呂昭河，袁君麗

(云南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，云南 昆明 650091)

一、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)的提出

(一)性別紅利與人口紅利相關(guān)研究

性別紅利理論自2010年由勞動經(jīng)濟學(xué)家卡門·佩吉斯和發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家克勞迪婭·佩吉斯提出以來，得到學(xué)界的廣泛認(rèn)同，并成為解釋經(jīng)濟增長的重要理論和政策實施的要點。楊云彥等教授指出性別紅利理論具有宏微觀兩個層級的概念內(nèi)涵。從宏觀來看，性別紅利指女性通過更高的社會勞動參與率來促進(jìn)社會經(jīng)濟的發(fā)展；從微觀層面上看，性別紅利指女性社會勞動參與會提升其家庭地位，從而使其獲得更大的家庭決策話語權(quán)，會加大后代的教育支出、家庭成員的健康改善、消除貧困的代際傳遞。[1]同時，學(xué)界對性別紅利與人口紅利及其關(guān)系進(jìn)行了研究。都陽指出，現(xiàn)階段中國勞動年齡人口總量的持續(xù)減少以及勞動參與率的快速下降進(jìn)一步推動了勞動供給形勢的變化。[2]石智雷等也在研究中提出，在人口紅利式微以及人口老齡化的雙重作用下，性別紅利無疑成為社會和經(jīng)濟發(fā)展的新的推力。[3]但是，陸杰華在分析我國性別紅利的過程中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國性別紅利的釋放也存在諸多的制約因素，[4]需要積極有效的政策支持才能提供性別紅利持續(xù)和大量釋放的機會。

(二)女性勞動參與的經(jīng)濟影響效應(yīng)研究

女性勞動參與的經(jīng)濟影響效應(yīng)研究最早始于Mincer，[5]他對美國的實證分析發(fā)現(xiàn)已婚女性的勞動參與率與丈夫的收入呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時也發(fā)現(xiàn)女性勞動參與率的提高有助于提高家庭的總體收入。這一研究肯定了女性勞動參與在家庭以及社會經(jīng)濟發(fā)展中的地位。在他之后，國外學(xué)者開始持續(xù)關(guān)注女性社會勞動參與的宏微觀經(jīng)濟效應(yīng)。一些學(xué)者關(guān)注女性勞動參與的家庭與社會影響因素分析，有學(xué)者在研究影響女性勞動參與的家庭因素時，解釋了兒童照料、老年照料以及家務(wù)勞動都會在不同程度上降低女性的勞動參與率，但是當(dāng)女性的人力資本收益水平高于女性從事兒童照料、老人照料以及家務(wù)勞動的機會成本時，女性會選擇從事工作。[6][7]另一些學(xué)者關(guān)注女性勞動供給決策的影響因素，認(rèn)為影響女性勞動供給的一些因素與女性勞動參與決策之間的相互作用，使得女性的勞動參與率呈現(xiàn)U型的特征，[8]即在經(jīng)濟發(fā)展階段早期，女性工資的收入效應(yīng)高于替代效應(yīng)將導(dǎo)致女性勞動參與率下降；而隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及女性受教育水平的提高，女性工資的替代效應(yīng)高于收入效應(yīng)將使女性勞動參與率上升。Durand卻通過研究分析指出由于國別文化之間的差異，女性勞動參與率與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的U型關(guān)系并不總是成立。[9]社會觀念和社會政策以及宗教信仰的不同，會使得女性進(jìn)入勞動力市場受阻。例如，Lohoti等研究發(fā)現(xiàn)印度的女性勞動參與率與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系不符合U型關(guān)系，隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，女性的勞動參與率呈現(xiàn)下降而不是上升的趨勢；[10]伊斯蘭國家的女性極少進(jìn)入勞動力市場，完全不存在U型規(guī)律；[11]Verme通過分析發(fā)現(xiàn)中東國家的女性勞動參與呈現(xiàn)出波浪形的曲線而非U型的關(guān)系。[12]

中國對于女性勞動參與問題的研究稍有滯后，但在國外較為成熟的研究理論和研究背景的支持下，國內(nèi)學(xué)者也逐漸展開了對女性勞動參與率變化的研究。有研究者認(rèn)為，在我國傳統(tǒng)的“男本主義”背景下，女性自古以從事家務(wù)勞動和農(nóng)業(yè)勞動為主，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，女性逐漸進(jìn)入勞動力市場，發(fā)揮自己作為勞動力后備軍的重要作用。[13]

(三)性別紅利概念及研究假設(shè)

基于性別紅利提出的本意和核心內(nèi)涵的理解，筆者認(rèn)為性別紅利可以定義為：基于性別公平就業(yè)改善而帶來的經(jīng)濟增長效率。其宏微觀兩個層面的內(nèi)涵為：宏觀上性別紅利指性別公平改進(jìn)下女性社會勞動參與對全社會經(jīng)濟增長的積極貢獻(xiàn)；微觀上性別紅利指性別公平改進(jìn)下女性社會勞動參與對家庭福利增長的積極貢獻(xiàn)。本文試圖從宏觀層面分析性別紅利，從女性勞動參與率的變化分析和驗證性別紅利與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

本文將女性勞動參與率作為性別紅利的宏觀代理變量，其實際意義是：長期以來，在表象上中國極高的勞動參與率似乎難以支持“通過提高勞動參與率支持經(jīng)濟增長”命題，但基于這一指標(biāo)的變動趨勢和內(nèi)在構(gòu)成解析后，筆者認(rèn)為性別紅利將成為中國經(jīng)濟發(fā)展特別是高質(zhì)量發(fā)展的長期的支持要素。第一，我國總勞動參與率呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，在性別差異擴大、性別公平等多因素影響下，女性經(jīng)濟機會問題顯性化，女性勞動參與率降幅更大。我國總勞動參與率由1991年的84.18%下降至2020年的75.4%，下降了8.78個百分點。其中，男性勞動參與率為從1991年的88.8%下降為2020年的82.22%，而女性的勞動參與率則由1991年的79.26%降至2020年的68.16%。(1)數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。相對于男性的降幅，女性勞動參與率下降幅度更為顯著。我國總勞動參與率下降在整體上反映了改革開放以來社會轉(zhuǎn)型的影響，包括：教育事業(yè)發(fā)展導(dǎo)致國民接受教育年限的增長，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移降低了農(nóng)業(yè)適齡勞動力全員“自然勞動參與”的貢獻(xiàn)率，退休年齡執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)較低，市場競爭性就業(yè)拉長了人力資本準(zhǔn)備的時間，持續(xù)增長的工資率和社會福利保障的增長縮減了職業(yè)生命周期等，勞動力市場和就業(yè)處境的變化具有降低勞動參與的效應(yīng)。因此，這一勞動參與總體情況的變化，不影響本文對性別紅利對中國經(jīng)濟增長影響的研究立論與分析評判，而且在整個轉(zhuǎn)型過程中，性別公平下提升女性勞動參與以支持經(jīng)濟增長的重要性更為顯現(xiàn)。第二，在經(jīng)濟—社會激烈轉(zhuǎn)型中，勞動力市場上的性別公平問題更顯突出。競爭性勞動力市場衍生出勞動參與上性別歧視，女性受教育機會較男性少和人力資本劣勢對女性勞動參與存在著“擠出”效應(yīng)，不利于女性保持勞動參與特別是競爭性職業(yè)崗位的勞動就業(yè)政策和制度設(shè)計(如差別性退休年齡政策)等，都將因性別不公平而抑制著性別紅利的形成。因此，基于性別公平而推進(jìn)女性勞動參與，具有持續(xù)的性別紅利預(yù)期。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)一：女性勞動參與率的提高將促進(jìn)經(jīng)濟增長。研究假設(shè)一的立論依據(jù)是：在由男性主導(dǎo)生產(chǎn)消費資源配置的傳統(tǒng)社會轉(zhuǎn)變?yōu)樾詣e公平持續(xù)改進(jìn)的現(xiàn)代社會過程中，女性勞動參與率持續(xù)提高是支持現(xiàn)代經(jīng)濟增長的重要因素。一方面，現(xiàn)實勞動力市場中存在的性別差異抑制市場效率，姚先國等學(xué)者的研究證實了嚴(yán)峻的就業(yè)形勢最先擠出的是女性工作者，[14]教育以及家庭代際結(jié)構(gòu)都會影響女性勞動參與率的變化。[15][16]另一方面，現(xiàn)代社會在發(fā)展過程中，更多的正向因素積極支持著性別紅利的形成。例如，杜鳳蓮、沈可等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，隨著中國經(jīng)濟的現(xiàn)代轉(zhuǎn)型，國民整體受教育水平有了顯著的提高，尤其是出現(xiàn)了女性高學(xué)歷比重高于男性的現(xiàn)象，女性人力資本水平的提高，對女性勞動參與率的正向影響非常顯著。[17][18]但唐廣、吳喻曉、郭曉杰等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，年齡因素也已成為已婚女性進(jìn)入勞動力市場的一大制約。[19][20][21]

研究假設(shè)二：少兒撫養(yǎng)比的提高會抑制性別紅利的釋放。Jia指出生育政策的調(diào)整以及家庭生育數(shù)量增加，人口老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)快速上升，家庭少兒與老年照料對女性家務(wù)勞動需求的增加，城鎮(zhèn)女性尤其是年輕女性因此而減少就業(yè)以及收入損失呈現(xiàn)逐年升高趨勢。[22]也有研究表明，現(xiàn)在女性非正規(guī)就業(yè)的比重在提高，但是這種靈活的就業(yè)方式使得女性的就業(yè)狀況極不穩(wěn)定，而且缺失有效的社會保障，[23][24][25]所以靈活就業(yè)并不能有效減輕家庭照料增加對女性勞動參與的負(fù)面影響。

研究假設(shè)三：就業(yè)結(jié)構(gòu)的升級將促進(jìn)性別紅利的釋放。隨著城市化的推進(jìn)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會為女性就業(yè)提供更為廣闊的就業(yè)空間。陳潔等研究表明，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的服務(wù)業(yè)是吸納女性勞動力的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)擴張對女性勞動參與有顯著的正向影響。[26]叢海彬等學(xué)者也通過研究發(fā)現(xiàn)，伴隨著農(nóng)業(yè)人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，向第二、三產(chǎn)業(yè)聚集，這種從業(yè)人員的轉(zhuǎn)移本身就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與變換的一種直觀體現(xiàn)。[27]

二、模型的設(shè)定及回歸分析

(一)基礎(chǔ)模型

本文從人均收入出發(fā)來構(gòu)架我們的分析，借鑒Ang等[28]分解人均收入的方法，我們將人均收入這樣分解：

(1)

其中，Y代表國民總收入，N代表總?cè)丝?，L為勞動力總?cè)丝冢珽P代表總就業(yè)人口，D為被撫養(yǎng)總?cè)丝?，總?cè)丝贜由勞動力總?cè)丝贚和被撫養(yǎng)總?cè)丝贒組成。Y/N代表人均國民總收入，在此，將人均國民總收入Y/N拆解為三部分：Y/EP表示勞動生產(chǎn)率，L/N為勞動力占比，EP/L為勞動參與率。

將N=L+D代入公式(1)可得公式(2)：

(2)

用人口撫養(yǎng)比D/L來表示人口紅利dd，因此，L/(L+D)可以變換為(1+dr)-1，即勞動力占比對經(jīng)濟增長的影響可以解讀為人口紅利對經(jīng)濟增長的影響。

Y/N代表人均國民總收入pgdp，Y/EP為勞動生產(chǎn)率lp，EP/L為勞動參與率lpr。則人均總收入方程可以表示為：

pgdp=lp·lpr·(1+dr)-1

(3)

兩邊取對數(shù)可得到公式(4)：

lnpgdp=lnlp+lnlpr+ln(1+dr)-1

(4)

令y=lnpgdp；a=lnlp；b=lnlpr；c=ln(1+dr)-1

y=a+b+c

(5)

由于總的勞動生產(chǎn)率取決于各個部門的勞動生產(chǎn)率以及各個部門的就業(yè)比重，即總的勞動生產(chǎn)率可以分為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率乘以農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)比重加上非農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率乘以非農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)比重，所以勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的影響可以解讀為就業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響。s代表就業(yè)結(jié)構(gòu)，?代表就業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響。同時借鑒Barro 、 Sala-I-Matin(1995)對穩(wěn)態(tài)的線性表述方法，可以得到以下式子，在此，a*代表穩(wěn)態(tài)的勞動生產(chǎn)率，a0代表初期的勞動生產(chǎn)率，λ代表經(jīng)濟增長收斂速度。

a=λ(a*-a0)

(6)

由于y0=a0+b0+c0，所以人均收入可以表述為：

y=λ(a*+b0+c0-y0)+?s+c

(7)

α為勞動參與率對人均收入的影響，β為人口紅利對人均收入的影響，X*為影響穩(wěn)定人均收入的其他生產(chǎn)要素等一系列控制變量，因此人均收入可以表示為式子(8)，這是一個趨近于穩(wěn)態(tài)的次穩(wěn)定狀態(tài)，同時引入誤差項ε。

y=λ(ψX*-y0)+?s+ε

(8)

將(8)式簡單地還原為以下方程：

lnpgdp=αlnlpr+βlns+γlndr+φcostrols+ε

(9)

即根據(jù)人均收入的分解方式最終將影響經(jīng)濟增長的因素分解為就業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動參與率、人口紅利以及其他影響經(jīng)濟增長的一系列變量。

固定資本的投資一直是經(jīng)濟增長不可忽視的因素之一，另外人力資本的投資也在近些年來被視為助力經(jīng)濟增長可持續(xù)的法寶，因此，考慮將固定資本投資以及人力資本投資作為控制變量加入模型，根據(jù)式子(9)，可以將公式變形為：

lnpgdp=αlnflpr+βlns+γlndr+lnfc+μlnedu+ε

(10)

(二)計量模型的設(shè)定

為研究女性勞動參與的變動對宏觀經(jīng)濟增長的影響，在此利用面板固定效應(yīng)模型來作回歸分析。分析經(jīng)濟增長過程中女性勞動參與率以及其他因素對經(jīng)濟增長的影響情況，本文將女性勞動參與率作為主要解釋變量，同時加入了一系列控制變量來構(gòu)架我們的分析。建立了以下動態(tài)面板模型：

lnpgdpit=α+β1·flprit+β2eduit+β3·sit+β4·drit+β5·fcit+εit

(11)

上述方程中，i代表國家或地區(qū)，t代表年份，橫截面i(l,n)=188，時期t(1991,2019)=29。其中，lnpgdp為人均GDP的自然對數(shù)作為被解釋變量，采用人均GDP的自然對數(shù)是為了使其方差恒定，讓其波動更加穩(wěn)定，實際人均GDP采用2010年不變價美元折算后的GDP；主要解釋變量為女性勞動參與率flpr，用女性就業(yè)人口加上沒有工作但是正在找工作的女性(15歲以上就業(yè)女性加上15歲以上的城鎮(zhèn)失業(yè)女性)與女性勞動年齡人口之比來表示；控制變量為受教育程度edu，表示人力資本對經(jīng)濟增長的影響，用中學(xué)的入學(xué)率(2)中學(xué)入學(xué)率：一般地，在數(shù)據(jù)充分的國家，我們采用核算平均受教育年限來作為人力資本的，所以代理指標(biāo)，但是由于我們在此做國際比較，很多國家的小學(xué)、初中、高中的平均受教育年限數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，所以在此改用中學(xué)入學(xué)率來作為人力資本的代理指標(biāo)，另外，像運用比較廣泛而且認(rèn)可度比較高的人類發(fā)展指數(shù)就是用中學(xué)入學(xué)率來表示。來表示；s表示二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重代表就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，用二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重來表示；人口紅利dr，用總撫養(yǎng)比表示，等于非勞動年齡人口(15歲以下以及64歲以上的人口)除以勞動年齡人口(15～64歲的人口)；科布-道格拉斯的經(jīng)濟增長方程表明，除了勞動，資本也是影響經(jīng)濟增長的因素，因此控制變量也包括fc，為固定資本投資，用固定資本形成額占GDP的百分比來表示。α為常數(shù)項，ε為其他影響經(jīng)濟增長的一系列變量。為考察女性勞動參與對經(jīng)濟增長的間接影響，在模型(11)的基礎(chǔ)上，加入少兒撫養(yǎng)比與女性勞動參與率的交互項，來研究少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)通過女性勞動參與對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(三)變量的描述以及實證分析

本文總?cè)丝趽狃B(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、少年撫養(yǎng)比、GDP、就業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資本投資以及人力資本投資等數(shù)據(jù)來源于《世界銀行數(shù)據(jù)庫》，總勞動參與率、性別紅利、男性勞動參與率等來自《國際勞工組織數(shù)據(jù)庫》(ILO)，而中國的GDP以及總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比來自中國的歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于數(shù)據(jù)的可得性受限，本文采取包含中國在內(nèi)的188個國家和地區(qū)1991～2019年29年的面板數(shù)據(jù)，其中包括美國、加拿大、日本、澳大利亞等在內(nèi)的36個發(fā)達(dá)國家以及中國、印度、巴基斯坦、馬來西亞等在內(nèi)的152個非發(fā)達(dá)國家。本文對于部分國家的缺失數(shù)據(jù)的處理采用插值法進(jìn)行插值補缺，同時對異常值采用縮尾處理，[29]回歸分析使用stata15.0以及附加程序進(jìn)行計算分析。

1.變量的描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)各個變量的描述性統(tǒng)計分析，從人均收入的差異來看，國家間的貧富差距依然存在，這表明推動全人類共同富裕還有很長一段路要走；從總勞動參與率及分性別勞動參與率的均值來看，世界范圍內(nèi)總的勞動參與率為67.34%，男性勞動參與率為78.37%，而女性的勞動參與率僅僅為55.82%，低于男性22.55個百分點?？?cè)丝趽狃B(yǎng)比的均值為64.32%，表明全球的總撫養(yǎng)比已經(jīng)高于國際上規(guī)定的50%(低于50%為人口紅利期)，已進(jìn)入人口負(fù)債期，但是由于總?cè)丝趽狃B(yǎng)比是由少兒撫養(yǎng)比與老人撫養(yǎng)比構(gòu)成，即64.32%是由11.51%的老年撫養(yǎng)比與52.81%的少年撫養(yǎng)比構(gòu)成，表明未來的勞動力儲備量還是相當(dāng)可觀的；從受教育程度的分布來看，各個國家間的受教育程度間的差異還比較大的，這意味著世界范圍內(nèi)的人口質(zhì)量紅利仍然有很大的挖掘空間。從就業(yè)結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計分析結(jié)果來看，部分國家的工業(yè)化進(jìn)程依然未達(dá)到理想狀況，國家間的就業(yè)結(jié)構(gòu)存在很大的差異。

2.實證回歸分析

首先對各個變量作了LLC檢驗，p值為0，表明所選變量數(shù)據(jù)的序列是平穩(wěn)的。在作回歸分析之前，還需要確定應(yīng)該建立何種模型類型的檢驗。由于我們的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，F(xiàn)統(tǒng)計量重在檢驗應(yīng)該建立混合模型還是固定效應(yīng)模型，而Hausman檢驗可以幫我們檢驗出模型符合隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)模型。因此，對基本數(shù)據(jù)和模型類型作了F檢驗和Hausman檢驗，F(xiàn)值為49.8，而Hausman檢驗結(jié)果的p值為0.0001，根據(jù)這些檢驗結(jié)果，模型采用固定效應(yīng)模型來進(jìn)行回歸分析比較好。在回歸的過程中通過逐漸加入控制變量來作回歸分析，通過擬合優(yōu)度的變化來判斷依次加入控制變量是否合理。

表1為面板固定效應(yīng)回歸的基本結(jié)果。通過對女性勞動參與率對經(jīng)濟增長的全樣本估計，模型1只包含了被解釋變量和核心解釋變量，模型2～5是在模型1的基礎(chǔ)上加入了影響經(jīng)濟增長的受教育程度、就業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資等控制變量。從基本回歸結(jié)果顯示，逐漸加入控制變量后的擬合優(yōu)度都有所提高，表示控制變量的加入是合理的。模型1、模型2、模型3、模型4和模型5的主要解釋變量系數(shù)為正，而且在1%的顯著性水平下顯著，即女性勞動參與率的提高對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，表明性別紅利對經(jīng)濟增長具有促進(jìn)作用。研究假設(shè)1得以驗證。雖然模型1中，性別紅利與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果顯示，女性勞動參與率每增加一個單位，經(jīng)濟增長將提高1.8個百分點，而模型5在加入一系列控制變量后，女性勞動參與率對經(jīng)濟增長的影響為0.011，但是模型5的擬合優(yōu)度有很大的提高，因此以模型5的結(jié)果為基準(zhǔn)來報告各個變量的影響。得到的主要回歸結(jié)果如下：(1)女性勞動參與率顯著提高經(jīng)濟增長。從女性勞動參與率的回歸結(jié)果來看，女性勞動參與率每增加一個單位，經(jīng)濟增長將提高1.1個百分點，這意味著性別紅利的這種經(jīng)濟增長效應(yīng)確實存在。(2)受教育程度對經(jīng)濟增長存在正向影響。模型5中受教育程度的系數(shù)為0.003，在1%的顯著性水平下顯著為正，這表明人力資本水平的提高一直是經(jīng)濟可持續(xù)增長強有力的動力，側(cè)面印證了性別質(zhì)量紅利的存在性。(3)二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的上升促進(jìn)經(jīng)濟增長。就業(yè)結(jié)構(gòu)變量對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)顯著為正，這表明二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的上升對經(jīng)濟增長都起到促進(jìn)作用。就業(yè)結(jié)構(gòu)變動一個單位，經(jīng)濟增長將變動0.3個百分點，說明二、三產(chǎn)業(yè)占比越大，對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用越大，反之，農(nóng)業(yè)占比升高對經(jīng)濟增長存在抑制作用。這也并不是完全否認(rèn)發(fā)展農(nóng)業(yè)在一個國家中的地位，因為雖然農(nóng)業(yè)的發(fā)展也是為經(jīng)濟的發(fā)展積累原始資本，但是工業(yè)化速度的加快，擴大了對勞動力的需求，會使得女性工資的替代效應(yīng)高于收入效應(yīng)從而增加勞動供給以促進(jìn)經(jīng)濟增長。[30]

表1 實證回歸結(jié)果

其他一些控制變量的影響報告如下：人口紅利即人口撫養(yǎng)比的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明隨著人口撫養(yǎng)比的下降，經(jīng)濟增長會出現(xiàn)上升趨勢。從實證結(jié)果可以看出，總?cè)丝趽狃B(yǎng)比下降一個百分點，經(jīng)濟增長將提高0.1個百分點，但是隨著我國不可逆轉(zhuǎn)的人口老齡化態(tài)勢而導(dǎo)致的老齡撫養(yǎng)比的不斷攀升，會使得總的撫養(yǎng)比不斷升高，當(dāng)人口撫養(yǎng)比較高時，意味著每單位的勞動力需要撫養(yǎng)更多的人口，從而退出勞動力市場，會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用；[31][32]固定資產(chǎn)投資額對經(jīng)濟增長的影響顯著為正，這說明固定資產(chǎn)投資比例越高，經(jīng)濟增長的水平就越高。固定資本的投資增長一個單位，經(jīng)濟增長將提高0.8個百分點，這表明固定資本投資的增長效應(yīng)還是很明顯的。投資作為經(jīng)濟增長驅(qū)動的“三駕馬車”之一，一直在經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮著重要作用。雖然當(dāng)今世界范圍的經(jīng)濟增長都在由“投資驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”的模式轉(zhuǎn)變，[33]但是投資在經(jīng)濟發(fā)展的過程中依然不可忽視，畢竟創(chuàng)新也需要大量的資本投入。

在加入少兒撫養(yǎng)比與性別紅利的交互項后，我們得到了一個有意思的結(jié)果：少兒撫養(yǎng)比在性別紅利的釋放過程中起到了調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型5在加入少兒撫養(yǎng)比與性別紅利的交互項(3)加入性別紅利與少兒撫養(yǎng)比的交互項是考慮到女性勞動參與率的變化對經(jīng)濟增長的效應(yīng)依賴于少兒撫養(yǎng)比的取值，即考察女性勞動參與率通過少兒撫養(yǎng)比對經(jīng)濟增長的偏效應(yīng)。系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重，會影響性別紅利的釋放。因此，政府可以完善女性生育保險制度以及產(chǎn)假休假制度，完善社區(qū)兒童保育服務(wù)，為女性“走出來”做好強有力的后勤保障，促進(jìn)性別紅利的有效釋放。這驗證了我們的研究假設(shè)2：少兒撫養(yǎng)比的增加將抑制性別紅利的釋放。

在加入就業(yè)結(jié)構(gòu)與性別紅利的交互項后，我們發(fā)現(xiàn)：模型6中就業(yè)結(jié)構(gòu)與性別紅利的交互項的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，說明二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的上升對性別紅利的釋放起到了積極的促進(jìn)作用。國家統(tǒng)計局公布的2019年度三次產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)顯示：第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重為25.1%，其GDP貢獻(xiàn)率為3.8%；第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重為27.5%，其GDP貢獻(xiàn)率為36.8%；第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重為47.4%，其GDP貢獻(xiàn)率為59.4%?？梢钥闯?，二、三產(chǎn)業(yè)不僅具有就業(yè)吸納能力，而且對經(jīng)濟增長的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過第一產(chǎn)業(yè)，同時，二、三產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)又更適合女性就業(yè)，因此，就業(yè)結(jié)構(gòu)的升級將對性別紅利的釋放產(chǎn)生利好的影響。研究假設(shè)3得以驗證：就業(yè)結(jié)構(gòu)的升級促進(jìn)性別紅利的釋放。

三、穩(wěn)健性檢驗

(一)替代被解釋變量

本文以上通過經(jīng)驗分析得出經(jīng)濟增長的影響因素，在這里通過把被解釋變量作替換來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，我們用現(xiàn)價美元人均收入的對數(shù)來替換以2010年不變價美元計算的人均收入的對數(shù)(數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫)。模型7估計結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，性別紅利對經(jīng)濟增長有正向促進(jìn)作用。

(二)分樣本回歸

為了檢驗性別紅利與控制變量對經(jīng)濟增長的影響在不同類型的國家間是否一致，我們采用分樣本回歸對前文的回歸結(jié)果作進(jìn)一步的檢驗。按照世界銀行2019年世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫的分類標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本中的所有國家分發(fā)達(dá)國家和非發(fā)達(dá)國家兩個分樣本分別進(jìn)行回歸，其中發(fā)達(dá)國家包括美國、加拿大、日本、澳大利亞等在內(nèi)的36個國家以及中國、印度、巴基斯坦、馬來西亞等在內(nèi)的152個非發(fā)達(dá)國家。根據(jù)F檢驗和豪斯曼檢驗結(jié)果，模型仍然需要采用固定效應(yīng)模型來進(jìn)行回歸，表2中的模型8和模型9列出了對兩個類型國家的分樣本的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，與模型5的回歸結(jié)果相比，無論是發(fā)達(dá)國家還是非發(fā)達(dá)國家的樣本回歸，性別紅利對經(jīng)濟增長的影響都呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，但是影響程度存在差異，性別紅利對非發(fā)達(dá)國家的影響系數(shù)較大一些，這表明，在非發(fā)達(dá)國家更應(yīng)該注重性別紅利的挖掘。

表2 穩(wěn)健性檢驗

(三)工具變量法

由于變量之間可能存在內(nèi)生性問題而導(dǎo)致回歸的結(jié)果可能是有偏的，本文采用滯后一期的女性勞動參與率作為其工具變量。因為當(dāng)期的女性勞動參與率會影響下一期的女性勞動參與率，因此滯后一期的女性勞動參與率滿足其相關(guān)性假定，因為當(dāng)期的女性勞動參與率與下一期的工資制度等完全不相關(guān)，即是滿足了外生性假定。在面板數(shù)據(jù)的處理過程中，采用滯后期工具變量策略是一種常見的選取工具變量的方法。模型10采用工具變量的方法再次使用固定效應(yīng)模型，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行回歸，Sargan-Hansen檢驗的P值為0.82，表明不存在過度識別的問題。然后進(jìn)行弱工具變量檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計量為176.5，遠(yuǎn)大于臨界值10，說明不存在弱工具變量問題。模型9與模型5各個回歸系數(shù)的顯著性很相似，表明女性勞動參與對經(jīng)濟增長的影響顯著為正。

在替換變量、分樣本回歸、運用工具變量法等一系列穩(wěn)健性檢驗中發(fā)現(xiàn)，本文的主要解釋變量的回歸結(jié)果非常穩(wěn)健，即性別紅利對經(jīng)濟增長的影響顯著為正，再次驗證了本文提出的研究假設(shè)。

四、結(jié)果分析

(一)研究結(jié)論

本文以1991～2019年188個國家的面板數(shù)據(jù)為樣本分析性別紅利對經(jīng)濟增長的影響，利用面板固定效應(yīng)回歸分析并作了一系列穩(wěn)健性檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別紅利對經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，并得到以下結(jié)論。

第一，性別紅利對經(jīng)濟增長存在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。從全球范圍來看，女性勞動參與顯著地促進(jìn)了各國的經(jīng)濟增長；分樣本回歸結(jié)果表明，女性勞動參與對發(fā)達(dá)經(jīng)濟體和非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長都有顯著的促進(jìn)作用，且對非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的促進(jìn)作用要高于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體。這表明，非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的國家，勞動就業(yè)市場的性別歧視對女性勞動生產(chǎn)率的抑制更為嚴(yán)重，提高女性勞動參與，挖掘其性別紅利的經(jīng)濟效益更為顯著。

第二，人力資本促進(jìn)經(jīng)濟增長包含著深刻的性別紅利意義。人力資本提升對所有國家的經(jīng)濟增長的積極影響都是顯著的，但在這一影響效應(yīng)上，發(fā)達(dá)經(jīng)濟體弱于非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體?；诜前l(fā)達(dá)經(jīng)濟體國家女性人力資本水平嚴(yán)重低下的事實，其女性人力資本增長將具有很強的性別紅利潛力和經(jīng)濟增長效應(yīng)。

第三，就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型促進(jìn)經(jīng)濟增長具有顯著的性別紅利含義。在全球范圍，就業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)型向現(xiàn)代型的轉(zhuǎn)變具有顯著的經(jīng)濟增長效應(yīng)，但存在著顯著的國別差異性，發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟增長效應(yīng)弱于非發(fā)達(dá)國家。在性別紅利視域，在非發(fā)達(dá)國家，女性勞動者是現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的積極建構(gòu)者，特別是第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)的主力軍。因此，基于現(xiàn)代就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的女性勞動參與，可以通過性別紅利機制促進(jìn)經(jīng)濟增長。

第四，少兒撫養(yǎng)比對性別紅利的釋放存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。少兒撫養(yǎng)比提升對性別紅利的釋放存在抑制性作用，這一實證反證了兩個重要命題：一是以“生育率下降為主導(dǎo)內(nèi)容”的現(xiàn)代人口轉(zhuǎn)變是性別紅利生成的人口前提；二是女性勞動參與的市場化效率是家庭孩子“數(shù)量質(zhì)量替代”的第一性激勵。人口轉(zhuǎn)變是全世界范圍的一個共同歷程，有助于提高婦女的社會勞動參與，但人口過程并不能提供內(nèi)生于市場體系的性別歧視的根本解決路徑。

(二)理論解釋

第一，在普遍意義上，性別紅利對現(xiàn)實經(jīng)濟增長有支持作用?；趧趧恿κ袌鲂詣e差異在世界范圍普遍存在的判斷，逐步消除性別歧視，推進(jìn)平等就業(yè)對實現(xiàn)性別紅利有積極意義。無論是發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的國家還是非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的國家，性別紅利支持經(jīng)濟增長的命題均成立。尤其值得關(guān)注的是，對于非發(fā)達(dá)經(jīng)濟體而言，性別紅利對經(jīng)濟增長的支持具有更大潛力。

對于我國現(xiàn)實而言，性別紅利具有特定的意義，主要表現(xiàn)在性別紅利的經(jīng)濟效應(yīng)內(nèi)在于國家強調(diào)的“推進(jìn)要素市場化”的體制機制改革的重大戰(zhàn)略決策之中。勞動要素市場化進(jìn)程中，女性勞動要素的市場化進(jìn)程滯后，嚴(yán)重限制了性別紅利的產(chǎn)出，經(jīng)濟的穩(wěn)定增長和持續(xù)發(fā)展沒有得到基于公平就業(yè)的性別紅利的充分支持。中國處于從傳統(tǒng)社會到現(xiàn)代社會的全面轉(zhuǎn)型過程中，其中的性別紅利含義是多層級的：在鄉(xiāng)—城勞動力轉(zhuǎn)移過程中，女性勞動力更多滯留在傳統(tǒng)鄉(xiāng)村，女性勞動力要素的市場化進(jìn)程后滯，性別紅利無法通過鄉(xiāng)—城轉(zhuǎn)移(鄉(xiāng)村勞動力轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯蜆I(yè)者)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型(傳統(tǒng)的第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代二、三產(chǎn)業(yè)的勞動者)、職業(yè)變化(傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的自然勞動就業(yè)者轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌龌偁幮跃蜆I(yè)者)實現(xiàn)充分釋放。因此，在我國鄉(xiāng)-城勞動力轉(zhuǎn)移的大趨勢下，通過鄉(xiāng)村發(fā)展與城鎮(zhèn)化雙向合力(推力+拉力)，女性增加勞動參與具有支持經(jīng)濟增長的性別紅利效應(yīng)，特別是在社會勞動力供給跨過劉易斯拐點之后，面對人口老齡化和勞動力短缺等困境，女性勞動參與率的提高成為提高全社會勞動供給，維持生產(chǎn)體系對勞動要素的投入需求的極其有效的途徑，亦即性別紅利支持經(jīng)濟增長的效應(yīng)尤為重要。中國實踐印證了“性別紅利支持現(xiàn)實經(jīng)濟增長”的理論命題。

第二，工資率平等是釋放性別紅利的主要途徑。性別紅利成之于就業(yè)公平對女性勞動參與的激勵，并由此支持經(jīng)濟增長。性別紅利釋放的最大可能性，來自女性社會勞動參與的增加是否具有改進(jìn)不公正性別工資的效應(yīng)，也即性別紅利是基于性別公平的女性勞動參與增加而帶來的經(jīng)濟效率，其前提是兩性平等的工資率。性別工資差異在我國城鎮(zhèn)用工中普遍存在，特別是臨時用工的性別工資差異很突出。2013年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP2013)顯示，城鎮(zhèn)男性月均工資均值為3858.49元，城鎮(zhèn)女性的月均工資均值為3009.12元，男性工資率高出女性28個百分點。2013年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)調(diào)查顯示，男性月均工資3132.79元，女性月均工資為2354.38元，男性高出女性33個百分點。職業(yè)分層對我國整體的男女工資率差異擴大的影響尤其大。[34]葛玉好利用中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查(Urban Household Survey，簡稱UHS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，高收入群體的性別差距不是很嚴(yán)重，中低收入群體的性別收入差距比較明顯。[35]可見，性別工資差異是就業(yè)歧視的主要體現(xiàn)之一，逐步彌合性別工資差異應(yīng)成為釋放性別紅利進(jìn)行提升人口紅利的主要途徑。

第三，女性增加社會勞動參與具有突出的代際效應(yīng)。女性增加勞動參與會顯著提高中遠(yuǎn)期在家庭中的影響力。研究表明，女性勞動參與率的提高可以降低嬰兒死亡率，[36]提高家庭總收入，加大對子女的教育投入，[37]由此提高未來勞動力的人力資本水平。與男性相比較，母親家庭地位對子女人力資本水平有更為顯著的正效應(yīng)。女性通過增加社會勞動參與會提升其家庭決策權(quán)并引致突出代際影響效應(yīng)，特別是對子女“數(shù)量質(zhì)量替代”效應(yīng)的影響力尤為重要。

與男性勞動參與的代際效應(yīng)相比較，女性勞動參與增加的代際效應(yīng)突出，且在多個維度為家庭提供代際支持，其經(jīng)典理論歸納是女性工資率提高引致家庭孩子“數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)”，具體表現(xiàn)：一是母親在孩子數(shù)量減少決策上的權(quán)重增加，而這一生育決策與女性勞動參與的關(guān)系是內(nèi)生性的，即減少孩子生育的決策使女性增加了勞動參與時間的可能性，而增加勞動參與將增加家庭特別是母親的時間稀缺性，從而減少孩子生育的時間投入；二是母親在孩子人力資本投入決策的貢獻(xiàn)份額增加，而母親更具有對孩子人力資本投入的偏好。勞動力市場對低素質(zhì)女性勞動者的排斥性更強，母親是親歷者，經(jīng)驗事實支持著其家庭行為的人力資本投資偏好。

第四，女性增加勞動參與具有突出的公平效率含義?；谛詣e紅利原理，勞動就業(yè)領(lǐng)域的“公平”具有深刻的“效率”含義，這是本文對經(jīng)濟學(xué)界關(guān)于“公平—效率”悖論命題的一個回答。本研究的理論邏輯是，歧視性勞動力市場導(dǎo)致市場體系既扭曲了女性勞動要素的價值評價，也扭曲了男性勞動要素的價值評價，由此干預(yù)了勞動要素正常市場化過程，不能為經(jīng)濟增長提供優(yōu)化配置勞動要素的價值基礎(chǔ)，扭曲的勞動要素價值評價，現(xiàn)實后果特別是遠(yuǎn)期效應(yīng)必然是整個社會的福利損失。勞動就業(yè)市場的性別歧視不僅僅是女性勞動力生產(chǎn)率的單方面損失，也拉低了男性勞動力的生產(chǎn)效率，即是兩性雙向勞動生產(chǎn)率的損失，因此是整個社會全員勞動生產(chǎn)率的損失。這是性別紅利的外部性含義。因此，性別紅利具有推動經(jīng)濟領(lǐng)域生產(chǎn)率改進(jìn)的積極意義。此外，女性勞動參與率的提高，將提高女性的家庭經(jīng)濟地位，為實現(xiàn)基于家庭性別平等的權(quán)利結(jié)構(gòu)和理性決策提供支持，由此而有利于推動由男性主導(dǎo)的婚姻家庭生活向性別平等、家庭和諧的模式轉(zhuǎn)變。性別紅利外溢性所具有的突出社會效益，為全社會公平正義提供了兩性合力的支持。