全球化对中国女性经济地位影响的多元回归分析

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　　【摘要】在中国被卷入全球化浪潮的情况下，女性的经济和社会地位也受到全球化的影响。本文用1982-2006年的数据对中国女性劳动力占总劳动力的比例与全球化的衡量指标做了实证分析，从生产全球化、贸易全球化、投资全球化和金融全球化的角度分析了全球化对女性就业的影响。实证结果显示，90年代之前，全球化促进了女性劳动力的发展，而90年代开始后，随着全球化的深化，其对女性的负面影响大于正面影响。
　　【关键词】全球化；女性经济地位；正面影响；负面影响
　　
　　一、引言
　　全球化给各国带来的产业结构调整和社会变革引起了女性社会地位的改变。经济合作与发展组织的贸易政策第24号工作文件“TRADE AND GENDER:ISSUES AND INTERACTIONS”中提到：“对于女性来说，全球化的市场可以提高她们的经济和社会地位。国际贸易可以为女性增加工作机会，尤其是在一些出口部门。一些之前在家或是在一些不正规的工作上工作的女性可以参加到全球生产系统中来。”[1]
　　在另一份经济合作与发展组织2007年的报告“LABOUR MARKETS IN THE BRICS （BRAZIL，THE RUSSIAN FEDERATION，INDIA AND CHINA）”中提到，目前世界经济的一个重要发展是非OECD成员国经济一体化的发展，尤其是中国，巴西，俄罗斯和印度这四个所谓的“金砖四国”，随着这些国家GDP占全球GDP比重，进出口贸易总额占GDP的比例，外国直接投资和对外国的直接投资占GDP比重的不断上升，这些国家创造了更多的就业机会，就业率不断上升，而且女性的就业率比男性就业率增长的更快，反映了女性经济参与率的增长趋势。[2]
　　本文采用中国1982-2006年有关数据，用最小二乘法对中国女性地位提高与全球化的扩大的相关性做初步分析研究。
　　二、全球化对中国女性经济地位影响模型建立
　　1.被解释变量的选取
　　亚洲发展银行的“Country Gender Assessment--People's Republic of China”中提到，就业是维持生计最根本的条件，妇女就业是促进女性解放的一个条件。[3]所以女性经济地位的提高可以从女性参与经济活动的比例来体现，本文用女性劳动力占总劳动力的比例（FLTL）来代表。
　　2.解释变量的选取
　　刘玉玫（2003）在《量度经济全球化程度的指标体系》中将经济全球化分为生产全球化，贸易全球化，投资全球化和金融全球化，并对每个全球化设定了二级指标。[4]
　　本文选择GDP占全球GDP的比重（CGWG）来代表生产全球化；外国直接投资占国内投资总额的比重（INVI）来表示投资全球化；货物和服务进出口总额占GDP的比重（IEGDP）来表示贸易全球化；对外金融资产负债总额占GDP的比例（DGDP）来衡量金融全球化。
　　3.多元回归模型建立
　　样本空间为1982-2006年，数据来自世界银行数据库和中国统计年鉴。四个解释变量单独对被解释变量回归时，IEGDP和DGDP的断点为1990年，CGWG的断点为1987年，所以设虚拟变量D1（当t<=1990时D1=1，当t>1990时D1=0），D2（当t<=1987时D2=1，当t>1987时D2=0）。外国直接投资占国内投资总额的比重（INVI）与FLTL为对数形式，所以采用Log（INVI）即LINVI进行回归。在实证分析时采用逐步回归法，根据各变量回归结果是否理想、效果是否显著以及经济含义是否合理等因素进行变量筛选，去掉一些不显著的变量，修正一些变量的形式。
　　得到回归方程为：
　　FLTL=45.90-0.02*IEGDP-1.65*D1+0.05*IEGDP*D1-0.03*DGDP-0.33*CGWG+0.95*CGWG*
　　 (0.00)(0.00)(0.00) (0.00) (0.01)(0.00)(0.00)
　　D2-2.21*D2+0.21*LINVI
　　(0.00) (0.00)
　　R-squared=0.973342Prob(F-statistic) =0.000000
　　括号中为各系数的Prob值。该模型R-squared足够高并且F值与各系数t值都通过了5%的显著性检验，所以模型没有多重共线性。对模型进行格莱泽（Glejser）异方差检验，将回归方程得到的残差的绝对值对回归方程的解释变量进行回归，得到各系数的t值没有通过5%的显著性检验，各系数显著等于零，所以回归方程不存在异方差。25个观测值，8个解释变量的德宾-沃森d统计量在5%显著性水平上的dl=0.702，du=2.280，4-du
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