老年妇女收入双重劣势研究——以1926-1950年出生队列为例*

张子杨，杨慧

(1 [泰]艾斯普森大学，泰国 曼谷 10540；2 全国妇联 妇女研究所，北京 100730)

*作者特别感谢中国人民大学社会与人口学院李婷副教授对本文提供的技术支持，文中存在的错误和不足完全由作者承担。

1 引言

收入差距是经济增长理论和发展经济学经久不衰的话题。近年来，我国居民收入差距持续扩大趋势，已引起国内外广泛关注，成为影响中国社会经济生活的重大社会问题(任红艳，2006)。十九大报告不但指出“民生领域还有不少短板，脱贫攻坚任务艰巨，城乡区域发展和收入分配差距依然较大”，而且还在提高保障和改善民生水平、加强和创新社会治理部分，进一步指出要“增加低收入者收入”“促进收入分配更合理、更有序。”

收入差距在宏观方面表现为城乡差距和区域差距，在微观层面表现为性别差距和年龄差距等。伴随我国老龄化程度不断提高，截至2018年底，我国60岁及以上老年人口2.49亿人，占总人口17.9%(1)国家统计局.中华人民共和国2018年国民经济和社会发展统计公报.引自中国网.http://www.china.com.cn/lianghui/news/2019-03/03/content_74525699.shtml，2019-04-06.。其中，1926-1950年出生队列在2010年底已全部步入老年，该出生队列占同年老年人口的95.71%(2)根据国家统计局人口和就业统计司.《中国人口和就业统计年鉴2011》表2-1 全国分年龄、性别的人口数相关数据计算得来。，其规模之大、比例之高，值得特别关注。联合国前秘书长科菲·安南曾在国际老人年致辞中表示，女性老人一般比男性老人更加贫穷，也更容易受到歧视和忽略(贾云竹，2007)。

在全面建成小康社会、实现中华民族伟大复兴中国梦过程中，老年人收入状况及性别年龄差距变化趋势，特别是贫困老年人收入变化趋势，对于打赢脱贫攻坚战具有重要影响。本文结合人口老龄化与收入差距扩大趋势，深入研究1926-1950年出生队列在1990-2010年期间的收入性别、年龄、时期效应，探索精准扶贫的策略措施，对全面建成小康社会、促进收入分配更合理有序具有一定的理论和现实意义。

2 文献综述

国内外关于收入差距的文献非常丰富，本文结合研究主题，集中对具有代表性的收入性别、年龄差距文献进行梳理。其中，收入性别差距包括差距状况、变化趋势及原因分析，收入年龄差距包括老年人与中青年收入差距以及老年人内部不同年龄组的收入差距。

2.1 收入性别差距

老年妇女的收入水平普遍低于老年男性，特别是独居老年妇女更容易陷入贫困状态(Disney &Whitehouse,2002)。国内学者进一步认为，在收入性别差距方面，任何时间任何年龄段的男性人均收入均高于女性(彭妮娅，2013)，特别是远离再分配中心的女性收入较低，收入性别差距较大或不断扩大(王天夫等，2008；李雅楠，廖利兵，2014)。

在实证研究方面，运用2000年人口普查数据研究发现，中国城乡老年妇女月均收入仅占同类老年男性收入的51.7%和68.3%(贾云竹，2007)，男女老年人贫困比例分别为17.1%和20.4%(乔晓春等，2006)。从收入五等分看，城镇老年男性处于高收入组的比例(30.8%)是老年妇女的3倍，农村老年妇女处于高收入组的比例(13.7%)比同类男性低近13个百分点(伍小兰，2008)。即使男女职工在职时工资相同，到60岁以后女性养老金也仅占男性的80%左右，该差距随工资水平的提高而扩大(陈为民，李莹，2004)。另有研究发现，2010年城镇女性年均退休金比男性少 6265.20 元，处级及以上女干部退休金比同级男性少 10686.44 元(谭琳，杨慧，2012)。分单位类型与职业类型看，机关事业单位男女退休金差距相对较小，女性年均退休金比男性少4007.75 元，其中有高级职称的女性专业技术人员退休金比同类男性少 4393.86元(谭琳，杨慧，2013)。

在收入性别差距变化趋势方面，1960-2002年美国男女收入不平等程度不断减小(Kevin et al.,2008)。20世纪80 年代中国收入性别差距较小，此后该差距开始扩大(迟巍，2008)，1990-2010年，中国由女性劳动收入占男性劳动收入的81.7%，下降到城乡女性劳动收入分别仅占相应男性劳动收入的67.3%和56.0%，收入性别差距不断扩大(蒋永萍、杨慧，2013)。

在收入性别差距产生原因方面，有学者认为歧视导致对女性教育投入较低，进而使得女性人力资本禀赋和工资收入较低并陷入恶性循环(彭妮娅，2013；李实，马欣欣，2006)。此外，老年妇女的低收入风险还与其早期工作状况、行业进入以及行业内歧视等因素密切相关(Bardasi,Jenkins,2002；Ogwang，2007)。性别不仅直接影响老年人退休金，而且还通过影响其他变量对退休金产生间接影响(吴玉韶，2014)。此外，我国制度性因素也是造成收入性别差距的原因之一，有研究指出，男女退休年龄差异使得退休金性别差距进一步扩大(陈为民，李莹，2004)。

2.2 收入年龄差距

在老中青年龄组收入差距方面，由于职工平均工资的增幅大于人均离退休金增幅，致使离退金与在职职工收入代际差距不断增大(杨慧，2009)。有学者对广州市老年人收入进行纵向研究发现，虽然老年人收入已普遍增加，但与中青年相比，经济活动能力和退休前职业都是影响老年人收入水平的重要原因(李若建，2007)。

在老年人内部收入差距研究方面，总体而言，低龄老人收入状况最好，高龄老人收入状况最差。从收入五等分看，城镇高龄老人处于低收入组的比例为37.5%，是60-64岁低龄老人相应比例的3.02倍(伍小兰，2008)。其他研究也发现，低龄老人收入性别差距较小，高龄老人收入性别差距较大；男性人均收入随年龄增加而增加，女性随年龄增加人均收入先升后降(彭妮娅，2013)。此外，对于男女老年人收入差距是否随年龄增加而扩大问题，学界并没有达成共识。例如，有研究认为，男女老人的退休金收入随年龄增长而相应增加，其增长幅度基本一致(吴玉韶，2014)。

在对国外贫困率研究方面，美国65岁以上人口的贫困率(10.2%)与其他年龄段贫困率没有显著差距(刘强，2005)。乔晓春等(2006)研究发现，中国老年贫困比例随年龄增加而提高，其中城市60-64岁低龄老人贫困比例最低(11.3%)，85-89岁贫困比例最高(31%)，农村老年人贫困比例从60-64岁的16.4%上升到90岁以上的31.6%，高龄老人贫困比例是低龄老人贫困比例的2-3倍。

已往研究无论在收入性别年龄差距方面，还是在差距变化趋势方面，都对本文具有重要的参考价值。鉴于趋势的变化无论是相对的还是绝对的，都会同时受到年龄、时期、队列这三个维度的影响(李婷，2015)，本文认为以往研究存在以下三个方面的不足：首先，从1990-2010年，在中国由计划经济向市场经济转变的20年中，老年人收入的性别年龄差距到底发生了怎样的变化，1926-1950年及1951-1970年出生队列在这20年中，其收入的年龄效应、时期效应、队列效应究竟如何，以往文献无法回答。其次，受研究视角或调查数据限制，以往老年学界一般仅对男女老人或高中低龄老人的收入进行研究，性别研究者一般仅对成年人或18-64岁男女收入进行研究，即老年学研究和性别研究普遍缺乏对纵贯老中青不同年龄组、较长时间周期的男女收入进行专门研究。最后，以往在老年收入性别年龄差距研究方面理论创新不足，特别是在十九大报告提出要提高保障和改善民生水平、增加低收入者收入的大环境下，在全面建成小康社会进程中，既需要本土理论指导中国实践，又需要基于中国实践创新本土化理论。基于以上三个问题，本文对此进行深入研究。

3 研究设计

3.1 理论基础

收入是指工资津贴、劳动经营性收入、财产性收入、退休金及转移支付等各种收入。

零收入指在调查时收入填报为0、没有任何收入。

在考察不同年龄阶段、不同性别的收入时，与中青年相比，老年妇女因年龄问题退出劳动力市场，缺乏劳动收入，其收入会存在年龄弱势。另外，部分老年妇女虽然年轻时参加了社会劳动，年老后有退休金收入，但是与老年男性相比，老年妇女的退休金也会偏低。即与中青年相比，老年妇女收入存在年龄弱势；与老年男性相比，老年妇女收入存在性别弱势。据此，本文提出以下研究假设：老年妇女收入同时存在性别、年龄双重弱势。

3.2 所用数据

本文运用1990、2000和2010年全国妇联和国家统计局联合开展的多阶段PPS大规模抽样调查数据，对1926-1950年出生队列的收入性别年龄差距进行专题研究。在1990年调查时该出生队列处于40-64岁，在2000年、2010年调查时年龄分别达到50-74岁、60-84岁，经历了从中年到老年以及从低龄老人到高龄老人的变化过程。在1990-2010年中国妇女社会地位调查(以下简称地位调查)数据库中，该出生队列的城乡男女被访者共计15722人。同时，为了更好地体现收入年龄差距，本研究将该数据中出生年份在1951-1992年的51745位被访者作为参照组，与1926-1950年出生队列进行对比分析。

从被访者人口特征看，调查时被访者平均年龄为41岁，年龄最大的96岁，最小的18岁。女性人数略少于男性，占48.40%。分受教育程度看，初中及以下占75.09%，受教育程度普遍偏低状况既与60岁及以上老年人比例较高(10.44%)有关，也与调查时间较早、当时受教育程度普遍偏低有关，数据库中1990年和2000年样本比例分别占29.78%和27.11%。

从被访者经济特征看，调查时被访者处于就业状态的占85.04%，其中，在国有单位、城乡集体所有制单位就业的分别占16.74%和27.36%，两项合计与务农比例(45.75%)较为接近。从职业类型看，各类单位负责人、专业技术人员和办事人员及有关人员等白领占14.25%，生产运输操作人员和商业服务业人员等蓝领超过1/4(26.80%)，农林牧渔劳动者超过半数(54.25%)，具体数据见表1。

3.3 研究方法

本文使用分层APC交叉分类随机效应模型(Hierarchical APC-Cross-Classified Random Effects Models，HAPC-CCREM)，进行不同时期老年妇女收入的性别年龄双重弱势特征研究。分层APC交叉分类随机效应模型的核心思想是借助分层模型考查年龄、时期和队列三个因素对因变量的影响，该影响或是来自个体层面的固定效应，或是来自群体层面的随机效应，这种将年龄、时期和队列对因变量的影响置于不同层次的思想，打破了以往研究的简单线性关系，解决了共线性问题(李婷，2015)。本文在分层APC交叉分类随机效应模型中，将年龄设定为固定效应，将时期和队列设定为随机效应的混合模型。基础模型在个体层面的表达式：

其中，u0j表示j个队列的效应；v0k表示k个时期的效应；

分层模型在个体层面的表达式：

在时期和队列层面的表达式：

截距效应：β0jk=γ0+u0j+v0k

性别效应：β3jk=γ3+u3j+v3k

4 主要发现

4.1 描述性分析

4.1.1 收入水平大幅提高

在1990年调查数据中，1926-1950年出生队列时年40-64岁，收入均值为1499.28元，标准差为3248.91元。随着时间推移和居民收入不断增加，到2000和2010年，该出生队列的平均收入增加到4636.62元和11530.03元，分别是1990年平均收入的3.09和7.69倍。此外，从不同时期、同年龄组收入水平看，1936-1960年和1946-1970年两个出生队列，在2000年和2010年均处于40-64岁，其收入均值分别为1990年同年龄组的3.37和11.36倍，即经过10-20年的经济社会发展，城乡居民收入水平大幅提高，40-64岁中老年组收入水平均较1990年有了很大增长。此外，对比同一年龄段和同一出生队列在不同时期的收入增长情况发现，20年来，同一年龄段收入增长更高，同一出生队列收入增长相对较少，即中年组收入增长水平快于老年组，具体数据见图1。

4.1.2 收入年龄差距较大

在收入年龄差距方面，1990年60-64岁老年组平均收入为1127.26元，占40-59岁(以下简称中年组)平均收入的72.52%。其中，60-64岁老年妇女平均收入为870.79元，占中年妇女平均收入的66.44%。到2000年60-64岁老年妇女平均收入增加到2996.65元，占中年妇女平均收入的84.62%，老年妇女平均收入占中年妇女收入的比例有了较大幅度提高，收入年龄差距开始缩小，并且在0.05水平下也不显著(F=2.790，p=0.095)。但到了2010年，虽然60-64岁老年妇女平均收入进一步增加，但是占中年妇女平均收入的比例开始下降(71.53%，F=3.769，p=0.052)，特别是1926-1950年出生的60-84岁老年妇女平均收入，仅占中年妇女平均收入的61.47%(F=16.481，p=0.000)，即在老年妇女年龄区间较大、老年妇女收入偏低情况下，老年妇女与中年妇女平均收入的年龄差距，明显大于低龄老年妇女与中年妇女收入的年龄差距。图2显示，1990-2010年老年妇女平均收入占中年妇女收入的比例呈倒U型，该趋势丰富和补充了以往研究发现。

图3 不同出生队列分时期、分性别平均收入(元)

图3进一步显示了不同出生队列在不同时期的收入情况。1990年人均收入水平普遍偏低，收入年龄差距虽然普遍较小，但仍然具有显著性(F=10.46，p=0.000)，其中，1926-1930年出生队列(60-64岁老年妇女)平均收入低于所有其他出生队列(中青年女性)。到2000年，随着收入水平普遍提高，各出生队列女性平均收入都比1990年有了明显提高，但是1936-1940年出生队列(60-64岁老年妇女)的平均收入，仍然低于1980年及以前的各出生队列平均收入。随之经济社会发展和居民平均收入水平进一步提高，2010年各出生队列的女性平均收入也大幅增加，其中，中青年女性的平均收入较2000年增加了4.18倍，60-64岁低龄老年妇女的平均收入仅增加了3.15倍。2010年各出生队列的收入年龄差距显著(F=3.013，p=0.000)，换言之，伴随时间推移，老年妇女与中青年女性相比，其收入年龄差距的弱势特征愈加凸显(3)虽然在2000和2010年，老年妇女的平均收入高于18-19岁青年女性的平均收入，貌似老年妇女在年龄方面并不完全具有弱势特征。但是，结合18-19岁青年女性接受高等教育的比例不断增加、就业率不断降低的事实看，18-19岁青年女性的平均收入整体偏少，在整个中青年群体中不具有代表性。。

4.1.3 收入性别差距扩大

图3显示，在1990年人均收入水平普遍偏低的情况下，收入性别差距普遍较小。到2000年，各出生队列男女平均收入都比1990年有了明显提高，老年妇女的平均收入开始明显低于同类男性，收入性别差距随之扩大(F=21.761，p=0.000)。2010年伴随各出生队列的男女平均收入大幅增加，收入性别差距随之加大，其中，1926-1950年出生队列(60-84岁老年妇女)的平均收入(8198.20元)比同类男性低6173.71元，仅占同类男性收入的57.04%，比该出生队列在1990年的收入性别差距扩大了17.91个百分点。60-64岁及60-84岁男女收入差距具有统计学意义(F=7.954，p=0.005；F=25.042，p=0.000)。该收入性别差距扩大趋势，验证了王天夫等(2008)、迟巍(2008)、蒋永萍和杨慧(2013)以及李雅楠和廖利兵(2014)的研究发现。

4.1.4 老年妇女零收入状况

2010年零收入老年人占5.91%，比1990年提高3.60个百分点。分性别看，在老年妇女中，零收入老年妇女占8.43%(见图4)，比1990年增加了5.06个百分点，而男性老人零收入比例仅比20年前增加了2.11个百分点，由此可见，无论是分性别的零收入比例还是其变化趋势，均表现出老年妇女零收入比例更高的特征。各个时期分性别零收入老年人比例的Pearson χ2均大于90,Sig.=0.000，表明零收入性别差距显著，该特征丰富了乔晓春等(2006)有关贫困问题的研究发现。

图4 零收入被访者所占比例(%)

虽然老年妇女普遍生活在家庭之中，在没有个人收入的情况下，配偶收入也可以满足其日常生活需要。但实际上在零收入老年妇女中，丧偶者占41.59%，即使在有配偶的老年妇女中，也有8.13%的老年妇女的配偶也是零收入，即近半数老年妇女无法通过配偶的支持获得必要收入。这些零收入老年妇女生活拮据，一般只能依靠子女供养、以往积蓄、政府或集体救助等度日。究其原因，有60.91%的老年妇女由于长期料理家务，年轻时没有工作或没有参加正式工作，在家务劳动的社会价值得不到社会认可情况下，被社会基本养老保险排出在外，进而产生零收入问题。

4.2 分层APC模型分析

4.2.1 固定效应中年龄和性别对收入影响显著

图5 分年龄的收入对数性别差距

图5显示，收入具有较强的年龄二次曲线效应，即在50岁以前，随着年龄增加，收入呈现增长趋势，到50岁以后，收入开始转为下降趋势。其中，男女收入转为下降趋势的拐点年龄相差3岁左右，分别为54岁和51岁，换言之，女性收入开始减少的年龄比男性早3年。在分年龄收入对数的性别差距中，40-59岁中年组收入性别差距较小，到60岁以后，收入性别差距不断扩大，特别是到了80-84岁组，收入性别差距达到最大值。该发现与王天夫等(2008)、李雅楠和廖利兵(2014)的研究一致，表明收入性别差距扩大趋势具有普遍性、持久性。

此外，在性别对收入影响方面，控制了其他变量后，虽然性别单独对收入的影响并不显著，但是性别与年龄或年龄二次方的交互项，则会对收入产生非常显著的影响，验证了研究假设，体现了老年妇女在性别和年龄两方面同时具有的收入双重弱势特征。分层APC模型估计值见表2。

表2 分层APC模型估计值

4.2.2 收入性别差距的队列效应和时期效应

表2还显示在随机效应中，队列和时期的截距都为正，并在0.05水平下具有统计显著性，表明收入在各个队列、各个时期都具有显著差别。

图6显示，在1926-1950年各出生队列中，1931-1935年出生队列的收入性别差距最大，1946-1950年出生队列的收入性别差距次之，其他出生队列的收入性别差距相对较小。结合我国经济社会发展历程分析可见，在1931-1935年出生队列处于中年阶段的绝大部分时间里(1971-1992年)，我国正处于计划经济时期，收入方面基本推行平均主义分配政策，收入的性别、年龄差距普遍偏小。随着1992年经济体制改革及该出生队列的年龄增加，在该出生队列于进入老年阶段前后，我国确立了市场经济体制改革以及按劳分配为主体、其他分配方式为补充、合理拉开收入差距的改革目标，收入差距随之扩大。此外，2005-2018年企业养老金连年上涨趋势，一方面缩小了企业退休人员与机关事业单位退休人员的养老金差异，另一方面也扩大了企业退休人员与城乡零收入老年妇女的收入差距。

图6 收入性别差距随出生队列的变化趋势

对老年人收入的年龄、性别和队列分析可见，老年妇女收入在年龄和性别两个方面具有双重弱势特征。即无论与同性别的中年妇女相比，还是与同年龄段的老年男性相比，老年妇女收入都明显处于劣势地位，特别是对于贫困老年妇女而言，其收入双重弱势特征更加明显，本研究将该收入变化规律称之为老年妇女收入双重弱势理论。老年妇女收入双重弱势理论的创新，对于精准扶贫、打赢脱贫攻坚战、全面建成小康社会具有一定的理论指导意义。

5 结论与讨论

5.1 主要结论

首先，1990-2010年我国男女收入都有大幅提高，但老年妇女贫困比例有所增加，收入性别差距不断扩大。同时，60-64岁及60岁以上老年妇女收入占中年妇女收入的比例，低于老年男性收入占中年男性收入的比例，表明老年妇女收入的年龄差距较男性更为明显。其次，老年收入队列效应显著，越早出生队列的收入性别差距越大，越晚出生队列的收入性别差距越小。老年收入的性别与年龄-时期-队列交互显著，表现出收入“男高女低”、性别差距不断扩大的趋势。最后，本文将老年妇女收入同时在性别和年龄两方面处于弱势地位的规律，称之为老年妇女收入双重弱势理论。

5.2 政策讨论

一方面，从2010-2017年，1926-1950年出生队列人口规模虽然由17097.75万人减少到12858.24万人(4)根据2012-2018年《中国人口和就业统计年鉴》中“全国分年龄、性别的人口数”计算得来。，但即使按照该出生队列年均减少605.64万人计算，到2020年该出生队列人口规模仍然超过11000万人。此外，即使是在1990年就进入老年阶段的1926-1930年出生队列，在2017年(87-91岁)和2020年(90-94岁)的人口规模分别有537.83万和191.67万人。1926-1950年出生队列的人口规模较大、收入的性别年龄差距在60岁以后不断扩大的特征具有长期性，老年妇女收入双重弱势理论对于当前及未来一段时间的精准脱贫和全面建成小康社会，具有一定的指导意义，需要学界及相关部门加以重视。

另一方面，收入的时期效应彰显了经济社会发展取得的巨大成就，为缩小收入差距、特别是消除贫富差距提供了坚实的经济基础。2010年我国获得最低社会保障的城乡居民达7539.50万，占总人口的5.62%(5)中华人民共和国国家统计局.中华人民共和国2010年国民经济和社会发展统计公报相关数据计算得来。。为了有效治理贫困问题，2012-2017年，中央累计投入财政专项扶贫资金3119亿元(6)根据财政部农业司.2012年中央财政综合扶贫投入2996亿元.http://nys.mof.gov.cn/zhengfuxinxi及刘永富：十八大以来，我国脱贫攻坚成就显著.人民日报社民生网http://www.msweekly.com/show.html，2019-04-06.相关资料计算得来。，贫困人口减至3046万人，贫困发生率由10.2%下降到3.1%，脱贫攻坚工作取得了决定性进展和历史性成就，创造了我国扶贫史上的最好成绩(7)中国精准扶贫实施五年来取得历史性成就.http://www.chinanews.com/gn/2018/11-04/8667665.shtml，2019-04-06.。与此同时，我国社会养老保险、社会医疗保险参保人数不断增加，截止2018年，我国社会养老保险覆盖9亿多人，基本医疗保险覆盖13.5亿人(8)李克强.2018年政府工作报告。社会保障体系建立健全，为包括老年妇女在内的所有老年人实现老有所医、老有所养奠定了坚实的基础。

十九大报告指出，健全老年人关爱服务体系，让贫困人口同全国一道进入全面小康社会。老年妇女曾经在人口再生产和社会再生产中发挥了独特作用，在全面建成小康社会的决胜阶段，政府和社会应当充分肯定老年妇女的社会贡献，在落实十九大目标进程中，将老年妇女零收入比例与建档立卡贫困户中的老年妇女比例进行比对，通过精准扶贫解决零收入老年妇女贫困问题，在收入方面使老年妇女的获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续。在缩小收入差距过程中，体现国家对妇女在社会生活和家庭生活中发挥两个“独特作用”的关照，注重分类施策，解决收入性别差距和年龄差距扩大问题，改善老年妇女收入双重弱势状况，带领老年妇女同全国一道进入全面小康社会。

本文的创新与不足：本文在研究方法上引进了分层APC模型，在老年学领域拓展了该模型的应用范围，提出了老年妇女收入双重弱势理论，丰富了老年学和社会性别领域学者在收入方面的研究。不足方面，受数据所限，本研究未能对家庭收入及老年妇女贫困问题进行深入分析。