摘要:本文在對中國教育發(fā)展和實(shí)際投資、實(shí)際收入的結(jié)構(gòu)分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用中國1952-2004年的實(shí)際數(shù)據(jù)，首次運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型對中國人力資本的存量、實(shí)際收入和實(shí)際投資三變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果顯示:中國人力資本對實(shí)際收入和實(shí)際投資具有顯著的正面效應(yīng)，人力資本、實(shí)際收入與實(shí)際投資之間存在長期關(guān)系;基礎(chǔ)教育是實(shí)際投資和收入的格蘭杰原因;教育相對于實(shí)際投資而言在解釋實(shí)際收入時(shí)占據(jù)更為重要的地位。

關(guān)鍵詞:基礎(chǔ)教育;高等教育;實(shí)際投資;經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號:F224.0

文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

文章編號:1002-2848-2006(04)-0020-07

一、引 言

教育發(fā)展因其對一國社會和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而言有著特別重要的意義，使得國內(nèi)外的相關(guān)研究廣泛而深刻。國外許多學(xué)者都強(qiáng)調(diào)了勞動(dòng)者所受的正規(guī)教育水平對其人力資本的形成扮演著非常重要的角色[1]。隨著八十年代中期經(jīng)濟(jì)增長研究的興起，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型[2]強(qiáng)調(diào)了人力資本的發(fā)展是一國經(jīng)濟(jì)得以持續(xù)增長的一個(gè)非常重要的因素，人力資本形成的最基本的途徑主要是通過教育渠道。在實(shí)證方面，利用跨國數(shù)據(jù)與時(shí)間序列數(shù)據(jù)的研究也表明教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系[3]?？v觀中國教育發(fā)展、實(shí)際投資和經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)可以發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，尤其是在二十世紀(jì)九十年代后，在中國的經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長、實(shí)際投資得以迅速發(fā)展的同時(shí)，中國的教育水平(以小學(xué)、中學(xué)與大學(xué)的學(xué)生入學(xué)率來衡量)也相應(yīng)地獲得了迅速的發(fā)展。1978-2004年間中國的經(jīng)濟(jì)年平均實(shí)際增長率為9. 6%，經(jīng)濟(jì)總量增長了8.4倍左右，人均GDP增長了6倍左右。物質(zhì)資本的投資總額由1952年的91. 59億元，上升到2004年的70477.4億元人民幣，剔出物價(jià)因素的影響，實(shí)際增長了65倍左右。其增長率也由改革開放前年平均實(shí)際增長5. 8%發(fā)展到改革開放后的年平均增長9.1%。中國的小學(xué)入學(xué)率由1949年25%增加到1980年的84%及1995的100%[4]。中學(xué)入學(xué)率水平也具有類似的變化，建國初期的中學(xué)入學(xué)率只有2%，但歷經(jīng)幾十年的發(fā)展，其值相應(yīng)地提高到1996年的70%。相比較而言，中國的高等教育水平的變化并沒有像上述基礎(chǔ)人力資本積累變化那么明顯，其絕對值反而顯得非常低。在1989-1998年期間，高等教育入學(xué)率年平均增長率為5. 3%，在上世紀(jì)末高等教育入學(xué)率達(dá)到了10.5%。

上述數(shù)據(jù)能否說明中國教育發(fā)展、實(shí)際收入與實(shí)際投資之間的長短期的波動(dòng)關(guān)系呢?國內(nèi)關(guān)于這三個(gè)變量的協(xié)同研究幾乎沒有，而國外針對此方面的研究主要是在兩變量的框架下以發(fā)達(dá)國家為背景檢驗(yàn)教育和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。本文的目的在于以1952-2004年中國教育發(fā)展、實(shí)際投資和實(shí)際收入的實(shí)際數(shù)據(jù)為依據(jù)，首次運(yùn)用時(shí)間序列分析方法分析中國教育發(fā)展與實(shí)際投資、實(shí)際收入三個(gè)變量框架下的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文的以下內(nèi)容是這樣安排的:第二部分簡要對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧;文章的第三部分是對所要用的數(shù)據(jù)資料的來源進(jìn)行了簡要的說明;并且運(yùn)用單位根、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、方差分解以及沖擊反應(yīng)函數(shù)對教育發(fā)展、實(shí)際投資和實(shí)際收入的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析;文章的最后一部分為本文的結(jié)論性評價(jià)。

二、文獻(xiàn)回顧

教育發(fā)展有可能是實(shí)際投資、實(shí)際收入的格蘭杰原因或者相反。近年來相關(guān)的經(jīng)濟(jì)增長核算文獻(xiàn)都認(rèn)同個(gè)人人力資本積累方式主要是通過教育渠道來進(jìn)行，個(gè)人所受教育水平的增加將提高其人力資本的存量，從而有助于改善他們的勞動(dòng)生產(chǎn)率最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長?？茖W(xué)技術(shù)積累或新思想新設(shè)計(jì)的發(fā)明是人力資本的函數(shù)，人力資本投資的增加有利于促進(jìn)研究發(fā)明，進(jìn)一步導(dǎo)致物資資本積累的增加，從而最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;反之，實(shí)際投資、實(shí)際收入有可能是人力資本形成的格蘭杰原因。首先，這源于物質(zhì)資本存量的增加及經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展引致對人力資本需求的增加，進(jìn)一步導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)體對人力資本投資的增加;其次，新技術(shù)的發(fā)明和創(chuàng)造對人力資本有著更高的要求，有研究表明人力資本與新技術(shù)的發(fā)明兩者之間是一種互補(bǔ)的關(guān)系[6]。最后，從個(gè)人的角度而言，接受現(xiàn)有更多教育意味著犧牲現(xiàn)有收入來換取將來更高的工資收入和經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

現(xiàn)有的有關(guān)文獻(xiàn)大都集中在兩變量框架中探討人力資本的形成與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。DeMeulemeester和Rochat[7]利用六個(gè)發(fā)達(dá)國家不同時(shí)期的高等教育入學(xué)率與經(jīng)濟(jì)增長時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析了六個(gè)國家的高等教育入學(xué)率與經(jīng)濟(jì)增長之間因果關(guān)系。得出結(jié)論:高等教育入學(xué)率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)所研究的樣本中有4個(gè)國家的高等教育入學(xué)率并不是經(jīng)濟(jì)增長的原因，其他2個(gè)國家高等教育入學(xué)率與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是中性的。In和Doucouliagos[8]利用美國1949-1984年期間的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析了私人生產(chǎn)部門的產(chǎn)出與人力資本形成之間的關(guān)系，在其他條件不變的情況下，他分別用美國1-8年級的入學(xué)率、高中入學(xué)率和大學(xué)入學(xué)率作為人力資本的衡量指標(biāo)，在絕大多數(shù)的情況下，得出了人力資本與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間是互為因果關(guān)系。Asteriou和Agiomirgianakis利用希臘1960-1994年度數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長與小學(xué)入學(xué)率、中學(xué)入學(xué)率和大學(xué)入學(xué)率之間的因果關(guān)系，得出了教育與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期動(dòng)態(tài)關(guān)系[9]。小學(xué)入學(xué)率和中學(xué)入學(xué)率是經(jīng)濟(jì)增長的原因，大學(xué)入學(xué)率不是經(jīng)濟(jì)增長的因而是經(jīng)濟(jì)增長的果。

Chuang在多變量的框架結(jié)構(gòu)中探討了人力資本的形成與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，利用協(xié)整和誤差修正模型檢驗(yàn)了臺灣1952-1999年度期間的實(shí)際收入、出口與人力資本存量的因果關(guān)系，Chuang發(fā)現(xiàn):實(shí)際出口與實(shí)際收入之間并沒有直接的關(guān)系，實(shí)際出口通過影響人力資本的積累而間接的影響實(shí)際收入[10]。Khan運(yùn)用巴基斯坦的年度數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了閱讀能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率之間的關(guān)系，得出了閱讀能力并不是勞動(dòng)生產(chǎn)率的直接的格蘭杰原因。Mark[11]建立了一個(gè)人力資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的模型，利用有關(guān)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)對模型校準(zhǔn)之后，再運(yùn)用跨國面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟(jì)增長與教育之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出了不到三分之一的國家的教育是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因[12]。Narayan和Smyth運(yùn)用中國1960-1999年度數(shù)據(jù)對人力資本和實(shí)際收入的協(xié)整關(guān)系與格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)[13]。得出了中國的人力資本和經(jīng)濟(jì)增長之間的存在長期關(guān)系，并且從長期看，人力資本并不是實(shí)際收入的直接原因，而在短期內(nèi)實(shí)際收入也不是人力資本的直接原因。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)數(shù)據(jù)

研究樣本所涉及的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的跨度為1952-2004年，分別來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(中國統(tǒng)計(jì)出版社1999年版)、China sNational In-come①、各期《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1996年到2005年歷年)。本文所選取的變量為人均GDP(Y)、實(shí)際投資(I)、小學(xué)入學(xué)率(P)、中學(xué)入學(xué)率(S)和大學(xué)入學(xué)率(C)，人均GDP和固定投資是以1952年為基期。對于實(shí)際投資水平的資料，我們選擇中國1952-2004年全社會固定資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，小學(xué)入學(xué)率、中學(xué)入學(xué)率和大學(xué)入學(xué)率分別用在校學(xué)生占當(dāng)年期末勞動(dòng)總?cè)丝诘谋嚷蕘砗饬俊?/p>

(二)單位根檢驗(yàn)

本研究利用Eviews5. 0軟件，對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的穩(wěn)定性。首先對人均GDP取對數(shù)，用y1表示。固定投資在本文中我們采用中國固定資本形成總額來衡量，對固定投資取對數(shù)，用i1表示;衡量基本人力資本指標(biāo)時(shí)，根據(jù)國內(nèi)外有關(guān)研究文獻(xiàn)的通用方式，在本文中用小學(xué)入學(xué)率和中學(xué)入學(xué)率之和(基礎(chǔ)教育)來衡量。本文主要致力于人力資本存量(分別用勞動(dòng)人口所受基礎(chǔ)教育、高等教育人數(shù)占總勞動(dòng)人口比率衡量)與實(shí)際收入、實(shí)際投資之間的關(guān)系，基礎(chǔ)教育和高等教育的對數(shù)分別用s1和co1表示。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)y1、i1、s1、co1均為非平穩(wěn)變量。我們對非平穩(wěn)變量的處理采用差分的方法，采用傳統(tǒng)的ADF檢驗(yàn)，PP檢驗(yàn)作為參照，檢驗(yàn)的類型都是含線性趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，結(jié)果見表1。其中Δy1、Δi1、Δs1和Δco1分別表示對相關(guān)變量取其一階差分值。從表1中我們可以看出，經(jīng)過處理后的所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)在1%的顯著的水平下都是平穩(wěn)的，同時(shí)也是一階單整的。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

由于上述變量都是一階單整的，因此，我們可利用Johansen檢驗(yàn)判斷他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。我們在這里分別檢驗(yàn)基礎(chǔ)教育、高等教育與實(shí)際收入和實(shí)際投資的協(xié)整關(guān)系，即檢驗(yàn)y1、s1、i1之間的協(xié)整關(guān)系和檢驗(yàn)y1、co1、i1之間的協(xié)整關(guān)系。由單位根檢驗(yàn)原理知道，y1、s1、i1、co1均含線形趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，相應(yīng)的協(xié)整方程也應(yīng)含線性趨勢項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)。而Johansen檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，我們必須確定向量自回歸模型(VAR)的結(jié)構(gòu)。本文采用的是根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定上述兩個(gè)VAR方程的最優(yōu)滯后期數(shù)，經(jīng)過多次試驗(yàn)確定最優(yōu)滯后期為4。結(jié)果如下表2、3所示。

表2的結(jié)果表明，在長期內(nèi)基礎(chǔ)教育與實(shí)際投資、實(shí)際收入這三個(gè)變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即使我們在樣本區(qū)間1978-2004年期間內(nèi)，上述三個(gè)變量之間也存在一個(gè)長期的關(guān)系。根據(jù)向量誤差修正模型我們可以得到均衡向量如下:

β= (y1，co1， i1) = (1.000000， -0.058623，-0.146286)

基礎(chǔ)教育、實(shí)際收入和實(shí)際投資三者之間的協(xié)整方程為:

y1=5.19568+0.058623*s1+0.146286*i1-vecm(0.49624) (0.30471) (1)

由表3可知，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明在樣本區(qū)間1952-2004年范圍內(nèi)，高等教育co1、實(shí)際收入y1和實(shí)際投資i1這三個(gè)變量之間存在著一個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)向量誤差修正模型我們可以得到均衡的向量如下所示:

上述方程(1)、(2)分別表明了在1952-2004年上述三個(gè)變量之間存在著長期均衡關(guān)系，從中可以發(fā)現(xiàn)1952-2004年中國居民實(shí)際收入、實(shí)際投資和居民所受的基礎(chǔ)教育或高等教育存在著正相關(guān)的關(guān)系。這說明1952-2004年中國投資和居民所受教育程度的提高有力于促進(jìn)整個(gè)經(jīng)濟(jì)增長。

(四)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

我們在這一節(jié)里分別利用基于多變量VAR格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對y1、i1、s1與y1、i1、co1這些變量的關(guān)系進(jìn)行分析。具體的結(jié)果如表4、表5所示。

從表4可知，對于y1不是s1的Granger原因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率為0.25，表明y1不是s1的Granger原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。第一、三和四個(gè)檢驗(yàn)的相伴概率分別只有0. 00014、0.04185和0. 0798，表明最少在90%的置信水平下，可以認(rèn)為它們相應(yīng)的Granger原因假設(shè)成立。即基礎(chǔ)教育是實(shí)際收入、實(shí)際投資的原因，且實(shí)際投資與基礎(chǔ)教育是互為因果關(guān)系。從表5可知，對于co1不是i1的Granger原因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率為0.42848，表明co1不是i1的Granger原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。同理，我們也不能拒絕高等教育是實(shí)際投資的原因的假設(shè)。第二、四個(gè)假設(shè)的相伴概率分別只有0. 03649和0. 05714，這說明了最少在95%的置信水平下，我們可以認(rèn)為它們相應(yīng)的Granger原因假設(shè)成立———實(shí)際收入、實(shí)際投資是高等教育的Granger原因。高等教育并不是實(shí)際收入、實(shí)際投資的原因。

為了能進(jìn)一步細(xì)化探索基礎(chǔ)教育(或高等教育)、實(shí)際投資和實(shí)際收入之間的關(guān)系，我們可以利用Sims[8]提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)進(jìn)行方差分解方法和技術(shù)沖擊反應(yīng)( impulse-response)來研究模型的動(dòng)態(tài)特征[14]。方差分解主要思想是，把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為各方程新息相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。Sims[14]指出如果一個(gè)變量相對于系統(tǒng)內(nèi)其他變量而言比較重要時(shí)，那么這個(gè)變量的新息的影響能夠占所被解釋的變量預(yù)測誤差方差的較大比率。方程(1)和(2)的方差分解結(jié)果如下表6、7所示(附后)。從表6的結(jié)果可見，對于y1的方差結(jié)果可知，從第六期開始，方差分解的結(jié)果基本穩(wěn)定，來自于基礎(chǔ)教育s1方程新息的影響占y1預(yù)測誤差的26%，因此對y1該變量最重要。從s1的方差分解結(jié)果看，來自于基礎(chǔ)教育s1方程的新息對于變量s1也是最重要的。從方差分解的最后一期我們還可知，實(shí)際投資i1所能解釋實(shí)際收入y1、基礎(chǔ)教育s1的預(yù)測誤差的比率只是占其中很小的一部分。在十期之后，實(shí)際投資分別只能解釋實(shí)際收入和基礎(chǔ)教育預(yù)測誤差的5.16%和2.37%。從表7的結(jié)果看，從內(nèi)生變量y1的方差分解的結(jié)果知，從第六期開始，其方差分解的結(jié)果趨于穩(wěn)定，其中來自于高等教育co1方程新息的影響占據(jù)y1所預(yù)測誤差的9%左右，相比較實(shí)際投資的1.9%而言，大概是實(shí)際投資的5倍左右。因而co1對于y1這一變量而言是重要的。從另一角度出發(fā)，我們可以知道co1自生新息的變化對其自身也是最重要的。同樣的，從分解期的最后一期知，實(shí)際投資i1也只能解釋實(shí)際收入、高等教育預(yù)測誤差的比率分別為2.83%和7.51%。

另一種考慮變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的方法是IRF(impulse response function)， IRF是用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。圖1表示方程(1)的沖擊反應(yīng)函數(shù)，圖2是方程(2)的沖擊反應(yīng)函數(shù)。

從圖1知實(shí)際投入對其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息立刻有較強(qiáng)的反應(yīng)，實(shí)際收入增加了約0.042，第2期時(shí)達(dá)到最大值約0.058。來自于基礎(chǔ)教育的影響到第3期比較明顯，是正向關(guān)系，持續(xù)時(shí)間不長，到第3期時(shí)就開始回落，不到一期時(shí)間就恢復(fù)到原有的水平?；A(chǔ)教育對實(shí)際投資的沖擊影響有著正向影響且到第3期時(shí)最大，但其影響時(shí)間不長;基礎(chǔ)教育對其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息有著較強(qiáng)的反應(yīng)，基礎(chǔ)教育增加了0.04，到第2期時(shí)達(dá)到頂峰。實(shí)際收入對其也有著立即的正效應(yīng)，基礎(chǔ)教育增加了約0. 03，持續(xù)3期之后開始回落，到4-5期中間左右恢復(fù)到原有水平。來自于實(shí)際投資的沖擊使基礎(chǔ)教育立即增加了約0.02，然后逐漸下降，到第4期時(shí)回落到原有的水平。

圖2顯示實(shí)際收入對高等教育、實(shí)際投資的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。實(shí)際收入對于本身的一個(gè)新息反應(yīng)非?？?，實(shí)際收入增加了約0.056。實(shí)際收入對高等教育一個(gè)新息沖擊反應(yīng)是逐漸下降的，到第7期之后逐漸上升。對于實(shí)際投資的沖擊反應(yīng)在第4期達(dá)到底端，隨后呈上升趨勢，在第4期之后又開始上升;實(shí)際投資對高等教育的新息反應(yīng)呈下降的狀態(tài)。高等教育對實(shí)際收入一個(gè)新息的沖擊反應(yīng)期初上升，第4期之后攀升到頂峰，最大值為0.1，之后呈下降趨勢到第7期時(shí)恢復(fù)到初始狀態(tài)。與此同時(shí)，高等教育對實(shí)際投資的沖擊反應(yīng)初開始下降，直至第2期后才開始呈小幅上揚(yáng)趨勢。

四、結(jié) 論

本文主要利用1952-2004年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)與Granger因果檢驗(yàn)的方法對中國的教育發(fā)展、實(shí)際收入和實(shí)際投資的長短期的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。之后我們還運(yùn)用了基于VAR技術(shù)的方差分解分析以及沖擊反應(yīng)函數(shù)來檢驗(yàn)這三個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，基礎(chǔ)教育是實(shí)際收入、實(shí)際投資的原因，實(shí)際投資與基礎(chǔ)教育之間且是互為因果關(guān)系;高等教育并不是實(shí)際收入、實(shí)際投資的Granger原因，實(shí)際收入、實(shí)際投資是高等教育的原因。總之，結(jié)論意味著對教育投入的增加不僅有利于促進(jìn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長所要求的物質(zhì)資本的積累，而且其還有引致進(jìn)一步投資(這其中包括促進(jìn)FDI增加)的功能，而FDI的增加將進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。另外從方差分析的結(jié)果看，教育相對于資本而言，教育在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)著更為重要的地位。本文所得出的結(jié)果很顯然支持中國教育發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長的這一假設(shè)。因而，政府應(yīng)加大對教育投資的力度和優(yōu)化教育投資結(jié)構(gòu)，特別是加大對廣大農(nóng)村和中西部地區(qū)的教育投資的支持，從而為中西部地區(qū)的發(fā)展和其與東部地區(qū)的收入差異的縮小提供有力的保障，有利于整個(gè)社會的和諧發(fā)展。

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責(zé)任編輯、校對:李再揚(yáng)

作者簡介:饒曉輝(1973-)，江西省撫州市廣昌人，江西財(cái)經(jīng)大學(xué)講師，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向:西方經(jīng)濟(jì)學(xué)。