張　瑜　白永秀

摘 要： 改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，同時地區(qū)的差距也在拉大。對于這種地區(qū)差距的原因，文章從女性人力資本的角度做了研究，采用協(xié)整方法對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，考察了女性人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，考察了不同教育層次的女性人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，得出加大中西部地區(qū)女性人力資本投資有利于縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：女性人力資本；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；因果檢驗

中圖分類號：F240 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009－9107（2009）01－0046－05

一、引言

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論在研究經(jīng)濟(jì)增長時把勞動力視為一種生產(chǎn)要素，僅作為簡單的數(shù)量的投入，沒有考慮到其知識、技能的積累與勞動能力的提高等質(zhì)量因素。直到20世紀(jì)50年代，現(xiàn)代人力資本理論的先驅(qū)舒爾茨提出人力資本的概念，才推動了經(jīng)濟(jì)增長理論的新發(fā)展。在最近幾年的研究中，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用已得到了公認(rèn)［1-2］，而對女性人力資本與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的研究卻不多見。舒爾茨指出：“人力資本是對特定性別而言的。盡管女性也得到教育和其他花費(fèi), 但是這似乎在人力資本的核算中毫無地位”，不過,“這一棘手的忽略還是可以對付的, 并且從可以獲得額外知識而言, 收益可能是很大的”［3］。

近年來，基于女性人力資本的特殊性，有學(xué)者對其做了進(jìn)一步地研究：邵明波指出，女性人力資本投資具有較高的個人收益率和社會收益率［4］；王洪春指出女性在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的作用不斷增強(qiáng)，并對可持續(xù)性消費(fèi)的作用突出［5］；趙峰指出，投資于女性人力資本具有“暈輪效應(yīng)”和投資收益遞增的雙重屬性［6］；孫健用多元線性回歸模型分析考慮了女性人力資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，探討了女性人力資本對當(dāng)前東部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距日趨拉大的因素影響［7］,但文章在處理時間序列數(shù)據(jù)時采用直接回歸的方法有不足之處。本文首先對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，繼而用協(xié)整分析考察了女性人力資本投資、不同教育層次女性人力資本及女性人力資本存量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，并進(jìn)一步進(jìn)行因果檢驗，考察了女性人力資本投資、不同教育層次女性人力資本及女性人力資本存量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。

二、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

本文的模型旨在考察女性人力資本對東部和中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，將女性人力資本量化為數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)兩大類。數(shù)量指標(biāo)包括人均教育經(jīng)費(fèi)和不同學(xué)歷的女性在總勞動力中的比重兩大類，質(zhì)量指標(biāo)則采用人均受教育年限來衡量；經(jīng)濟(jì)增長選用人均GDP來衡量。據(jù)此構(gòu)建模型如下：LNY=β₀+β_iX_i(i=1,2,3,4,5,6,7)，模型各變量的含義如表1所示：

本文在進(jìn)行模型分析時選取了兩個樣本：東部地區(qū)和中西部地區(qū)。東部地區(qū)包括廣西、廣東、福建、浙江、上海、江蘇、山東、河北、遼寧、天津、北京這12個沿海省市，中西部地區(qū)則為除此之外的19個（除去港、澳、臺）省市自治區(qū)。模型數(shù)據(jù)選取1988至2006共18年數(shù)據(jù)，參閱了各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》、各次人口普查及其相應(yīng)的分省、分市資料。由于數(shù)據(jù)資料在統(tǒng)計口徑上存在不一致，本文對一些年份的數(shù)據(jù)做了技術(shù)處理，對于個別未能直接獲得的數(shù)據(jù)，根據(jù)已有數(shù)據(jù)進(jìn)行了線性內(nèi)插與線性外推。在計算人力資本存量時，將教育層次定義為由低到高的五級，并賦予其由低到高的權(quán)重計算得出最終結(jié)果。

三、實(shí)證分析

本文首先對各經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行了檢驗，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗及因果關(guān)系檢驗。以下分析均應(yīng)用軟件 Eviews 3.1。

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法分別對東部和中西部地區(qū)的上述變量進(jìn)行ADF檢驗后得到的結(jié)果見表2和表3。

從表2和表3可以看出，東部和中西部的上述變量都是非平穩(wěn)序列，對其直接進(jìn)行回歸的結(jié)果并不可靠。但其二階差分序列都是平穩(wěn)時間序列，因此所有變量都是二階單整序列，可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

1．東部地區(qū)的協(xié)整檢驗。對東部地區(qū)的LNY和X1進(jìn)行分析，由OLS模型估計可以得到如下方程：

LNY = 0.0025X1 + 7.9370

調(diào)整后的決定系數(shù)R²=0.7967，對得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果為-1.7921，其值小于10%的置信度時的臨界值-1.6262，因此是平穩(wěn)的，從而可以確定LNY與X1是協(xié)整的。

同樣的方法可以確定東部地區(qū)的LNY分別與X2、X3、X4、X5、X6、X7是協(xié)整的，用最小二乘法得到各變量之間的回歸模型如下：

LNY=-0.2830X2+11.7200

LNY=-0.2158X3+12.9275

LNY=0.2323X4+5.3000

LNY=0.4177X5+7.0520

LNY=0.6704X6+7.9407

LNY=0.8316X7+3.3758

對模型估計殘差進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果如表4。可看出東部地區(qū)的LNY與其他各變量之間都存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗。

2．中西部地區(qū)的協(xié)整檢驗。采用同樣的方法可以確定中西部地區(qū)的LNY分別與X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7是協(xié)整的，用最小二乘法得到回歸模型如下：

LNY=0.0041X1+7.3272

LNY=-0.2481X2+10.8839

LNY=-0.2174X3+12.5002

LNY=0.1946X4+5.6383

LNY=0.5118X5+6.4195

LNY=1.0940X6+7.1254

LNY=0.8446X7+3.0368

對模型估計殘差進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果如表5?？煽闯鲋形鞑康貐^(qū)的LNY與其他各變量之間都存在協(xié)整關(guān)系，也可以進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗

（三）因果關(guān)系檢驗

由于因果關(guān)系檢驗對滯后期的敏感性非常強(qiáng)，經(jīng)過多次試驗，本文選取考慮滯后兩期的情況，對假設(shè)的檢驗使用標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的檢驗結(jié)果如表6所示。

四、結(jié)果分析及主要結(jié)論

通過對東部和中西部數(shù)據(jù)的檢驗，可以看出：女性人力資本投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整的關(guān)系。并且由回歸方程可以看出，中西部地區(qū)的產(chǎn)出系數(shù)(0.0041)大于東部地區(qū)的產(chǎn)出系數(shù)(0.0025)，因此，在中西部地區(qū)加大對女性人力資本的投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)更大一些。

更進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)還有：

第一，未受教育的女性勞動力比重和受初等教育的女性勞動力比重與經(jīng)濟(jì)增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系(東部相關(guān)系數(shù)為-0.2158和-0.2830，中西部相關(guān)系數(shù)為-0.2481和-0.2174)。這一現(xiàn)象在東部地區(qū)和中西部地區(qū)普遍存在，這表明知識對經(jīng)濟(jì)增長的作用是不容忽視的，低水平的人力資本對經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

第二，受高等教育的女性勞動力比重和女性人力資本存量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，但中西部地區(qū)的產(chǎn)出系數(shù)(分別為1.0940和0.8446)要明顯高于東部(分別為0.6704和0.8316)。說明高水平的女性人力資本對中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要大于對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，因此，增加中西部受高等教育的女性勞動力比重和女性人力資本存量是縮小東部地區(qū)與中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的有效途徑。

第三，由格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)增長與女性人力資本各變量之間基本上均存在雙向因果關(guān)系，只有在東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長不是未受教育的女性勞動力比重下降的格蘭杰原因(P值為0.05664)，這一點(diǎn)也可用非經(jīng)濟(jì)的觀點(diǎn)來解釋，比如國家義務(wù)教育政策的實(shí)施、東部地區(qū)民眾教育意識的增強(qiáng)等等。

第四，在女性人力資本總體水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系分析中，東部地區(qū)女性人力資本投資不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因(P值為0.04954)，反映了東部地區(qū)女性人力資本投資嚴(yán)重不足，且教育投入的效率比較低下，沒有對經(jīng)濟(jì)增長起到明顯的推動作用。而中西部地區(qū)女性人力資本投資是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，并不是因為中西部地區(qū)的人力資本投資效率高于東部地區(qū)，而是因為在經(jīng)濟(jì)本身增長比較快的東部地區(qū)，諸如制度、區(qū)位等因素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要更直接，而經(jīng)濟(jì)增長較慢的中西部地區(qū)則不具備這些因素，相比之下，中西部地區(qū)的女性人力資本投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就更大。這一點(diǎn)還可由中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長不是女性人力資本投資增加的格蘭杰原因(P值為0.08689)來說明。這同時也反映了中西部地區(qū)女性人力資本投資嚴(yán)重不足、教育投入的效率低下。

通過以上分析不難看出，在女性人力資本投資方面，我國目前的水平還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。就地區(qū)增長差距而言，導(dǎo)致我國東部和中西部經(jīng)濟(jì)增長差距的原因眾多，包括投資、制度、區(qū)位等等。本文從女性人力資本的視角對地區(qū)增長差距作了討論，并對縮小地區(qū)增長差距提供一點(diǎn)政策依據(jù)：在全面提高女性人力資本素質(zhì)的同時，增加中西部地區(qū)女性勞動者受教育的機(jī)會，特別是接受高等教育的機(jī)會，有利于縮小東部與中西部地區(qū)增長的差距。

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