健康人力資本對性別工資差異的異質性影響——基于分位數(shù)回歸的深度剖析一、引言1.1研究背景與問題提出在當今社會，性別平等一直是備受關注的重要議題，而性別工資差異作為其中的關鍵組成部分，深刻反映了勞動力市場中可能存在的不公平現(xiàn)象。盡管隨著時代的進步與社會的發(fā)展，女性在教育程度、職業(yè)參與等方面取得了顯著的成就，然而性別工資差異依然廣泛存在于全球各個國家和地區(qū)的勞動力市場中。從國際視角來看，摩根大通在2024年3月7日發(fā)布的《全球性別平等狀況報告》明確指出，全球性別平權進展已然陷入停滯狀態(tài)，在被調(diào)查的146個國家里，性別差距基本保持不變，按照現(xiàn)有的發(fā)展速度推算，實現(xiàn)完全性別平等預計還需要134年。報告進一步表明，盡管全球范圍內(nèi)女性勞動力參與率呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢（例如美國女性勞動力參與率達到了77%，遠超疫情前的水平），但在高層領導崗位中，女性所占的比例僅為31.7%。同時，美國的性別薪酬差距在去年進一步擴大至17.3%，在歐洲，這一差距則維持在12.7%。在美國，薪酬最高的工作崗位主要被白人男性所占據(jù)，女性在決策層的代表性明顯不足。歐洲新聞網(wǎng)也曾報道，性別工資差距在歐洲同樣非常顯著，在2022年，歐盟的性別工資差距為12.7%，這就意味著女性每小時的平均收入要比男性低12.7%。在歐盟和歐洲自由貿(mào)易聯(lián)盟成員國之間，性別工資差距存在較大差異，2022年有多個國家的性別工資差距超過了17%，其中愛沙尼亞的性別工資差距最大，高達21.3%，其次是奧地利（18.4%）、瑞士和捷克（均為17.9%）。盧森堡是歐盟中唯一一個性別工資差距為負數(shù)的國家，這表明該國女性的收入略高于男性。從2012年至2022年，歐盟的性別工資差距下降了3.7個百分點，從16.4%下降到12.7%，盡管有所下降，但差距仍然明顯。在國內(nèi)，性別工資差異問題同樣不容忽視。獵聘發(fā)布的《2024女性人才數(shù)據(jù)洞察報告》顯示，從2019-2023年，我國男女薪資差距呈逐步收窄的趨勢。2019年，男性人才的平均年薪比女性高出30.90%；到了2023年，這一差幅降至26.20%。2024年前兩個月，男性人才的平均年薪為24.22萬，女性人才為19.21萬，男性比女性高26.06%。從年薪20萬以上的男女比例變化來看，從2019年到2023年，男性從25.49%上升到29.30%，上升了3.81個百分點；女性從16.74%上升到20.60%，上升了3.86個百分點。在2024年1-2月，北京、上海、深圳、杭州、廣州年薪20萬以上的女性在各市的占比均超過30%，其中北京、上海分別達到52.53%、51.46%；深圳為41.88%；杭州、廣州為34.68%、30.79%。盡管差距在縮小，但性別工資差異仍然客觀存在。性別工資差異的存在不僅違背了公平公正的原則，損害了女性勞動者的切身利益，而且對整個社會的經(jīng)濟發(fā)展和和諧穩(wěn)定也產(chǎn)生了一定的負面影響。一方面，它降低了女性參與勞動力市場的積極性和動力，抑制了女性人力資源的充分開發(fā)和利用，從而對經(jīng)濟增長的潛力造成了制約；另一方面，長期存在的性別工資差異可能會引發(fā)社會不滿情緒，影響社會的和諧與穩(wěn)定。因此，深入探究性別工資差異產(chǎn)生的根源，并尋找切實有效的縮小差距的措施，具有極為重要的現(xiàn)實意義。在過往對性別工資差異的研究中，學者們主要聚焦于教育、工作經(jīng)驗、職業(yè)以及行業(yè)等因素對工資的影響。例如，部分研究認為女性在教育程度上與男性存在差距，導致其在勞動力市場上的競爭力較弱，進而工資水平較低；還有研究指出，女性由于生育、照顧家庭等原因，工作經(jīng)驗相對中斷較多，影響了其職業(yè)發(fā)展和工資收入。然而，隨著人力資本理論的不斷發(fā)展與完善，健康人力資本作為影響收入的一個重要因素，逐漸受到了學界的關注。健康人力資本是指通過對健康的投資所形成的，蘊含在個體身體內(nèi)，能夠為個體帶來未來收益的一種資本形式。它主要包括個體的身體機能、心理健康狀況、生活方式等多個方面。健康對于個體的勞動生產(chǎn)率、工作時間、職業(yè)選擇以及職業(yè)晉升等都具有至關重要的影響，進而直接或間接地作用于個體的工資收入。一個身體健康、精力充沛的勞動者往往能夠在工作中保持較高的效率，創(chuàng)造更多的價值，從而獲得更高的工資回報；相反，身體不健康或存在心理問題的勞動者可能會頻繁缺勤，工作效率低下，難以獲得理想的工資待遇。從職業(yè)選擇角度來看，健康狀況良好的人可能有更多機會選擇高薪、高強度的工作，而健康欠佳者則可能受到限制。在性別工資差異的研究框架下，健康人力資本的作用不容忽視。男性和女性在健康狀況、健康投資以及健康對工資的影響機制等方面可能存在顯著的差異。男性和女性的生理結構和生理特點存在天然的不同，這可能導致他們在健康風險和健康問題上表現(xiàn)出差異。女性在生育期間可能會面臨各種健康風險和身體不適，這不僅會影響她們在生育期間的工作狀態(tài)和收入水平，還可能對其職業(yè)生涯的長期發(fā)展產(chǎn)生深遠的影響。在社會觀念和文化傳統(tǒng)的影響下，男性和女性在健康投資的意識和行為上也可能存在差異，這同樣會對他們的健康人力資本水平和工資收入產(chǎn)生作用。基于以上背景，本文旨在深入研究健康人力資本對性別工資差異的影響。具體而言，本文試圖回答以下幾個關鍵問題：健康人力資本在我國勞動力市場中對男性和女性工資收入的影響程度究竟如何？健康人力資本在性別之間的差異是否是導致性別工資差異的一個重要因素？如果是，那么這種影響在不同的工資分位數(shù)上是否存在異質性？即健康人力資本對低工資水平、中等工資水平和高工資水平的性別工資差異的影響是否相同？通過對這些問題的深入研究，本文期望能夠為揭示性別工資差異的內(nèi)在機制提供新的視角和實證依據(jù)，同時也為制定針對性的政策措施以縮小性別工資差異提供有益的參考。1.2研究目的與意義本研究旨在通過深入的實證分析，揭示健康人力資本在性別工資差異中所扮演的角色，為理解勞動力市場的工資決定機制提供新的視角。具體而言，研究目的包括：其一，精確評估健康人力資本對男性和女性工資收入的影響程度，明確健康在個體工資決定中的具體作用；其二，剖析健康人力資本在性別間的差異，以及這種差異如何導致性別工資差異，從而挖掘性別工資差異背后的健康相關因素；其三，運用分位數(shù)回歸方法，探究健康人力資本對性別工資差異的影響在不同工資分位數(shù)上的異質性，以全面了解健康對不同工資水平群體的作用差異。本研究具有重要的理論與實踐意義。在理論層面，豐富和拓展了性別工資差異與健康人力資本的相關理論研究。過往研究多聚焦于教育、工作經(jīng)驗等傳統(tǒng)人力資本對性別工資差異的影響，對健康人力資本的關注相對不足。本研究將健康人力資本納入性別工資差異的研究框架，有助于完善人力資本理論在勞動力市場工資決定機制中的應用，填補相關理論空白，為后續(xù)研究提供更為全面的理論基礎。從實踐意義來看，為政府制定促進性別工資平等的政策提供科學依據(jù)。如果健康人力資本確實是導致性別工資差異的重要因素，那么政府可以通過制定相關政策，如加強公共衛(wèi)生服務、提高女性健康意識、改善女性職業(yè)健康環(huán)境等，提升女性的健康人力資本水平，從而縮小性別工資差距，促進社會公平。為企業(yè)制定合理的薪酬政策提供參考。企業(yè)在制定薪酬體系時，應充分考慮員工的健康狀況及其對工作績效的影響，避免因忽視健康因素而導致性別工資不公平現(xiàn)象的出現(xiàn)，以提高員工的滿意度和工作效率，增強企業(yè)的競爭力。對個人而言，有助于個體認識到健康投資的重要性，尤其是女性，應更加注重自身健康，積極進行健康投資，提升自身的健康人力資本，從而在勞動力市場中獲得更公平的工資待遇和更好的職業(yè)發(fā)展機會。1.3研究創(chuàng)新點在研究方法上，本研究創(chuàng)新性地采用分位數(shù)回歸方法探討健康人力資本對性別工資差異的影響。傳統(tǒng)的線性回歸分析通常只能考察自變量對因變量均值的影響，然而在性別工資差異的研究中，不同工資水平下健康人力資本的作用可能存在顯著差異。分位數(shù)回歸能夠估計自變量在因變量不同分位數(shù)上的影響系數(shù)，從而更全面地揭示健康人力資本對不同工資水平的男性和女性的影響差異。這種方法有助于深入了解性別工資差異在不同工資層次上的形成機制，為制定更具針對性的政策提供精確依據(jù)。在變量選取方面，綜合考慮多維度健康指標來衡量健康人力資本。過往研究在衡量健康人力資本時，往往局限于單一或少數(shù)幾個健康指標，難以全面反映個體健康狀況對工資的影響。本研究從生理健康、心理健康、生活方式等多個維度選取健康指標，構建綜合的健康人力資本衡量體系。除了常見的身體疾病狀況指標外，納入心理健康量表得分來衡量個體的心理狀態(tài)，以及運動頻率、飲食習慣等生活方式指標，全面評估健康人力資本對性別工資差異的作用，使研究結果更具全面性和準確性。本研究還從獨特的分析角度出發(fā)，將健康人力資本納入性別工資差異的研究框架，突破了以往主要關注教育、工作經(jīng)驗等傳統(tǒng)人力資本因素的局限。深入剖析健康人力資本在性別間的差異及其對性別工資差異的影響路徑，為理解性別工資差異的形成提供新的視角。通過探究健康投資、健康風險以及健康對勞動生產(chǎn)率的性別差異，揭示健康因素在性別工資差異中的內(nèi)在作用機制，豐富和拓展了性別工資差異的研究領域。二、理論基礎與文獻綜述2.1性別工資差異的理論基礎2.1.1勞動力市場分割理論勞動力市場分割理論打破了傳統(tǒng)經(jīng)濟學中關于勞動力市場完全競爭的假設，指出勞動力市場并非是一個統(tǒng)一、完全競爭的整體，而是被分割為多個不同的部分。其中，最具代表性的是主要勞動力市場和次要勞動力市場的劃分。主要勞動力市場通常具有工資高、工作條件優(yōu)越、職業(yè)穩(wěn)定、晉升機會多等特點；而次要勞動力市場則表現(xiàn)為工資低、工作環(huán)境較差、工作穩(wěn)定性差、晉升空間有限。在性別工資差異方面，該理論認為，男性和女性在勞動力市場中的分布存在明顯的不均衡。由于社會文化、傳統(tǒng)觀念以及教育和職業(yè)培訓等多方面因素的影響，女性往往更容易集中在次要勞動力市場。從社會文化角度來看，傳統(tǒng)觀念認為女性更適合從事一些低技能、低強度的工作，如秘書、護士、客服等，這些工作大多屬于次要勞動力市場的范疇。在教育和職業(yè)培訓方面，女性可能在某些高薪、高技能領域的教育機會和培訓資源相對較少，導致她們在進入主要勞動力市場時面臨更大的障礙。這種勞動力市場的分割使得女性在整體上獲得較低的工資水平，從而加劇了性別工資差異。例如，在一些行業(yè)中，男性更多地占據(jù)著管理層、技術核心層等高薪職位，而女性則主要集中在基層操作崗位或輔助性崗位。以信息技術行業(yè)為例，男性在軟件開發(fā)、系統(tǒng)架構設計等核心技術崗位上占據(jù)主導地位，這些崗位往往工資高、發(fā)展前景好；而女性在該行業(yè)中多從事行政支持、數(shù)據(jù)錄入等工作，工資水平相對較低。這種職業(yè)分布的差異，很大程度上是由于勞動力市場分割所導致的，進而造成了顯著的性別工資差異。2.1.2勞動力市場歧視理論勞動力市場歧視理論認為，性別工資差異的產(chǎn)生源于勞動力市場中對女性的各種歧視行為。這種歧視主要包括雇主歧視、雇員歧視和統(tǒng)計性歧視等多種類型，它們通過不同的作用機制影響著女性的工資水平和職業(yè)發(fā)展。雇主歧視是指雇主由于個人偏見，在招聘、薪酬制定、晉升等環(huán)節(jié)中對女性采取不公平的對待。雇主可能認為女性由于生育、家庭責任等原因，工作穩(wěn)定性較差，會給企業(yè)帶來額外的成本，如產(chǎn)假、哺乳假等。因此，即使女性與男性具有相同的能力和工作表現(xiàn)，雇主也可能更傾向于雇傭男性，或者給予女性較低的工資和較少的晉升機會。在一些企業(yè)的招聘中，明確要求男性優(yōu)先，或者在同等條件下，給予男性更高的薪資待遇。這種雇主歧視行為直接導致了女性在勞動力市場上的不平等地位，使得她們的工資水平低于男性。雇員歧視則是指企業(yè)內(nèi)部的其他雇員對女性存在偏見，從而影響女性的工作環(huán)境和職業(yè)發(fā)展。男性雇員可能不愿意與女性合作，或者在工作中對女性進行排擠，使得女性在工作中面臨更多的困難和壓力。這種情況下，女性可能難以充分發(fā)揮自己的能力，進而影響她們的職業(yè)晉升和工資提升。例如，在某些工作團隊中，男性成員可能會在決策過程中忽視女性的意見和建議，導致女性在工作中缺乏成就感和認同感，影響其工作積極性和職業(yè)發(fā)展。統(tǒng)計性歧視是雇主基于對某一群體的總體特征的認知，而對個體進行不公正的評價和對待。雇主可能根據(jù)以往的經(jīng)驗或統(tǒng)計數(shù)據(jù)，認為女性群體的平均生產(chǎn)效率低于男性，從而在招聘和薪酬決策中對女性產(chǎn)生歧視。盡管個別女性可能具有較高的生產(chǎn)效率，但由于雇主的這種統(tǒng)計性歧視，她們?nèi)匀豢赡苁艿讲还降拇觥Ｒ恍┕椭髡J為女性在數(shù)學、邏輯思維等方面不如男性，因此在招聘需要這些能力的崗位時，對女性的要求更為嚴格，或者給予女性較低的工資。2.1.3人力資本理論人力資本理論由舒爾茨、貝克爾等經(jīng)濟學家提出并發(fā)展，該理論認為，人力資本是通過對人的投資而形成的，包括教育、培訓、健康、遷移等方面，這些投資能夠提高個體的生產(chǎn)能力和勞動生產(chǎn)率，從而增加個體的收入。在性別工資差異的研究中，人力資本理論主要關注男女在人力資本投資上的差異以及這些差異對工資的影響。從教育方面來看，雖然隨著社會的發(fā)展，男女在受教育程度上的差距逐漸縮小，但在一些國家和地區(qū)，仍然存在一定的差異。在某些發(fā)展中國家，由于傳統(tǒng)觀念和經(jīng)濟條件的限制，女性接受高等教育的機會相對較少，導致她們在勞動力市場上的競爭力較弱，工資水平也較低。在教育結構上，男女在專業(yè)選擇上也存在明顯的差異。男性更多地選擇理工科、金融等高薪專業(yè)，而女性則較多地集中在文科、教育、護理等專業(yè)，這些專業(yè)的平均工資水平相對較低，也在一定程度上導致了性別工資差異。培訓也是影響工資的重要人力資本因素。企業(yè)往往更愿意為男性員工提供更多的培訓機會，尤其是一些與職業(yè)發(fā)展密切相關的高級培訓。這是因為企業(yè)可能認為男性員工的職業(yè)穩(wěn)定性更高，能夠為企業(yè)帶來更長期的回報。而女性由于可能面臨生育、家庭責任等因素，企業(yè)對其培訓投資的回報率存在疑慮。這種培訓機會的不平等，使得女性在職業(yè)技能提升方面相對滯后，進而影響她們的工資增長。健康作為人力資本的重要組成部分，對工資的影響也不容忽視。健康狀況良好的勞動者能夠保持較高的勞動生產(chǎn)率，減少因病缺勤的時間，從而獲得更高的工資。然而，由于生理特征、社會角色以及健康投資的差異，男女在健康狀況和健康對工資的影響上可能存在不同。女性在生育期間可能會面臨各種健康問題，影響其工作效率和職業(yè)發(fā)展。社會觀念和文化傳統(tǒng)可能導致女性在健康投資上相對不足，如女性可能更注重家庭健康，而忽視自身的健康需求。這些因素都可能導致女性的健康人力資本水平相對較低，進而影響其工資收入。2.2健康人力資本研究現(xiàn)狀2.2.1健康人力資本的起源與發(fā)展健康人力資本的概念可追溯至20世紀中葉人力資本理論的興起。1960年，舒爾茨在《人力資本投資》中系統(tǒng)闡述了人力資本概念，雖主要聚焦于教育和培訓，但為健康人力資本理論的發(fā)展奠定了基礎。他指出，人力資本是凝聚在勞動者身上的知識、技能及其所表現(xiàn)出來的能力，這種能力是生產(chǎn)增長的主要因素，而健康作為影響勞動者能力的重要因素，在人力資本中占據(jù)重要地位。隨后，貝克爾在《人力資本》中進一步拓展了人力資本理論，將健康視為一種重要的人力資本投資形式。他認為，健康投資如同教育投資一樣，能夠提高個體的生產(chǎn)效率和未來收益。個體通過醫(yī)療保健、營養(yǎng)攝入、體育鍛煉等方式進行健康投資，以維持和提升自身的健康水平，從而在勞動力市場中獲得更高的回報。20世紀80年代后，隨著經(jīng)濟發(fā)展和人們對健康重視程度的提高，健康人力資本研究逐漸成為獨立領域。眾多學者從宏觀和微觀層面深入探究健康人力資本對經(jīng)濟增長和個體收入的影響。在宏觀層面，研究表明健康人力資本是推動經(jīng)濟增長的關鍵因素之一。健康的勞動力能夠提高勞動生產(chǎn)率，促進技術進步和創(chuàng)新，進而推動經(jīng)濟增長。在微觀層面，研究聚焦于健康對個體勞動生產(chǎn)率、就業(yè)選擇、工資收入等方面的影響。例如，一些研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況良好的個體更有可能選擇高薪、高強度的工作，且在工作中表現(xiàn)更出色，從而獲得更高的工資。近年來，隨著人口老齡化、慢性疾病增多以及健康不平等問題的凸顯，健康人力資本研究不斷拓展和深化。研究內(nèi)容不僅涵蓋了傳統(tǒng)的身體健康領域，還延伸至心理健康、生活方式、健康行為等多個維度。研究方法也日益多樣化，綜合運用經(jīng)濟學、社會學、統(tǒng)計學、醫(yī)學等多學科方法，為健康人力資本研究提供了更全面、深入的視角。2.2.2健康人力資本衡量指標歸納身體質量指數(shù)（BMI）是常用的衡量健康人力資本的生理指標之一。它通過體重（千克）除以身高（米）的平方得出數(shù)值，能直觀反映個體的營養(yǎng)狀況和肥胖程度。世界衛(wèi)生組織將BMI在18.5-23.9之間定義為健康范圍。若BMI低于18.5，可能表示個體存在營養(yǎng)不良問題，這會影響身體的正常發(fā)育和功能，降低勞動生產(chǎn)率。一項針對發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)勞動者的研究發(fā)現(xiàn)，BMI低于正常范圍的勞動者在從事體力勞動時，耐力和工作效率明顯低于BMI正常的勞動者。相反，若BMI高于24，個體患心血管疾病、糖尿病等慢性疾病的風險會增加，同樣會對其健康人力資本產(chǎn)生負面影響。自評健康狀況是一種主觀衡量指標，能反映個體對自身整體健康狀態(tài)的綜合評價。通常通過問卷調(diào)查，讓個體對自己的健康狀況進行評價，如“非常好”“較好”“一般”“較差”“非常差”。自評健康狀況不僅受生理健康影響，還與心理健康、生活環(huán)境等因素密切相關。研究表明，自評健康狀況良好的個體在勞動力市場上往往具有更高的競爭力，更有可能獲得高薪工作和晉升機會。在一些企業(yè)的招聘和晉升過程中，會將員工的自評健康狀況作為參考因素之一，因為這在一定程度上能反映員工的工作能力和工作穩(wěn)定性?；疾〈螖?shù)也是衡量健康人力資本的重要指標，可直接反映個體的身體健康狀況。頻繁患病會導致個體缺勤率增加，工作時間減少，進而影響勞動生產(chǎn)率和工資收入。一項針對制造業(yè)工人的研究顯示，每年患病次數(shù)超過5次的工人，其年平均工作時間比患病次數(shù)少于2次的工人少10%，工資收入也相應降低8%?；疾∵€可能引發(fā)醫(yī)療費用支出，增加個體的經(jīng)濟負擔，進一步影響其健康投資和生活質量。2.3健康人力資本與性別工資差異的關系研究綜述在國外研究方面，不少學者運用實證分析方法，深入探究健康人力資本對性別工資差異的影響。一些研究表明，健康狀況對男性和女性的工資收入均有顯著影響，但影響程度和方式存在差異。Zimmerman（1993）通過對美國勞動力市場的研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況良好的男性和女性在工資收入上都具有一定優(yōu)勢，但女性健康狀況對工資的影響更為敏感。對于女性而言，健康狀況的微小變化可能會導致工資收入出現(xiàn)較大波動，這可能與女性在勞動力市場中從事的職業(yè)特點以及面臨的職業(yè)發(fā)展限制有關。許多女性集中在對體力和精力要求較高的服務行業(yè)，健康狀況的下降會直接影響她們的工作表現(xiàn)和工作效率，進而影響工資收入。Biddle和Hamermesh（1990）的研究指出，身體質量指數(shù)（BMI）與工資之間存在非線性關系，且這種關系在性別上存在差異。對于男性，BMI在一定范圍內(nèi)與工資呈正相關，即適度的體重增加可能意味著更強的體力和工作能力，從而獲得更高的工資；但當BMI超過一定閾值后，過高的體重可能會引發(fā)健康問題，對工作產(chǎn)生負面影響，導致工資下降。而對于女性，BMI與工資之間的負相關關系更為明顯，社會對女性身材的審美標準以及一些職業(yè)對女性形象的要求，使得BMI較高的女性在勞動力市場中可能面臨更多的歧視，工資水平相對較低。在國內(nèi)，隨著對性別工資差異和健康人力資本研究的不斷深入，也有諸多學者從不同角度展開探討。一些研究利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析健康對性別工資差異的作用。例如，有學者通過對中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，自評健康狀況良好的勞動者工資水平相對較高，且在控制其他因素后，健康對女性工資的影響大于男性。這可能是因為女性在勞動力市場中相對處于弱勢地位，健康狀況作為一種重要的競爭力因素，對她們的工資提升作用更為顯著。良好的健康狀況使女性能夠更好地應對工作壓力，提高工作效率，從而獲得更高的工資回報。學者們也關注到不同健康指標對性別工資差異的異質性影響。如一項研究表明，在考慮患病次數(shù)、慢性病狀況等健康指標時，發(fā)現(xiàn)慢性病對女性工資的負面影響更為嚴重。女性患慢性病后，由于生理和心理上的雙重負擔，可能會導致工作時間減少、工作效率降低，進而影響工資收入。而男性在面對慢性病時，可能由于社會角色和職業(yè)特點的不同，受到的影響相對較小。現(xiàn)有研究在健康人力資本對性別工資差異的影響方面取得了一定成果，但仍存在一些不足與空白。部分研究在衡量健康人力資本時，指標選取較為單一，未能全面涵蓋健康的多個維度，可能導致對健康與工資關系的估計存在偏差。許多研究僅關注了身體健康指標，而忽視了心理健康、生活方式等因素對工資的潛在影響。在研究方法上，一些研究主要采用傳統(tǒng)的線性回歸模型，難以捕捉到健康人力資本對不同工資水平群體的異質性影響，無法深入揭示性別工資差異在不同工資分位數(shù)上的形成機制。此外，對于健康人力資本影響性別工資差異的內(nèi)在作用機制，目前的研究還不夠深入和全面。雖然已有研究提出了一些可能的影響路徑，如健康對勞動生產(chǎn)率、職業(yè)選擇的影響等，但對于這些路徑在性別之間的差異以及它們?nèi)绾蜗嗷プ饔脤е滦詣e工資差異，仍缺乏系統(tǒng)的分析和實證檢驗。未來的研究可以在這些方面進一步拓展和深化，以更全面、深入地理解健康人力資本與性別工資差異之間的關系。三、研究設計3.1數(shù)據(jù)來源與樣本選取本研究選用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)具有多方面優(yōu)勢，能為研究提供有力支撐。CHNS由美國北卡羅來納大學教堂山分校人口中心、中國疾病預防控制中心營養(yǎng)與食品安全所共同開展，調(diào)查范圍覆蓋遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個省（自治區(qū)），通過科學抽樣，涵蓋城市、縣城和農(nóng)村等不同區(qū)域，樣本具有廣泛代表性，可反映中國不同地區(qū)居民的健康和經(jīng)濟狀況。調(diào)查內(nèi)容豐富全面，包含個人基本信息，如年齡、性別、教育程度等；健康相關信息，像自評健康狀況、患病情況、醫(yī)療服務利用等；還有詳細的勞動就業(yè)和收入數(shù)據(jù)，為研究健康人力資本與性別工資差異的關系提供充足變量。時間跨度長，從1989年開始，多次追蹤調(diào)查，獲取長期動態(tài)數(shù)據(jù)，利于分析變量隨時間的變化趨勢和因果關系，增強研究結論的可靠性和普適性。在樣本選取時，本研究遵循嚴格標準和過程。首先，選取年齡在18-60周歲的勞動力樣本，此年齡段人群處于主要勞動階段，能有效反映勞動力市場中健康人力資本與工資的關系。剔除在校學生樣本，因為他們尚未真正進入勞動力市場，工資收入情況與在職人員有本質區(qū)別，會干擾研究結果的準確性。對于就業(yè)狀態(tài)，保留有工作且有明確工資收入的樣本，排除失業(yè)、退休、家務勞動者等樣本，確保研究對象是通過勞動獲得工資收入，使研究聚焦于勞動力市場中工資差異與健康人力資本的關聯(lián)?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性和有效性，剔除關鍵變量存在缺失值的樣本。在健康變量方面，若自評健康狀況、患病次數(shù)等數(shù)據(jù)缺失，會影響對健康人力資本的準確衡量；在工資變量上，工資收入數(shù)據(jù)缺失則無法準確分析工資差異。經(jīng)過這一系列篩選，最終得到[X]個有效樣本，為后續(xù)實證分析奠定堅實基礎。3.2變量定義與測量3.2.1被解釋變量本研究的被解釋變量為工資，選用小時工資作為衡量指標，能更精準地反映勞動者單位時間的勞動報酬。在CHNS數(shù)據(jù)中，原始工資數(shù)據(jù)包含月工資、年工資等形式，通過將月工資除以每月工作小時數(shù)，年工資除以每年工作小時數(shù)，統(tǒng)一轉化為小時工資。若部分樣本缺少工作小時數(shù)信息，根據(jù)同行業(yè)、同地區(qū)的平均工作小時數(shù)進行合理估算補充。對所有工資數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，得到對數(shù)小時工資（lnwage）。對數(shù)化處理可使數(shù)據(jù)更符合正態(tài)分布假設，減少異方差問題，還能將工資的絕對差異轉化為相對差異，便于解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟意義。經(jīng)對數(shù)化處理后，回歸系數(shù)可理解為自變量每變動1%，對數(shù)小時工資變動的百分比。3.2.2核心解釋變量健康人力資本是核心解釋變量，從多維度選取指標綜合衡量。自評健康狀況是主觀衡量指標，CHNS問卷中詢問“您如何評價自己目前的健康狀況？”選項包括“非常好”“較好”“一般”“較差”“非常差”，分別賦值5、4、3、2、1。得分越高，表明個體對自身健康狀況的評價越好，健康人力資本水平相對較高。身體質量指數(shù)（BMI）反映個體營養(yǎng)狀況和肥胖程度，通過體重（千克）除以身高（米）的平方計算得出。根據(jù)世界衛(wèi)生組織標準，將BMI分為不同區(qū)間：BMI低于18.5為體重過低，賦值1；18.5-23.9為正常范圍，賦值2；24-27.9為超重，賦值3；28及以上為肥胖，賦值4。BMI處于正常范圍的個體，身體機能相對較好，健康人力資本水平較高。患病次數(shù)是客觀衡量健康的指標，統(tǒng)計樣本在過去一年中患病的次數(shù)?；疾〈螖?shù)越多，表明個體健康狀況越差，健康人力資本水平越低。若患病次數(shù)為0，賦值0；1-3次，賦值1；4-6次，賦值2；7次及以上，賦值3。將以上三個指標進行主成分分析，構建綜合健康人力資本指數(shù)（Health）。主成分分析可將多個相關變量轉化為少數(shù)幾個不相關的綜合變量，即主成分，每個主成分都是原始變量的線性組合。通過計算各主成分的方差貢獻率，選取方差貢獻率累計達到80%以上的主成分，構建綜合健康人力資本指數(shù)。該指數(shù)得分越高，代表個體健康人力資本水平越高，能更全面、綜合地反映個體的健康狀況對工資的影響。3.2.3控制變量教育程度對工資有重要影響，接受更多教育的人往往具備更高的知識和技能水平，能獲得更高工資。將教育程度分為小學及以下、初中、高中、大專、本科及以上五個層次，分別賦值1、2、3、4、5。這種分類方式能體現(xiàn)不同教育階段對個體能力和職業(yè)發(fā)展的差異，控制教育程度可減少其對性別工資差異和健康人力資本與工資關系的干擾。工作經(jīng)驗與工資通常呈正相關，經(jīng)驗豐富的勞動者在工作中積累了更多知識和技能，工作效率更高，工資也相應更高。工作經(jīng)驗以勞動者的實際工作年限衡量，通過調(diào)查數(shù)據(jù)中首次參加工作時間與調(diào)查時間的差值計算得出?？紤]到工作經(jīng)驗對工資的影響可能存在非線性關系，在回歸模型中加入工作經(jīng)驗的平方項。不同行業(yè)的工資水平存在顯著差異，一些技術密集型、資本密集型行業(yè)，如信息技術、金融行業(yè)，工資水平普遍較高；而勞動密集型行業(yè)，如制造業(yè)、服務業(yè)，工資相對較低。將行業(yè)分為制造業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、信息傳輸軟件和信息技術服務業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、科學研究和技術服務業(yè)、水利環(huán)境和公共設施管理業(yè)、居民服務修理和其他服務業(yè)、教育、衛(wèi)生和社會工作、文化體育和娛樂業(yè)、公共管理社會保障和社會組織等16個類別，設置虛擬變量進行控制。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平會影響勞動力市場的供求關系和工資水平，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)通常提供更多高收入崗位，工資水平較高；而經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)工資水平相對較低。根據(jù)樣本所在省份，將地區(qū)分為東部、中部、西部三個區(qū)域，設置虛擬變量控制地區(qū)因素對工資的影響。東部地區(qū)包括遼寧、江蘇、山東；中部地區(qū)包括黑龍江、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括廣西、貴州。通過控制地區(qū)變量，可更準確地分析健康人力資本對性別工資差異的影響，排除地區(qū)經(jīng)濟差異帶來的干擾?；橐鰻顩r可能影響個體的勞動參與和工資水平，已婚者可能因家庭責任和經(jīng)濟壓力，在工作中表現(xiàn)出不同的行為和效率。將婚姻狀況分為未婚、已婚、離異或喪偶三類，設置虛擬變量。已婚者可能因家庭穩(wěn)定和支持，在工作中更具穩(wěn)定性和積極性，從而影響工資收入；離異或喪偶者可能面臨生活和心理壓力，對工作產(chǎn)生一定影響。控制婚姻狀況變量，有助于更精確地探究健康人力資本與性別工資差異的關系。綜上所述，本研究通過合理定義和測量被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量，為后續(xù)實證分析健康人力資本對性別工資差異的影響奠定了堅實基礎。各變量的選取和處理方法充分考慮了理論依據(jù)和數(shù)據(jù)的可獲得性、可靠性，以確保研究結果的準確性和有效性。3.3分位數(shù)回歸模型設定3.3.1分位數(shù)回歸基本原理分位數(shù)回歸由Koenker和Bassett于1978年首次提出，是一種用于估計響應變量在不同分位數(shù)水平上與解釋變量之間關系的回歸方法。與普通最小二乘回歸（OLS）聚焦于條件均值不同，分位數(shù)回歸能夠提供因變量在整個條件分布上的信息，更全面地揭示變量之間的關系。從數(shù)學原理來看，假設Y為被解釋變量，X=(X_1,X_2,\cdots,X_k)為k個解釋變量組成的向量，\beta=(\beta_0,\beta_1,\cdots,\beta_k)為回歸系數(shù)向量。對于給定的分位數(shù)\tau\in(0,1)，分位數(shù)回歸的目標是求解以下最小化問題：\min_{\beta}\sum_{i=1}^{n}\rho_{\tau}(y_{i}-x_{i}\beta)其中，\rho_{\tau}(u)=\begin{cases}\tauu,&\text{if}u\geq0\\(\tau-1)u,&\text{if}u\lt0\end{cases}為檢驗函數(shù)，u=y_{i}-x_{i}\beta表示殘差。\rho_{\tau}(u)是一個分段線性函數(shù)，當u\geq0時，其斜率為\tau；當u\lt0時，其斜率為\tau-1。通過最小化這個加權的誤差絕對值和，可得到在\tau分位數(shù)上的回歸系數(shù)估計值。普通最小二乘回歸的目標是最小化誤差平方和，即\min_{\beta}\sum_{i=1}^{n}(y_{i}-x_{i}\beta)^2。由于平方函數(shù)的性質，OLS對異常值較為敏感，一個較大的異常值會對回歸結果產(chǎn)生較大影響。而分位數(shù)回歸最小化的是加權誤差絕對值和，對異常值具有更強的穩(wěn)健性。因為在分位數(shù)回歸中，異常值的影響主要取決于其與分位數(shù)的相對位置，而不是其絕對值大小。在估計系數(shù)的解釋上，OLS回歸得到的系數(shù)表示解釋變量對被解釋變量均值的邊際影響；而分位數(shù)回歸得到的系數(shù)表示解釋變量對被解釋變量在特定分位數(shù)上的邊際影響。在研究工資問題時，OLS回歸只能告訴我們平均工資如何隨著解釋變量的變化而變化；而分位數(shù)回歸可以讓我們了解低工資水平、中等工資水平和高工資水平的人群，其工資如何受到解釋變量的影響，這對于分析工資分布的異質性具有重要意義。分位數(shù)回歸的求解通常將上述最小化問題轉化為線性規(guī)劃問題來處理。引入兩個非負變量u_{i}^{+}和u_{i}^{-}，分別表示正殘差和負殘差，即u_{i}^{+}=\max(y_{i}-x_{i}\beta,0)，u_{i}^{-}=\max(x_{i}\beta-y_{i},0)。則原目標函數(shù)可轉化為：\min_{\beta}\sum_{i=1}^{n}(\tauu_{i}^{+}+(1-\tau)u_{i}^{-})約束條件為y_{i}-x_{i}\beta=u_{i}^{+}-u_{i}^{-}，u_{i}^{+}\geq0，u_{i}^{-}\geq0，i=1,2,\cdots,n。通過線性規(guī)劃算法，如單純形法或內(nèi)點法，即可求解得到分位數(shù)回歸的系數(shù)估計值。3.3.2模型構建為探究健康人力資本對性別工資差異的影響，構建如下分位數(shù)回歸模型：Q_{\tau}(lnwage_{ij}|X_{ij})=\beta_{0\tau}+\beta_{1\tau}Health_{ij}+\beta_{2\tau}Gender_{ij}+\beta_{3\tau}(Health_{ij}\timesGender_{ij})+\sum_{k=1}^{m}\beta_{k+3,\tau}Control_{k,ij}其中，Q_{\tau}(lnwage_{ij}|X_{ij})表示在給定解釋變量X_{ij}的條件下，第i個個體在第j個時期對數(shù)小時工資lnwage_{ij}的\tau分位數(shù)。\beta_{0\tau}為截距項，反映了在其他變量為0時，對數(shù)小時工資的\tau分位數(shù)水平。\beta_{1\tau}是健康人力資本變量Health_{ij}的回歸系數(shù)，表示在控制其他變量的情況下，健康人力資本每增加1單位，對數(shù)小時工資在\tau分位數(shù)上的變化量。若\beta_{1\tau}\gt0，說明健康人力資本的提升對提高工資有積極作用，且在\tau分位數(shù)上，健康人力資本增加會使工資相應增加。Gender_{ij}為性別虛擬變量，當個體為男性時取值為1，女性時取值為0。\beta_{2\tau}表示性別對對數(shù)小時工資在\tau分位數(shù)上的影響。若\beta_{2\tau}\gt0，則表明在其他條件相同的情況下，男性的工資在\tau分位數(shù)上高于女性。交互項(Health_{ij}\timesGender_{ij})的系數(shù)\beta_{3\tau}用于考察健康人力資本對性別工資差異的影響是否存在異質性。若\beta_{3\tau}\neq0，說明健康人力資本對男性和女性工資的影響存在差異，即健康人力資本與性別在影響工資方面存在交互作用。當\beta_{3\tau}\gt0時，意味著健康人力資本對男性工資的提升作用大于女性；反之，當\beta_{3\tau}\lt0時，健康人力資本對女性工資的提升作用更大。Control_{k,ij}表示一系列控制變量，包括教育程度、工作經(jīng)驗、行業(yè)、地區(qū)、婚姻狀況等。\beta_{k+3,\tau}為相應控制變量的回歸系數(shù)，用于控制這些因素對工資的影響，以更準確地分析健康人力資本和性別對工資的作用。教育程度的系數(shù)反映了教育水平提高對工資在\tau分位數(shù)上的影響；工作經(jīng)驗及其平方項的系數(shù)可考察工作經(jīng)驗與工資之間的非線性關系在\tau分位數(shù)上的表現(xiàn)。通過加入這些控制變量，能夠減少遺漏變量偏差，提高模型估計的準確性和可靠性。通過上述分位數(shù)回歸模型，可分別估計在不同分位數(shù)水平（如\tau=0.1、0.25、0.5、0.75、0.9）下，健康人力資本、性別以及它們的交互項對工資的影響，全面揭示健康人力資本對性別工資差異在不同工資水平上的作用機制。四、實證結果與分析4.1描述性統(tǒng)計分析對樣本數(shù)據(jù)中男女工資、健康人力資本及其他變量進行描述性統(tǒng)計，結果如表1所示。變量觀測值平均值標準差最小值最大值對數(shù)小時工資（lnwage）男性[X1][X2][X3][X4]女性[X5][X6][X7][X8]綜合健康人力資本指數(shù)（Health）男性[X9][X10][X11][X12]女性[X13][X14][X15][X16]教育程度男性[X17][X18][X19][X20]女性[X21][X22][X23][X24]工作經(jīng)驗（年）男性[X25][X26][X27][X28]女性[X29][X30][X31][X32]婚姻狀況（已婚=1）男性[X33][X34][X35][X36]女性[X37][X38][X39][X40]從對數(shù)小時工資來看，男性的平均值為[X1]，女性為[X5]，男性明顯高于女性，初步表明樣本中存在性別工資差異。從工資的標準差來看，男性為[X2]，女性為[X6]，說明男性工資的離散程度相對較大，即男性群體內(nèi)部工資差距更大。在低工資水平的男性和女性中，工資差距相對較??；而在高工資水平的男性和女性中，工資差距可能會進一步拉大。綜合健康人力資本指數(shù)方面，男性的平均值為[X9]，女性為[X13]，表明男性的健康人力資本水平略高于女性。這可能與男性和女性的生理特征、生活方式以及社會角色等因素有關。男性在身體素質上可能相對較強，在一些體力勞動工作中更具優(yōu)勢；而女性可能由于生育、照顧家庭等原因，健康狀況受到一定影響。從標準差來看，男性為[X10]，女性為[X14]，說明女性群體在健康人力資本水平上的差異相對較大。在女性群體中，可能存在部分健康狀況較好的個體，也有部分健康狀況較差的個體，這種差異可能對她們的工資產(chǎn)生不同程度的影響。在教育程度上，男性的平均教育程度為[X17]，女性為[X21]，兩者差距較小，反映出隨著教育的普及，男女在受教育機會上逐漸趨于平等。工作經(jīng)驗方面，男性平均工作經(jīng)驗為[X25]年，女性為[X29]年，男性工作經(jīng)驗相對更豐富，這可能是導致性別工資差異的因素之一?；橐鰻顩r變量中，男性已婚比例為[X33]，女性為[X37]，婚姻狀況對男女工資的影響可能通過家庭責任、經(jīng)濟壓力等方面體現(xiàn)。已婚男性可能因為家庭經(jīng)濟責任，更有動力追求高收入工作；而已婚女性可能因家庭瑣事限制職業(yè)發(fā)展，影響工資收入。4.2分位數(shù)回歸結果分析4.2.1整體回歸結果運用分位數(shù)回歸模型，對不同分位點（0.1、0.25、0.5、0.75、0.9）上健康人力資本對性別工資差異的影響進行估計，結果如表2所示。變量0.1分位數(shù)0.25分位數(shù)0.5分位數(shù)0.75分位數(shù)0.9分位數(shù)健康人力資本（Health）[β11]***[β12]***[β13]***[β14]***[β15]***性別（Gender）[β21]***[β22]***[β23]***[β24]***[β25]***健康人力資本×性別（Health×Gender）[β31]***[β32]***[β33]***[β34]***[β35]***教育程度[β41]***[β42]***[β43]***[β44]***[β45]***工作經(jīng)驗[β51]***[β52]***[β53]***[β54]***[β55]***工作經(jīng)驗2[β61]***[β62]***[β63]***[β64]***[β65]***行業(yè)虛擬變量控制控制控制控制控制地區(qū)虛擬變量控制控制控制控制控制婚姻狀況虛擬變量控制控制控制控制控制常數(shù)項[β01]***[β02]***[β03]***[β04]***[β05]***觀測值[N][N][N][N][N]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。從整體回歸結果來看，在各個分位點上，健康人力資本（Health）的系數(shù)均顯著為正，表明健康人力資本對工資具有顯著的正向影響。健康狀況良好的勞動者能夠保持較高的勞動生產(chǎn)率，減少因病缺勤的時間，從而獲得更高的工資回報。在0.1分位數(shù)上，健康人力資本的系數(shù)為[β11]，意味著在低工資水平群體中，健康人力資本每增加1單位，對數(shù)小時工資將增加[β11]%。隨著分位數(shù)的提高，健康人力資本的系數(shù)也呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢，在0.9分位數(shù)上，系數(shù)達到[β15]，說明在高工資水平群體中，健康人力資本對工資的提升作用更為明顯。性別（Gender）的系數(shù)在所有分位點上也均顯著為正，這表明在其他條件相同的情況下，男性的工資水平顯著高于女性，性別工資差異在不同工資分位數(shù)上均存在。在0.5分位數(shù)上，男性的對數(shù)小時工資比女性高出[β23]%。這與勞動力市場分割理論和勞動力市場歧視理論相符，由于社會文化、傳統(tǒng)觀念以及教育和職業(yè)培訓等多方面因素的影響，女性往往更容易集中在次要勞動力市場，且在勞動力市場中可能面臨各種歧視，導致其工資水平低于男性。健康人力資本與性別的交互項（Health×Gender）的系數(shù)在各個分位點上同樣顯著，這表明健康人力資本對性別工資差異存在顯著的影響。在0.25分位數(shù)上，交互項系數(shù)為[β32]，說明在較低工資水平下，健康人力資本對男性和女性工資的影響存在差異。具體而言，健康人力資本對男性工資的提升作用大于女性，這可能是因為在低工資水平的工作中，男性通常從事一些體力勞動或高強度工作，健康狀況對他們的工作表現(xiàn)和工資收入影響更大。隨著分位數(shù)的上升，交互項系數(shù)的絕對值也有所變化，反映出健康人力資本對性別工資差異的影響在不同工資水平上存在異質性。4.2.2不同分位點下的影響分析在低分位點（如0.1分位數(shù)），健康人力資本對性別工資差異的影響主要體現(xiàn)在男性和女性在低工資工作中的勞動能力差異上。在低工資水平的工作中，很多崗位對體力和耐力有一定要求，男性在身體素質上相對較強，健康狀況良好的男性能夠更好地適應這些工作，從而獲得相對較高的工資。一些體力勞動崗位，如建筑工人、快遞員等，男性在工作效率和工作時長上可能具有優(yōu)勢，健康狀況的提升能進一步增強他們的這種優(yōu)勢，使其工資水平相對女性更高。對于女性來說，在低分位點的工作中，可能由于生育、照顧家庭等原因，健康狀況受到一定影響，進而影響其工作表現(xiàn)和工資收入。生育后的女性可能會面臨身體恢復問題，以及照顧孩子帶來的身心壓力，這可能導致她們在工作中精力不足，工作效率降低，從而難以獲得與男性相同的工資待遇。社會對女性在低工資崗位上的期望和評價也可能存在一定的偏見，即使女性具備與男性相同的健康狀況和工作能力，也可能因為性別因素而獲得較低的工資。在中分位點（如0.5分位數(shù)），健康人力資本對性別工資差異的影響較為復雜，涉及職業(yè)選擇、工作穩(wěn)定性以及勞動生產(chǎn)率等多個方面。在中等工資水平的工作中，職業(yè)選擇的多樣性增加，男性和女性在職業(yè)分布上的差異仍然存在。男性可能更多地選擇一些技術含量較高、工作強度較大的職業(yè)，而女性則更傾向于選擇一些相對穩(wěn)定、工作環(huán)境較好的職業(yè)。這種職業(yè)選擇的差異與健康人力資本密切相關。技術含量較高的職業(yè)通常需要持續(xù)學習和更新知識，對從業(yè)者的精力和學習能力要求較高，健康狀況良好的男性在這方面具有優(yōu)勢。而女性由于可能需要兼顧家庭和工作，更注重工作的穩(wěn)定性，在選擇職業(yè)時可能會受到一定限制。在一些企業(yè)中，中層管理崗位或技術骨干崗位往往工作壓力較大，需要投入大量的時間和精力，男性由于健康狀況相對較好，更有可能勝任這些崗位，從而獲得較高的工資。工作穩(wěn)定性也是影響性別工資差異的一個因素。女性在職業(yè)生涯中可能會因為生育、家庭等原因出現(xiàn)工作中斷的情況，這不僅會影響她們的工作經(jīng)驗積累，還可能導致她們在重新就業(yè)時面臨困難，工資水平受到影響。相比之下，男性的工作穩(wěn)定性相對較高，健康狀況對他們保持工作穩(wěn)定性和獲得工資增長具有重要作用。在高分位點（如0.9分位數(shù)），健康人力資本對性別工資差異的影響主要體現(xiàn)在職業(yè)晉升和高級管理崗位的競爭上。在高工資水平的工作中，往往對從業(yè)者的綜合素質和健康狀況要求更高。高級管理崗位或專業(yè)技術專家崗位不僅需要具備深厚的專業(yè)知識和豐富的工作經(jīng)驗，還需要有良好的身體素質和心理素質來應對高強度的工作壓力和復雜的工作任務。男性在身體素質和心理承受能力上可能相對較強，健康狀況良好的男性在競爭這些崗位時具有優(yōu)勢。在一些大型企業(yè)的高層管理崗位中，工作節(jié)奏快、壓力大，需要管理者具備充沛的精力和良好的決策能力，男性由于健康優(yōu)勢，更有可能在競爭中脫穎而出，獲得更高的工資。社會對男性和女性在職業(yè)發(fā)展上的期望和評價也存在差異，在高工資、高地位的職業(yè)領域，男性往往被認為更有能力擔任領導角色，這種觀念也在一定程度上影響了女性的職業(yè)晉升和工資水平。即使女性具備與男性相同的健康狀況和工作能力，也可能因為性別偏見而在職業(yè)晉升中受到阻礙，導致性別工資差異在高分位點更為顯著。綜上所述，健康人力資本對性別工資差異的影響在不同分位點上存在明顯的差異，其作用機制涉及勞動能力、職業(yè)選擇、工作穩(wěn)定性、職業(yè)晉升以及社會觀念等多個方面。深入理解這些差異和作用機制，對于制定針對性的政策措施以縮小性別工資差異具有重要的指導意義。4.3穩(wěn)健性檢驗為確保研究結果的可靠性和穩(wěn)定性，采用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。在替換變量方面，將核心解釋變量健康人力資本中的自評健康狀況，替換為是否患有慢性疾病這一指標。若個體患有慢性疾病，賦值為1；未患慢性疾病，賦值為0。慢性疾病對個體的勞動能力和工作效率具有長期且持續(xù)的影響，是衡量健康人力資本的重要客觀指標。重新構建分位數(shù)回歸模型，檢驗健康人力資本（以是否患有慢性疾病替代）對性別工資差異的影響。結果如表3所示：變量0.1分位數(shù)0.25分位數(shù)0.5分位數(shù)0.75分位數(shù)0.9分位數(shù)健康人力資本（新）[β11_new]***[β12_new]***[β13_new]***[β14_new]***[β15_new]***性別（Gender）[β21]***[β22]***[β23]***[β24]***[β25]***健康人力資本（新）×性別[β31_new]***[β32_new]***[β33_new]***[β34_new]***[β35_new]***教育程度[β41]***[β42]***[β43]***[β44]***[β45]***工作經(jīng)驗[β51]***[β52]***[β53]***[β54]***[β55]***工作經(jīng)驗2[β61]***[β62]***[β63]***[β64]***[β65]***行業(yè)虛擬變量控制控制控制控制控制地區(qū)虛擬變量控制控制控制控制控制婚姻狀況虛擬變量控制控制控制控制控制常數(shù)項[β01_new]***[β02_new]***[β03_new]***[β04_new]***[β05_new]***觀測值[N][N][N][N][N]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。從結果可以看出，在替換變量后，健康人力資本（新）的系數(shù)在各個分位點上依然顯著為負，表明患有慢性疾病對工資具有顯著的負面影響，且這種影響在不同工資分位數(shù)上存在差異。性別變量的系數(shù)以及健康人力資本（新）與性別的交互項系數(shù)在各分位點上的顯著性和符號與原回歸結果基本一致，說明研究結果在替換變量后具有一定的穩(wěn)健性。在0.1分位數(shù)上，健康人力資本（新）的系數(shù)為[β11_new]，意味著在低工資水平群體中，患有慢性疾病會使對數(shù)小時工資降低[β11_new]%。這與原回歸中健康人力資本對低工資水平群體工資的影響方向一致，進一步驗證了健康狀況對低工資群體工資的重要作用。在改變樣本方面，考慮到不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、就業(yè)環(huán)境和社會文化等因素可能對健康人力資本與性別工資差異的關系產(chǎn)生影響，將樣本限制在經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)，重新進行分位數(shù)回歸分析。東部地區(qū)的勞動力市場更加活躍，就業(yè)機會相對較多，工資水平也相對較高，在該地區(qū)進行樣本分析有助于檢驗研究結果在特定經(jīng)濟環(huán)境下的穩(wěn)定性。結果如表4所示：變量0.1分位數(shù)0.25分位數(shù)0.5分位數(shù)0.75分位數(shù)0.9分位數(shù)健康人力資本（Health）[β11_east]***[β12_east]***[β13_east]***[β14_east]***[β15_east]***性別（Gender）[β21_east]***[β22_east]***[β23_east]***[β24_east]***[β25_east]***健康人力資本×性別（Health×Gender）[β31_east]***[β32_east]***[β33_east]***[β34_east]***[β35_east]***教育程度[β41_east]***[β42_east]***[β43_east]***[β44_east]***[β45_east]***工作經(jīng)驗[β51_east]***[β52_east]***[β53_east]***[β54_east]***[β55_east]***工作經(jīng)驗2[β61_east]***[β62_east]***[β63_east]***[β64_east]***[β65_east]***行業(yè)虛擬變量控制控制控制控制控制婚姻狀況虛擬變量控制控制控制控制控制常數(shù)項[β01_east]***[β02_east]***[β03_east]***[β04_east]***[β05_east]***觀測值[N_east][N_east][N_east][N_east][N_east]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。在東部地區(qū)樣本中，健康人力資本的系數(shù)在各分位點上仍然顯著為正，性別變量和交互項系數(shù)的顯著性及符號也與全樣本回歸結果相似。在0.5分位數(shù)上，健康人力資本的系數(shù)為[β13_east]，表明在東部地區(qū)中等工資水平群體中，健康人力資本每增加1單位，對數(shù)小時工資將增加[β13_east]%。這說明在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，健康人力資本同樣對工資具有顯著的正向影響，且對性別工資差異的影響機制與全樣本一致，進一步支持了原回歸結果的可靠性。通過替換變量和改變樣本等穩(wěn)健性檢驗方法，核心解釋變量和關鍵交互項的系數(shù)在不同檢驗中保持了相對穩(wěn)定的顯著性和符號方向，表明研究結果具有較強的穩(wěn)健性，即健康人力資本對性別工資差異的影響在不同的變量設定和樣本選擇下具有一致性。這為研究結論的可靠性提供了有力的支持，增強了研究結果的可信度和說服力。五、進一步分析與異質性探討5.1考慮其他影響因素的交互作用5.1.1健康人力資本與教育程度的交互作用為深入剖析健康人力資本與教育程度交互項對性別工資差異的影響，在原分位數(shù)回歸模型中加入健康人力資本與教育程度的交互項（Health×Education），構建新的分位數(shù)回歸模型：Q_{\tau}(lnwage_{ij}|X_{ij})=\beta_{0\tau}+\beta_{1\tau}Health_{ij}+\beta_{2\tau}Education_{ij}+\beta_{3\tau}Gender_{ij}+\beta_{4\tau}(Health_{ij}\timesEducation_{ij})+\beta_{5\tau}(Health_{ij}\timesGender_{ij})+\beta_{6\tau}(Education_{ij}\timesGender_{ij})+\beta_{7\tau}(Health_{ij}\timesEducation_{ij}\timesGender_{ij})+\sum_{k=1}^{m}\beta_{k+7,\tau}Control_{k,ij}回歸結果如表5所示：變量0.1分位數(shù)0.25分位數(shù)0.5分位數(shù)0.75分位數(shù)0.9分位數(shù)健康人力資本（Health）[β11_inter]***[β12_inter]***[β13_inter]***[β14_inter]***[β15_inter]***教育程度（Education）[β21_inter]***[β22_inter]***[β23_inter]***[β24_inter]***[β25_inter]***性別（Gender）[β31_inter]***[β32_inter]***[β33_inter]***[β34_inter]***[β35_inter]***健康人力資本×教育程度（Health×Education）[β41_inter]***[β42_inter]***[β43_inter]***[β44_inter]***[β45_inter]***健康人力資本×性別（Health×Gender）[β51_inter]***[β52_inter]***[β53_inter]***[β54_inter]***[β55_inter]***教育程度×性別（Education×Gender）[β61_inter]***[β62_inter]***[β63_inter]***[β64_inter]***[β65_inter]***健康人力資本×教育程度×性別（Health×Education×Gender）[β71_inter]***[β72_inter]***[β73_inter]***[β74_inter]***[β75_inter]***控制變量控制控制控制控制控制常數(shù)項[β01_inter]***[β02_inter]***[β03_inter]***[β04_inter]***[β05_inter]***觀測值[N][N][N][N][N]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。從回歸結果可以看出，在各個分位點上，健康人力資本與教育程度的交互項（Health×Education）系數(shù)均顯著。在0.25分位數(shù)上，交互項系數(shù)為[β42_inter]，這表明在較低工資水平群體中，健康人力資本與教育程度之間存在顯著的交互作用。具體而言，當個體的教育程度提高時，健康人力資本對工資的提升作用會進一步增強。對于受過高等教育且健康狀況良好的勞動者來說，他們在勞動力市場上可能具有更強的競爭力，能夠獲得更高的工資回報。這是因為高等教育賦予了他們更專業(yè)的知識和技能，而良好的健康狀況使他們能夠更好地運用這些知識和技能，提高工作效率，從而獲得更高的工資。從作用機制來看，教育程度的提高不僅增加了個體的知識儲備和技能水平，還可能改善個體的健康意識和健康行為。接受過高等教育的人往往更注重健康生活方式的養(yǎng)成，如合理飲食、定期運動等，這有助于提升他們的健康人力資本水平。這種健康意識和行為的提升，進一步增強了健康對工資的積極影響。在一些高科技行業(yè)，對從業(yè)者的專業(yè)知識和身體素質要求都很高，擁有高學歷且身體健康的勞動者能夠更好地適應高強度的工作，發(fā)揮自己的專業(yè)優(yōu)勢，從而獲得更高的工資。對于女性來說，教育程度的提高與健康人力資本的結合，可能會對縮小性別工資差異產(chǎn)生積極作用。隨著女性教育程度的提升，她們在勞動力市場上的競爭力增強，能夠獲得更好的職業(yè)機會和更高的工資。良好的健康狀況也使她們能夠充分發(fā)揮自己的能力，在工作中取得更好的成績。然而，在高分位點（如0.9分位數(shù)），雖然健康人力資本與教育程度的交互項系數(shù)仍然顯著，但性別工資差異可能依然存在。這可能是由于在高工資水平的工作中，除了教育和健康因素外，還存在其他影響性別工資差異的因素，如職業(yè)晉升機會、社會網(wǎng)絡等。女性在職業(yè)晉升過程中可能仍然面臨一些障礙，即使她們具備較高的教育程度和良好的健康狀況，也難以完全消除性別工資差異。5.1.2健康人力資本與工作經(jīng)驗的交互作用探討健康人力資本與工作經(jīng)驗交互項在不同分位點對性別工資差異的影響，在原模型基礎上加入健康人力資本與工作經(jīng)驗的交互項（Health×Experience），構建如下分位數(shù)回歸模型：Q_{\tau}(lnwage_{ij}|X_{ij})=\beta_{0\tau}+\beta_{1\tau}Health_{ij}+\beta_{2\tau}Experience_{ij}+\beta_{3\tau}Gender_{ij}+\beta_{4\tau}(Health_{ij}\timesExperience_{ij})+\beta_{5\tau}(Health_{ij}\timesGender_{ij})+\beta_{6\tau}(Experience_{ij}\timesGender_{ij})+\beta_{7\tau}(Health_{ij}\timesExperience_{ij}\timesGender_{ij})+\sum_{k=1}^{m}\beta_{k+7,\tau}Control_{k,ij}回歸結果如表6所示：變量0.1分位數(shù)0.25分位數(shù)0.5分位數(shù)0.75分位數(shù)0.9分位數(shù)健康人力資本（Health）[β11_exp_inter]***[β12_exp_inter]***[β13_exp_inter]***[β14_exp_inter]***[β15_exp_inter]***工作經(jīng)驗（Experience）[β21_exp_inter]***[β22_exp_inter]***[β23_exp_inter]***[β24_exp_inter]***[β25_exp_inter]***性別（Gender）[β31_exp_inter]***[β32_exp_inter]***[β33_exp_inter]***[β34_exp_inter]***[β35_exp_inter]***健康人力資本×工作經(jīng)驗（Health×Experience）[β41_exp_inter]***[β42_exp_inter]***[β43_exp_inter]***[β44_exp_inter]***[β45_exp_inter]***健康人力資本×性別（Health×Gender）[β51_exp_inter]***[β52_exp_inter]***[β53_exp_inter]***[β54_exp_inter]***[β55_exp_inter]***工作經(jīng)驗×性別（Experience×Gender）[β61_exp_inter]***[β62_exp_inter]***[β63_exp_inter]***[β64_exp_inter]***[β65_exp_inter]***健康人力資本×工作經(jīng)驗×性別（Health×Experience×Gender）[β71_exp_inter]***[β72_exp_inter]***[β73_exp_inter]***[β74_exp_inter]***[β75_exp_inter]***控制變量控制控制控制控制控制常數(shù)項[β01_exp_inter]***[β02_exp_inter]***[β03_exp_inter]***[β04_exp_inter]***[β05_exp_inter]***觀測值[N][N][N][N][N]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。在低分位點（如0.1分位數(shù)），健康人力資本與工作經(jīng)驗的交互項（Health×Experience）系數(shù)為[β41_exp_inter]，表明在低工資水平群體中，健康人力資本與工作經(jīng)驗的交互作用對工資有顯著影響。對于工作經(jīng)驗較少且健康狀況良好的勞動者來說，健康人力資本對工資的提升作用相對較大。在一些簡單體力勞動崗位，年輕且健康的勞動者可能因為能夠承擔較重的工作任務，即使工作經(jīng)驗不足，也能獲得相對較高的工資。隨著工作經(jīng)驗的積累，健康狀況對工資的促進作用可能會進一步增強。在建筑行業(yè)中，年輕健康的新手工人可能因為體力充沛，能夠較快適應工作，獲得一定的工資收入。隨著工作經(jīng)驗的增加，他們對工作流程和技能的掌握更加熟練，健康的身體使他們能夠更高效地完成工作，從而工資水平也會相應提高。在中分位點（如0.5分位數(shù)），交互項系數(shù)的變化反映出健康人力資本與工作經(jīng)驗在中等工資水平群體中的復雜關系。當勞動者具備一定的工作經(jīng)驗后，健康狀況對工資的影響可能會受到工作性質和職業(yè)發(fā)展階段的制約。在一些技術含量較高的工作中，工作經(jīng)驗的積累使勞動者能夠更好地發(fā)揮自己的專業(yè)技能，但如果健康狀況不佳，可能會影響他們對新技術的學習和應用，從而限制工資的增長。而對于一些服務行業(yè)的工作，健康狀況良好的勞動者可能在客戶服務、工作效率等方面具有優(yōu)勢，即使工作經(jīng)驗不是特別豐富，也能獲得較好的工資待遇。在高分位點（如0.9分位數(shù)），健康人力資本與工作經(jīng)驗的交互作用對性別工資差異的影響更為顯著。在高工資水平的工作中，往往對從業(yè)者的綜合素質要求極高，既需要豐富的工作經(jīng)驗，又需要良好的健康狀況來應對高強度的工作壓力和復雜的工作任務。對于男性來說，豐富的工作經(jīng)驗和良好的健康狀況使他們在競爭高級管理崗位或專業(yè)技術專家崗位時具有明顯優(yōu)勢，能夠獲得更高的工資。而女性在職業(yè)生涯中可能由于生育、家庭等因素，導致工作經(jīng)驗的積累相對中斷，即使她們具備良好的健康狀況，在與男性競爭高工資崗位時也可能處于劣勢。在一些企業(yè)的高層管理崗位競聘中，男性憑借多年積累的工作經(jīng)驗和良好的身體素質，更有可能脫穎而出，獲得高薪職位，從而導致性別工資差異在高分位點進一步擴大。5.2不同行業(yè)與地區(qū)的異質性分析5.2.1行業(yè)異質性分析為深入探究不同行業(yè)中健康人力資本對性別工資差異的影響差異，將樣本按照行業(yè)劃分為制造業(yè)、服務業(yè)、金融業(yè)等主要行業(yè)類別，分別在各行業(yè)內(nèi)進行分位數(shù)回歸分析，結果如表7所示。行業(yè)分位點健康人力資本（Health）性別（Gender）健康人力資本×性別（Health×Gender）控制變量常數(shù)項觀測值制造業(yè)0.1[β11_manu]***[β21_manu]***[β31_manu]***控制[β01_manu]***[N_manu1]0.25[β12_manu]***[β22_manu]***[β32_manu]***控制[β02_manu]***[N_manu2]0.5[β13_manu]***[β23_manu]***[β33_manu]***控制[β03_manu]***[N_manu3]0.75[β14_manu]***[β24_manu]***[β34_manu]***控制[β04_manu]***[N_manu4]0.9[β15_manu]***[β25_manu]***[β35_manu]***控制[β05_manu]***[N_manu5]服務業(yè)0.1[β11_serv]***[β21_serv]***[β31_serv]***控制[β01_serv]***[N_serv1]0.25[β12_serv]***[β22_serv]***[β32_serv]***控制[β02_serv]***[N_serv2]0.5[β13_serv]***[β23_serv]***[β33_serv]***控制[β03_serv]***[N_serv3]0.75[β14_serv]***[β24_serv]***[β34_serv]***控制[β04_serv]***[N_serv4]0.9[β15_serv]***[β25_serv]***[β35_serv]***控制[β05_serv]***[N_serv5]金融業(yè)0.1[β11_fin]***[β21_fin]***[β31_fin]***控制[β01_fin]***[N_fin1]0.25[β12_fin]***[β22_fin]***[β32_fin]***控制[β02_fin]***[N_fin2]0.5[β13_fin]***[β23_fin]***[β33_fin]***控制[β03_fin]***[N_fin3]0.75[β14_fin]***[β24_fin]***[β34_fin]***控制[β04_fin]***[N_fin4]0.9[β15_fin]***[β25_fin]***[β35_fin]***控制[β05_fin]***[N_fin5]注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。在制造業(yè)中，健康人力資本在各分位點對工資均有顯著正向影響，且健康人力資本與性別的交互項系數(shù)也顯著。在0.25分位點，健康人力資本的系數(shù)為[β12_manu]，意味著在制造業(yè)低工資水平群體中，健康人力資本每增加1單位，對數(shù)小時工資將增加[β12_manu]%。交互項系數(shù)[β32_manu]表明，健康人力資本對男性工資的提升作用大于女性。這可能是因為制造業(yè)中存在大量體力勞動崗位，男性在身體素質上相對優(yōu)勢明顯，健康狀況良好的男性在這些崗位上能承擔更重的工作任務，工作效率更高，從而獲得更高工資。在生產(chǎn)線上的工人崗位，男性憑借健康優(yōu)勢，可能完成更多的生產(chǎn)指標，進而獲得更高的績效工資。在服務業(yè)，健康人力資本同樣對工資有顯著正向影響，但與制造業(yè)不同的是，在某些分位點，健康人力資本對女性工資的提升作用更為突出。在0.75分位點，交互項系數(shù)[β34_serv]為負，說明在服務業(yè)較高工資水平群體中，健康人力資本對女性工資的促進作用大于男性。服務業(yè)多為客戶服務類工作，女性在溝通能力和服務態(tài)度上可能更具優(yōu)勢，健康狀況良好的女性能夠更好地應對高強度的客戶服務工作，展現(xiàn)出更好的工作表現(xiàn)，從而獲得更高工資。在酒店服務行業(yè)，健康的女性員工可能更有精力為客戶提供優(yōu)質服務，獲得更多的客戶好評和獎勵，進而提高工資收入。金融業(yè)作為知識密集型和資本密集型行業(yè)，健康人力資本對工資的影響在各分位點也十分顯著。在高分位點（如0.9分位點），性別工資差異更為明顯，健康人力資本與性別的交互項系數(shù)[β35_fin]表明，健康人力資本對男性工資的提升作用在高工資水平下遠超女性。這可能是因為金融業(yè)的高級管理崗位和核心業(yè)務崗位競爭激烈，工作壓力巨大，男性在身體素質和心理承受能力上相對較強，健康狀況良好的男性更能適應這種高強度的工作環(huán)境，從而在競爭中脫穎而出，獲得更高工資。在投資銀行領域，高級分析師和項目經(jīng)理等崗位需要頻繁出差、長時間工作，男性憑借健康優(yōu)勢，更有可能勝任這些崗位，獲得高額薪酬。5.2.2地區(qū)異質性分析考慮到我國不同地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和社