○ 文/馬富萍 陶世佳 王翹楚

文章利用內(nèi)蒙古12個(gè)盟市2001-2020年面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并考察勞動(dòng)成本扮演的角色。結(jié)果表明：數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均起正向促進(jìn)作用。數(shù)量型性別紅利每增加1個(gè)單位，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高1.5%; 結(jié)構(gòu)型性別紅利每增加1個(gè)單位，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高89.0%。勞動(dòng)成本在其中起部分中介作用。

據(jù)內(nèi)蒙古自治區(qū)第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年內(nèi)蒙古自治區(qū)人口出生率僅為8.30‰，相比于2000年下降了45.78%；2020年內(nèi)蒙古65歲以上老年人口占比達(dá)到了19.78%，相比于2000年增加了146.90%。在人口機(jī)會(huì)窗口逐漸關(guān)閉的背景下，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性勢(shì)必會(huì)受到影響，因此尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)迫在眉睫。而作為生育率下降的結(jié)果，女性參與勞動(dòng)的機(jī)會(huì)變多。為此，2019年印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范招聘行為促進(jìn)婦女就業(yè)的通知》，通知中禁止企業(yè)因?yàn)樾詣e因素限制女性求職。相關(guān)政策的實(shí)施引起了社會(huì)各界對(duì)女性就業(yè)的關(guān)注。2010年，性別紅利概念在《性別紅利：充分利用女性的工作》中首次被提出[1]。性別紅利關(guān)注性別結(jié)構(gòu)，將性別平等作為基礎(chǔ)，通過(guò)強(qiáng)化女性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)角色來(lái)促進(jìn)家庭發(fā)展與地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。性別紅利包含數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利，其中數(shù)量型性別紅利是指女性勞動(dòng)參與率和社會(huì)參與率提高帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益，結(jié)構(gòu)型性別紅利是指女性勞動(dòng)力由農(nóng)村向城市流動(dòng)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[2]。本文利用2001-2020年內(nèi)蒙古12個(gè)盟市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并探究勞動(dòng)成本的中介作用。

一、研究假設(shè)

（一）性別紅利的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

學(xué)者認(rèn)為數(shù)量型性別紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向促進(jìn)作用。女性勞動(dòng)參與率的提高不僅正向影響家庭的總體收入[4]，還能夠促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大[3]，提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額[5]，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[6][7][8]。女性勞動(dòng)參與率提高促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，一方面是通過(guò)充分釋放女性生產(chǎn)力，增加社會(huì)勞動(dòng)力總量；另一方面是促進(jìn)各行業(yè)實(shí)現(xiàn)性別平衡，進(jìn)而提高生產(chǎn)效率[9][10]。基于已有文獻(xiàn)，內(nèi)蒙古女性勞動(dòng)參與率的提高能夠提供更多的社會(huì)勞動(dòng)力，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此提出假設(shè)1：

H1：數(shù)量型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向促進(jìn)作用。

少量學(xué)者還對(duì)結(jié)構(gòu)型性別紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，即女性就業(yè)城鄉(xiāng)分布情況對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。在中國(guó)，女性從農(nóng)村進(jìn)入城鎮(zhèn)工作，二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比提高，這使得女性在腦力工作、性格特征等方面的相對(duì)優(yōu)勢(shì)得到充分展現(xiàn)，從而能更好適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，因此對(duì)家庭人均純收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用[10][11][12]。因此提出假設(shè)2：

H2：結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向促進(jìn)作用。

（二）勞動(dòng)成本的中介作用

現(xiàn)有研究已經(jīng)證實(shí)勞動(dòng)力成本降低是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一大前因變量。地區(qū)勞動(dòng)成本降低以后，勞動(dòng)力區(qū)位優(yōu)勢(shì)得到體現(xiàn)，外地企業(yè)以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，因此就會(huì)將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到該地區(qū)，最終企業(yè)集聚帶來(lái)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[13]。與此同時(shí)，有學(xué)者認(rèn)為性別紅利推動(dòng)勞動(dòng)成本的降低，這是因?yàn)榕跃蜆I(yè)份額提高可以?xún)?yōu)化女性勞動(dòng)力資源配置，避免因性別歧視帶來(lái)資源錯(cuò)配，從而降低了勞動(dòng)成本[3][14]?；诂F(xiàn)有文獻(xiàn)，探究勞動(dòng)成本的中介效應(yīng)，并提出假設(shè)3和假設(shè)4：

H3：勞動(dòng)成本在數(shù)量型性別紅利影響內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中起中介作用。

H4：勞動(dòng)成本在結(jié)構(gòu)型性別紅利影響內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中起中介作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

基于2001-2020年內(nèi)蒙古自治區(qū)12個(gè)盟市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》《盟市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。在初步處理數(shù)據(jù)的過(guò)程中，以2000年GDP為不變價(jià)。對(duì)于缺失的數(shù)據(jù)，采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充?；貧w分析使用 stata15.0，對(duì)于異常值采用雙邊1%縮尾處理。

（二）變量介紹

1.被解釋變量和解釋變量。被解釋變量為內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其衡量指標(biāo)為各盟市的生產(chǎn)總值（lngdp），轉(zhuǎn)換為2000年不變價(jià)，并以對(duì)數(shù)形式使用。解釋變量之一為數(shù)量型性別紅利，使用各盟市女性就業(yè)份額（female_ratio）作為衡量指標(biāo)[15]，即女性就業(yè)人數(shù)在總就業(yè)人數(shù)中的占比＊100。另一解釋變量為結(jié)構(gòu)型性別紅利，使用各盟市女性就業(yè)人數(shù)城鄉(xiāng)比例的對(duì)數(shù)值（lnurban_ratio）作為衡量指標(biāo)[2]，即女性城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)的比值＊100并取對(duì)數(shù)。

2.控制變量。控制變量中，選取了勞動(dòng)力數(shù)量、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)結(jié)構(gòu)和財(cái)政支出占比4個(gè)變量。勞動(dòng)力數(shù)量的衡量指標(biāo)為取對(duì)數(shù)后的年末15歲以上就業(yè)人數(shù)（lnlab）；固定資產(chǎn)投資用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額在GDP中的比例（fc）來(lái)衡量；就業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)為二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比（s）[9]，計(jì)算方式為二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)/總就業(yè)人數(shù)＊100；財(cái)政支出占比（fe）為公共財(cái)政支出與GDP的比值。

3.中介變量。中介變量為勞動(dòng)成本，使用單位增加值所支付工資（labor_cost）作為衡量指標(biāo)[2]，計(jì)算公式為：?jiǎn)挝辉黾又邓Ц豆べY=勞動(dòng)者平均工資/勞動(dòng)者人均GDP。

（三）模型設(shè)定

本文的計(jì)量模型如下所示：

i 代表各個(gè)盟市，t 代表年份，橫截面 i( 1，n) =12，時(shí)期 t(2001，2020) =20。β0為常數(shù) ,εit表示其他變量。模型（1）檢驗(yàn)數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響，若系數(shù)β1和系數(shù)β2顯著不為0，則說(shuō)明數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著影響。模型（2）和模型（3）分別用于檢驗(yàn)數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)勞動(dòng)成本的影響。若模型（2）或模型（3）中系數(shù)β1顯著不為0，則說(shuō)明數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)勞動(dòng)成本存在顯著影響。模型（4）和模型（5）用于檢驗(yàn)勞動(dòng)成本的中介作用。若模型（4）或模型（5）中β2顯著不為0，則說(shuō)明勞動(dòng)成本發(fā)揮了中介效應(yīng)，此時(shí)通過(guò)系數(shù)β1的顯著性來(lái)判斷勞動(dòng)成本是否起到完全中介作用，當(dāng)模型（4）或模型（5）中系數(shù)β1不顯著時(shí)，勞動(dòng)成本表現(xiàn)出完全中介效應(yīng)，否則起部分中介作用。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸分析

在各變量通過(guò)LLC檢驗(yàn)和多重共線性問(wèn)題檢測(cè)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行后續(xù)實(shí)證分析。為確定適合本研究的面板數(shù)據(jù)回歸模型，進(jìn)行F檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)值為18.70（P＜0.001），說(shuō)明顯著存在個(gè)體效應(yīng)；豪斯曼統(tǒng)計(jì)值為199.82（P＜0.001），拒絕原假設(shè)，所以采用固定效應(yīng)模型來(lái)刻畫(huà)性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。由表1基于固定效應(yīng)模型的回歸系數(shù)可知，數(shù)量型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的正向影響，且數(shù)量型性別紅利每增加1個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高1.5%；結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在顯著的正向影響，且結(jié)構(gòu)型性別紅利每增加1個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高89.0%。假設(shè)1和假設(shè)2得到證實(shí)。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表2考察了勞動(dòng)成本的中介效應(yīng)。列（1）中數(shù)量型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.032（P＜0.001），列（2）中數(shù)量型性別紅利對(duì)勞動(dòng)成本的回歸系數(shù)為-0.004（P＜0.01），列（3）中勞動(dòng)成本對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為-3.293（P＜0.001），數(shù)量型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.018（P＜0.001），且小于0.032，說(shuō)明勞動(dòng)成本在數(shù)量型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響過(guò)程中起著部分中介作用。列（4）中結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.982（P＜0.001），列（5）中結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)勞動(dòng)成本的回歸系數(shù)為-0.147（P＜0.001），列（6）中勞動(dòng)成本對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為-2.945（P＜0.001），結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.540（P＜0.001），且小于0.982，說(shuō)明勞動(dòng)成本在結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響過(guò)程中同樣起部分中介作用。假設(shè)3和假設(shè)4得到證實(shí)。

表2 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過(guò)替換關(guān)鍵變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于因變量指標(biāo)，在參考已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上使用勞動(dòng)力人均收入（lninc）作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況的指標(biāo)[16]，即地區(qū)生產(chǎn)總值/年末從業(yè)人員數(shù)量。對(duì)于數(shù)量型性別紅利的指標(biāo)，使用取對(duì)數(shù)后的女性就業(yè)人數(shù)（lnfemale）作為替代指標(biāo)。對(duì)于結(jié)構(gòu)型性別紅利的指標(biāo)，使用取對(duì)數(shù)后的女性城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（lnurban）作為替代指標(biāo)。表3穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在顯著的正向影響。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、研究結(jié)論

在人口紅利衰弱以及社會(huì)老齡化嚴(yán)重的背景下，本文以2001—2020年內(nèi)蒙古12個(gè)盟市的面板數(shù)據(jù)作為樣本分析數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，檢驗(yàn)了勞動(dòng)成本的中介效應(yīng)，并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)上述分析，得到如下結(jié)論：數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在顯著正向影響，數(shù)量型性別紅利每增加1個(gè)單位，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高1.5%；結(jié)構(gòu)型性別紅利每增加1個(gè)單位，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高89.0%。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，勞動(dòng)成本在數(shù)量型性別紅利和結(jié)構(gòu)型性別紅利對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響過(guò)程中均起到部分中介作用。