、教育與職業地位獲得的性別差異
模型1和模型8的迴歸結果報告了父母的職業地位對男女兩性職業地位和戶口對男女兩性職業地位的影響。由迴歸結果可以看出,父母的職業地位對兩性職業地位的影響略有差異,其中父親職業地位和母親職業地位對男性職業地位獲得的影響是正向的,即父母的職業地位越高男性的職業地位就越高,但母親的職業地位對女性職業地位的獲得並無顯著影響,父親職業地位越高,女性的職業地位就越高。其中,父親的職業地位得分上升1個單位,男性的職業地位提高8.3%,女性提高6.5%。模型2和模型9考察了父母的受教育程度對男女兩性職業地位獲得的迴歸結果,與模型1和2的結果一致,父母的受教育程度越高,男性的職業地位就越高,而女性職業地位的獲得僅與父親的受教育程度有很大關係。父親的受教育程度每提高1年,男性的職業地位提高2.3%,女性提高1.6%。
4.2.2人力資本與職業地位獲得的性別差異
模型3、4和模型10、11的主要考察人力資本對男女職業地位獲得的影響。其中,模型3和模型10報告了在不考慮其他因素的影響下,人力資本越高,則受訪者的職業地位就越高,且男女之間沒有差異。具體來講,受訪者的受教育年限越長,工作年年限越長,職業地位就越高,這與以往的研究結論是一致的。值得注意的是,教育對女性職業地位獲得的作用大於男性,女性的受教育程度每提高1年,女性的職業地位向上流動的可能性提高7.0%,男性為5.8%。
模型4和模型11是在模型3和模型4的基礎上加入控制變數,探究人力資本對兩性職業地位獲得的差異。在加入控制變數後,模型的R方增大,說明模型的解釋力更強,相對於其他控制變數而言,人力資本在職業地位的獲得中的重要性更具有解釋性。由模型的迴歸結果可以看出,受教育程度仍然對職業地位的獲得具有正向作用,且對女性職業地位獲得的作用大於男性。加入控制變數後,工作年限對男性職業地位的獲得並無顯著影響,但依然對女性職業地位獲得具有正向作用。由此可看出,人力資本尤其是教育水平的提高對職業地位的獲得具有正向的作用,這對男性和女性是一樣的,並無差異。
4.2.2社會網路與職業地位獲得的性別差異
模型5、6和模型12、13報告了社會網路是如何影響男女兩性的職業地位獲得的。由模型5和模型12可以看出,社會網路對男性兩性的職業地位獲得具有差異性。具體來看,男性的職業地位主要依靠黨員身份,具有黨員身份的男性獲得更高職業地位的可能性是非黨員身份的1.32倍。黨員身份對女性的職業地位也具有顯著影響,擁有身份的女性獲得更高職業地位的可能性是非黨員女性的1.45倍。和男性不同的是,求職過程中是否使用社會關係對女性職業地位的獲得而具有顯著的影響,使用了社會關係的女性獲得更高職業地位的可能性是沒有使用社會關係女性的1.02倍。而求職過程中是否使用社會關係以及親屬數量並無顯著影響。親屬數量的多少對職業地位的獲得並無性別差異。
模型7和模型14將所有變數納入到一個模型中,綜合考察人力資本、社會網路對職業地位獲得的性別差異的影響。通過迴歸結果可以發現,人力資本尤其是教育程度的提升能夠促進受訪者獲得更高的職業地位,且無性別差異。社會網路對職業地位的獲得具有性別差異,具體來講,在納入所有的變數後,社會網路與男性職業地位的提升並無顯著的關係,但對女性職業地位的提升有顯著的關係。是否使用社會關係以及黨員身份均對女性職業地位的獲得具有影響。模型14和模型13相比,社會關係的使用和黨員身份的仍具有顯著係數有所下降,但仍具有顯著性,說明對女性而言,職業地位獲得起最主要的因素是教育,其次是社會網路。
表3多元線性迴歸結果(男性)
模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | 模型7 | |
自變數 | |||||||
edu-year | 0.058***(0.003) | 0.053***(0.003) | 0.053***(0.003) | ||||
work-year | 0.003**(0.000) | 0.002(0.001) | 0.003(0.003) | ||||
num | 0.003(0.023) | 0.007(0.031) | -0.009 (0.027) | ||||
guanxi | 0.013(0.041) | 0.001(0.014) | -0.012(0.013) | ||||
party | 0.277**(0.001) | 0.012(0.155) | 0.001(0.013) | ||||
控制變數 | |||||||
f-status | 0.083**(0.028) | 0.023(0.025) | 0.042(0.084) | -0.046(0.076) | |||
m-status | 0.107**(0.032) | 0.002 (0.004) | 0.107(0.116) | 0.042(0.104) | |||
f-edu | 0.022***(0.004) | 0.003(0.005) | 0.024(0.014) | 0.013(0.013) | |||
m-edu | 0.012**(0.004) | 0.002**(0.005) | 0.024(0.017) | 0.025(0.015) | |||
hukou | 0.089***(0.028) | 0.119***(0.021) | 0.011***(0.021) | 0.110(0.082) | -0.110(0.078) | ||
cons | 3.110***(0.028) | 3.407***(0.035) | 2.932***(0.075) | 2.932***(0.075) | 3.049***(0.284) | 2.765***(0.261) | |
調整R方 | 0.142 | 0.141 | 0.360 | 0.383 | 0.133 | 0.202 | 0.367 |
注:括號內為標準誤;* P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。
表4多元線性迴歸結果(女性)
模型7 | 模型8 | 模型9 | 模型10 | 模型11 | 模型12 | 模型13 | |
自變數 | |||||||
edu-year | 0.070***(0.003) | 0.069***(0.004) | 0.061***(0.010) | ||||
work-year | 0.003**(0.000) | 0.004**(0.001) | 0.003(0.003) | ||||
num | -0.002(0.017) | -0.008(0.021) | 0.006(0.019) | ||||
guanxi | 0.025**(0.041) | 0.035**(0.012) | 0.023*(0.011) | ||||
party | 0.374***(0.062) | 0.351***(0.080) | 0.201**(0.080) | ||||
控制變數 | |||||||
f-status | 0.065**(0.031) | 0.456(0.028) | 0.032(0.075) | 0.048(0.067) | |||
m-status | 0.050(0.038) | -0.014(0.034) | -0.019(0.094) | -0.045(0.083) | |||
f-edu | 0.016**(0.004) | 0.008(0.005) | 0.009(0.012) | -0.001(0.011) | |||
m-edu | 0.000(0.004) | 0.004 (0.005) | 0.010(0.013) | -0.001(0.012) | |||
hukou | 0.184***(0.030) | 0.169***(0.028) | 0.02(0.021) | 0.010(0.073) | -0.001(0.012) | ||
cons | 3.245***(0.096) | 3.422***(0.037) | 2.793***(0.041) | 2.632***(0.089) | 3.744***(0.046) | 3.438***(0.229) | 2.857***(0.227) |
調整R方 | 0.117 | 0.108 | 0.367 | 0.387 | 0.181 | 0.221 | 0.388 |
注:括號內為標準誤;* P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。
5結論與討論
本文從人力資本和社會網路的視角出發,探討職業地位獲得的性別差異。根據本文的研究結果,可以得到如下結論:
第一,職業地位的獲得具有顯著的性別差異。其中男性的平均職業地位比女性高出3.23%。職業地位獲得的性別差異在一定程度上反映出了當前勞動力市場的職業性別隔離現象仍然十分普遍。
第二,人力資本尤其是教育是職業地位獲得的主要因素,且無性別差異。本文的研究結果顯示,無論是否考慮其他因素,教育均能夠促進職業地位的提升,受教育程度越高,其獲得的職業地位也就越高,這對於男性和女性是一樣的
第三,社會網路對職業地位獲得的效應呈現出性別差異。社會網路對男性職業地位的獲得並無影響,但對女性有顯著影響。女性在職業地位獲得的過程中,需要使用社會關係以及獲得黨員身份才能獲得更高的職業地位。
因此在職業地位獲得中,男性相對女性而言,更容易獲得更高的職業地位。原因在於男性在勞動力市場中更佔據優勢,一方面在同等學歷的條件下,男性更有機會獲得較高的職業地位;另一方面,在職業地位獲得的過程中,男性如果具有較高學歷就能獲取一份較為不錯的職業,但女性僅僅擁有學歷還是不夠的,女性不僅需要自身的努力還需要依靠社會網路才有可能獲得較高的職業地位。
職業地位是社會地位的重要標誌之一,體現了一個社會的公平性,如果男女兩性在職業地位獲得的過程中存在較大的差異,則會引發社會不公平、性別歧視等問題。不可忽視的是女性已經成為我國經濟發展的重要力量,如果女性在職業地位的獲得中面臨十分嚴重的不公平問題,那可能就會對我國的經濟發展產生不利的影響。因此需要制定有利於女性職業發展的政策,幫助女性更好地的就業,實現職業的今生,從而縮小勞動力市場的性別隔離,推動社會經濟的發展。
參考文獻
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