經(jīng)濟(jì)增長的勞動力效應(yīng)分解

李佛關(guān)+周冠郴

內(nèi)容摘要：本文通過嶺估計法分析勞動力各大效應(yīng)的產(chǎn)出彈性及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，并得出相關(guān)結(jié)果。此外，通過Granger因果檢驗(yàn)還發(fā)現(xiàn)，教育效應(yīng)、非農(nóng)業(yè)配置以及非公有經(jīng)濟(jì)就業(yè)與人均產(chǎn)出之間存在雙向因果關(guān)系。對此，本文提出了一些政策建議。

關(guān)鍵詞：勞動力 經(jīng)濟(jì)增長 勞動力效應(yīng) 撫養(yǎng)比

經(jīng)濟(jì)增長的勞動力效應(yīng)

從亞當(dāng)·斯密（A·Smith）和大衛(wèi)·李嘉圖（D·Ricardo）提出勞動力是決定經(jīng)濟(jì)增長的三大要素之一開始，各種研究就從勞動力要素的不同方面探討其對經(jīng)濟(jì)增長的作用。在新古典經(jīng)濟(jì)增長模型中，R·索洛（R·M·Solow）、T·W·斯旺（T·W·Swan）和J·E·米德（J·E·Meade）都認(rèn)為勞動和資本是經(jīng)濟(jì)增長的兩個基本內(nèi)生變量。但這一階段的認(rèn)識停留在勞動力投入或就業(yè)數(shù)量上面。以新古典經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)，西奧多·舒爾茨（T·W·Schultz）、盧卡斯（Robert Lucas）、加里·S·貝克爾（Becker）則認(rèn)為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要原因是勞動者的知識和技能。這時提出的“人力資本”概念實(shí)際上將勞動力質(zhì)量與勞動力數(shù)量分離開來，將勞動力質(zhì)量作為經(jīng)濟(jì)增長的一種投入要素。事實(shí)上，勞動力對經(jīng)濟(jì)增長的影響不僅僅體現(xiàn)在數(shù)量和質(zhì)量二個方面，勞動力配置以及勞動力負(fù)擔(dān)也起著至關(guān)重要的作用。在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)比較顯著的中國，農(nóng)業(yè)勞動力流向非農(nóng)部門意味著勞動力在不同產(chǎn)業(yè)間的優(yōu)化配置。這種配置促進(jìn)勞動力生產(chǎn)率的提高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（王菲，2008；胡兵，2005）。此外，勞動力撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)）對經(jīng)濟(jì)增長也有影響，勞動力撫養(yǎng)比越高，意味著勞動力負(fù)擔(dān)越重，越不利于經(jīng)濟(jì)增長（王德文等，2004；Modigliani，1970；Kelly，1973）。世界銀行（1998）對中國經(jīng)濟(jì)增長的勞動力效應(yīng)進(jìn)行研究后得出，勞動力數(shù)量增長和質(zhì)量提高可以解釋17%的GDP增長，勞動力部門轉(zhuǎn)移可以解釋約16%。蔡 、王德文（1999）對1982～1997年的中國經(jīng)濟(jì)增長分解后發(fā)現(xiàn)，勞動力對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額達(dá)到23.71%，人力資本貢獻(xiàn)23.70%，勞動力配置貢獻(xiàn)20.23%。因此現(xiàn)有研究已經(jīng)逐漸意識到，僅僅研究勞動力投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)很不全面，并開始對經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行勞動力效應(yīng)分解，如從總量、質(zhì)量出發(fā)的“二分解”或總量、質(zhì)量、配置的“三分解”等方面進(jìn)行了分析。在前述研究的基礎(chǔ)上，本文嘗試將勞動力的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分解為四個部分進(jìn)行分析，即勞動力投入效應(yīng)、勞動力質(zhì)量效應(yīng)、勞動力配置效應(yīng)和勞動力負(fù)擔(dān)效應(yīng)。

在模型設(shè)計上，現(xiàn)有研究大都采用生產(chǎn)函數(shù)（主要是Cobb-Douglas函數(shù)）來解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中各種要素對經(jīng)濟(jì)增長的作用。但是在分析中，一般測算的是資本投入和勞動力投入（一般是指勞動力數(shù)量投入或就業(yè)量）的貢獻(xiàn)，而將勞動力質(zhì)量（素質(zhì)的提高、健康水平的提升）、勞動力配置（勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和非農(nóng)轉(zhuǎn)移）、勞動力負(fù)擔(dān)等因素全部歸在殘差中，缺乏對殘差的進(jìn)一步分解。這實(shí)際上是將勞動力作為一個同質(zhì)的靜態(tài)的變量處理，沒有考慮到勞動力本身會發(fā)生質(zhì)量的變化或空間的移動從而對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生影響。本文的工作在于將勞動力的的四個效應(yīng)同時納入生產(chǎn)函數(shù)，并從“殘差”中分離出它們對經(jīng)濟(jì)增長的影響和貢獻(xiàn)。

在探討勞動力效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，一些學(xué)者采用最小二乘法估計模型中的參數(shù)，但當(dāng)法方程系數(shù)矩陣X′X偏離單位矩陣較大時，未知參數(shù)的最小二乘估值很不可靠。嶺估計方法的原理是在其法方程系數(shù)矩陣X′X的對角線上加了一個很小嶺參數(shù)k（0

模型的構(gòu)建及數(shù)據(jù)處理

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)Lau et al.（1989），蔡 、王德文（1999）的實(shí)證模型，描述經(jīng)濟(jì)增長的函數(shù)可以建立如下： （1）

（1）式中，K為資本，E為勞動力投入數(shù)量，H為人力資本水平。這里，假設(shè)規(guī)模報酬不變，即有，α、β、γ均∈（0，1）且α+β+γ=1。以上公式左右兩邊除以總?cè)丝跀?shù)量N，可得到如下變換：

（2）

對于N，可做如此變換，N=L+L×CD+L×OD。其中，L、CD、OD分別為勞動力數(shù)量、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比。這里，CD=N0-14 /L，OD=N65+ /L。N0-14為0～14歲少兒人口數(shù)量，N65+為65歲及以上老年人口數(shù)量，L為15～64歲的勞動年齡人口總量。因此，（2）式可進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為：

（3）

（3）式的意義在于，勞動力負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在密切的關(guān)系。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對人均收入具有反作用。兩類撫養(yǎng)比越大，即總撫養(yǎng)比越大，人均收入越少，反之亦然。根據(jù)蔡 、王德文（2004）等研究，勞動力撫養(yǎng)比作用于經(jīng)濟(jì)增長主要有三個機(jī)制：其一，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)低，能釋放出更多的勞動力，從事經(jīng)濟(jì)活動，增加產(chǎn)出；其二，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)低，尤其孩子數(shù)量減少，可使更多的家庭積累用于孩子教育和自身人力資本投資，提高勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)效率；其三，更多的資源，如時間、儲蓄、精力等都可用于生產(chǎn)性活動之中。為了定量探討經(jīng)濟(jì)增長中的勞動力負(fù)擔(dān)效應(yīng)，建立引入撫養(yǎng)比的回歸方程：

Lny=A0+αLnl+βLnk+γLnh+LnCD +φLnOD+μt （4）

及Lny=A0+αLnl+βLnk+γLnh+′ LnDR+μt （5）

方程（5）是從總撫養(yǎng)比（DR=CD+ OD）出發(fā)進(jìn)行的整體考慮。

以往在探討勞動力質(zhì)量對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，往往用教育發(fā)展水平進(jìn)行衡量。實(shí)際上，身體健康水平也是勞動力質(zhì)量的重要構(gòu)成，因此本文將勞動力健康水平M作為一個獨(dú)立的外生變量引入模型：

Lny=A0+αLnl+βLnk+γLnh+ωLnm +LnCD+φLnOD+μt （6）

勞動力配置決定勞動生產(chǎn)率變化，從而影響經(jīng)濟(jì)增長結(jié)果。正如蔡 （1999）等人研究指出，勞動力配置是中國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。故將勞動力的非農(nóng)業(yè)配置NA和非公有制部門配置NP加入模型之中，得到最終回歸方程如下：

Lnyt=A0+αLnkt+βLnlt+γLnht+ωLnmt +LnCDt+φLnODt+ψLnNAt+ξLnNPt+μt （7）

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

模型的樣本期定為1978～2010年。以人均產(chǎn)出為被解釋變量，用實(shí)際GDP與總?cè)丝诘谋戎颠M(jìn)行衡量。實(shí)際GDP用消除了價格因素的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）（1978年價格）表示。被解釋指標(biāo)有勞均資本、勞動力投入率、勞動力質(zhì)量和勞動力配置四個。勞均資本用實(shí)際資本存量與勞動力數(shù)量的比值進(jìn)行衡量。實(shí)際資本存量的測算采用Goldsmith于1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法。基本公式是：Kt=It /Pt+（1-δt）Kt-1。其中，Kt、It /Pt、δt分別表示第t期實(shí)際資本存量、實(shí)際投資和固定資產(chǎn)折舊率。

本文的基期確定為1978年，不變價設(shè)定為1978年價格。統(tǒng)計年鑒中固定資產(chǎn)價格指數(shù)從1991年才有。由于謝千里等人（Jefferson et al，1996）與國家統(tǒng)計局都采用建筑安裝平減指數(shù)和設(shè)備購置平減指數(shù)的加權(quán)平均方法來計算，數(shù)據(jù)上具有承接性。因此，本文1978～1991年的數(shù)據(jù)采用謝千里等人的估計，而1991年以后的數(shù)據(jù)采用《中國統(tǒng)計年鑒》公布的數(shù)據(jù)。固定資產(chǎn)折舊率存在5%、8%、10%等幾種標(biāo)準(zhǔn)，本文沿用王小魯和樊綱等使用過的5%的標(biāo)準(zhǔn)。用就業(yè)人數(shù)與勞動力數(shù)量（15～64歲）的比重表示勞均力投入率。勞動力質(zhì)量通過勞動力教育水平和健康水平進(jìn)行反映。以往研究一般采用從業(yè)人口的“平均受教育年限法”來衡量人力資本水平。具體就是對不同受教育層次賦予不同年限，構(gòu)造特定時點(diǎn)的受教育年數(shù)總和∑xi pi（xi、pi分別為各教育層次的年限和從業(yè)人口比重）。但由于按教育程度劃分的從業(yè)人口數(shù)據(jù)只有在五次人口普查中才有，其它數(shù)據(jù)只能估計，誤差很大。同時由于本文采用的是勞動力的教育水平，而非總?cè)丝诮逃剑虼瞬捎妹咳f勞動力人口中大學(xué)生的比重作為勞動力教育質(zhì)量的代理變量。勞動力健康水平無具體衡量指標(biāo)，這里用“每千人口醫(yī)生數(shù)”作代理變量。勞動力負(fù)擔(dān)用少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比來反映。少兒撫養(yǎng)比用0～14歲少兒人口與15～64歲勞動力人口比重表示。老年撫養(yǎng)比用65歲及以上老年人口與15～64歲勞動力人口比重表示。勞動力配置用非農(nóng)就業(yè)比重和非公有經(jīng)濟(jì)部門就業(yè)比重來反映。非農(nóng)就業(yè)比重用非農(nóng)從業(yè)人數(shù)與總從業(yè)人數(shù)比重表示。非公有經(jīng)濟(jì)部門就業(yè)比重用非公有經(jīng)濟(jì)部門就業(yè)人數(shù)與總從業(yè)人數(shù)比重表示。表1是對各變量取對數(shù)后的描述性統(tǒng)計。以上所有變量的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》和《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》。

參數(shù)估計與實(shí)證分析

（一）模型的參數(shù)估計

在對模型進(jìn)行估計之前，首先采用方差膨脹因子（VIF）探討變量之間是否存在明顯的多重共線性。方差膨脹因子檢驗(yàn)結(jié)果表明，解釋變量的VIF都比較大，表明它們之間存在明顯的多重共線性（見表2）。因此，本文采用嶺估計進(jìn)行回歸。對于方程1，查看嶺跡圖（見圖1），當(dāng)嶺參數(shù)k≥0.19時，模型參數(shù)變的平穩(wěn)（以水平線為漸進(jìn)線），因此，將嶺參數(shù)設(shè)定為0.19。同理，對于方程2，選取k=0.20作為嶺參數(shù)。模型估計時，DPS軟件會給出k從0至1時的所有參數(shù)估計值，這可以作為選定嶺參數(shù)的依據(jù)，限于篇幅，這里不再一一詳列。表3是對模型參數(shù)的嶺估計結(jié)果。表4是根據(jù)各因素的產(chǎn)出彈性計算出的各因素對人均經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

（二）嶺估計結(jié)果分析

首先，從四大勞動力效應(yīng)的產(chǎn)出彈性來看，勞動力配置效應(yīng)的彈性最高。非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)、非公有就業(yè)配置效應(yīng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別達(dá)到0.261和0.245（見表3）。這說明，非農(nóng)就業(yè)比重和非公有就業(yè)比重每增加1%，人均經(jīng)濟(jì)增長就分別提高0.261%和0.245%。

其次，勞動力質(zhì)量效應(yīng)的產(chǎn)出彈性也比較高，而這主要由勞動力教育水平的提高帶來。本文采用每萬勞動力人口中大學(xué)生比重來衡量勞動力教育水平變化。盡管這一指標(biāo)相比平均受教育年限有一定缺陷，但也能反映出改革開放以來教育規(guī)模的擴(kuò)張和教育水平的提高。勞動力教育質(zhì)量效應(yīng)的產(chǎn)出彈性為0.117%，意味著每萬勞動力人口中大學(xué)生比重每上升一個百分點(diǎn)，人均經(jīng)濟(jì)增長就會提高0.117%。這說明教育對于經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)很大。與勞動力教育效應(yīng)形成明顯對比的是，勞動力健康效應(yīng)的產(chǎn)出彈性很小，對經(jīng)濟(jì)增長的影響微乎其微。原因可能在于我國醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展緩慢，與經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展相匹配的醫(yī)療體制還未建立。從勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)來看，前文從理論上闡述了少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)（或總撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)）對于人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出具有負(fù)作用。而嶺估計結(jié)果驗(yàn)證了這一結(jié)論。

從嶺估計方程2得出，撫養(yǎng)總負(fù)擔(dān)對經(jīng)濟(jì)增長具有反向作用，即勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越重，人均產(chǎn)出越少。基于少兒人口與老年人口的消費(fèi)需求不同，老年人的消費(fèi)負(fù)擔(dān)要大大高于少兒人口（Kleiman，1967），因此少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對于人均經(jīng)濟(jì)增長的作用大小應(yīng)該不同。實(shí)證結(jié)果也驗(yàn)證了這一判斷。從嶺估計方程1看到，老年負(fù)擔(dān)效應(yīng)的產(chǎn)出彈性為-0.22%，而少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)僅為-0.01%。這對于未來中國經(jīng)濟(jì)增長具有重要的警示意義。中國已經(jīng)走完了“少兒人口負(fù)擔(dān)時代”，開始邁向“老年人口負(fù)擔(dān)時代”。1978年，平均每個勞動力撫養(yǎng)0.603個未成年兒童，贍養(yǎng)0.081個65歲以上老人；而2010年，平均每個勞動力僅負(fù)擔(dān)0.26個兒童，但卻贍養(yǎng)0.13個老人。28年間，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)年均以1.24%的幅度降低，而老年負(fù)擔(dān)以0.166%的幅度增加。未來，中國少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)將逐漸趨于穩(wěn)定，而老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)日趨加重。因此，必須注意到老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)作用并采取措施降低這種影響。endprint

最后，勞動力投入效應(yīng)的產(chǎn)出彈性僅有0.034%。文本對勞動力投入效應(yīng)的估計并沒有其它文獻(xiàn)估計的那么高。原因在于，本文對模型進(jìn)行變化后使用的勞動投入率實(shí)際上是一個相對指標(biāo)，而非絕對指標(biāo)。改革開放以來，勞動投入率自1978年的70.22%逐年上升。2000年以后維持在80%～83%。這說明有20%的勞動力損耗。理論上講，并不是所有的勞動力都能參與就業(yè)，這一比例也屬合理。

勞動力效應(yīng)的邊際影響并不等同于勞動力效應(yīng)對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。例如，盡管勞動力配置效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長中的邊際影響最大，但其貢獻(xiàn)卻低于勞動力質(zhì)量效應(yīng)。從各因素對人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)來看，勞動力質(zhì)量效應(yīng)最大，占將近14%，其中主要由教育效應(yīng)貢獻(xiàn)而來。其次是勞動力配置效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)與非公有就業(yè)配置效應(yīng)對人均GDP的貢獻(xiàn)比例分別為2.921%、1.817%（見表4）。顯著的非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)表明了勞動力脫離農(nóng)業(yè)進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化了勞動力資源的配置并以此促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，并且這種促進(jìn)作用大于勞動力的非公有部門配置效應(yīng)。

這個結(jié)論的啟示在于：要繼續(xù)優(yōu)化勞動力在產(chǎn)業(yè)部門和產(chǎn)權(quán)部門內(nèi)部的配置，并且重點(diǎn)促進(jìn)勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移。從勞動力負(fù)擔(dān)效應(yīng)來看，勞動力老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)比較顯著，但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)微弱，原因在于，改革開放以來的老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)雖有增重，但增加的速度和幅度都不大，年均增長率僅

0.016%，年均幅度也只有0.166%。但值得警醒的是，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)已開始加速上升，未來老年撫養(yǎng)比對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面作用將可能更為顯著。人口結(jié)構(gòu)老化的趨勢難于改變，但不是束手無策，當(dāng)前及今后的重要戰(zhàn)略是用人口紅利換來的經(jīng)濟(jì)成果為老齡化浪潮奠定物質(zhì)基礎(chǔ)。與老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)相比，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)下降的幅度更大，但由于少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的邊際作用微弱，因此對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響也十分微小。從勞動力投入來看，勞動投入率的邊際作用和增長率都很小，對人均產(chǎn)出貢獻(xiàn)也很小。

通過對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)得出，在10%的顯著水平下，教育效應(yīng)、非農(nóng)業(yè)配置以及非公有經(jīng)濟(jì)就業(yè)與人均產(chǎn)出之間存在雙向因果關(guān)系（見表5）。這種雙向因果關(guān)系促成良性循環(huán)互動，如勞動力向非農(nóng)領(lǐng)域配置可以增加人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，而人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加又進(jìn)一步促進(jìn)勞動力退出農(nóng)業(yè)。此外，健康效應(yīng)與人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出存在單向因果關(guān)系，即健康水平的提高可以帶來人均產(chǎn)出的增加，而人均產(chǎn)出的增加未能帶來健康水平的提高。

政策建議

本文采用了專門克服多重共線性的嶺估計法，有效處理了多重共線性數(shù)據(jù)的不足，模型參數(shù)估計值具有一定的理論意義和實(shí)踐價值。本文發(fā)現(xiàn)勞動力四大效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用存在顯著差異。因此應(yīng)當(dāng)采取的政策舉措是：維持勞動力投入效應(yīng)，應(yīng)對勞動力結(jié)構(gòu)效應(yīng)，強(qiáng)化和發(fā)揮勞動力質(zhì)量效應(yīng)和配置效應(yīng)。具體而言，未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，維持適度的勞動力投入比例，以保障民生。面對老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)日趨加重的趨勢，要將老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)適度社會化來減輕勞動力個人的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，擴(kuò)大養(yǎng)老保障范圍、配備醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施、健全養(yǎng)老保障機(jī)制、完善養(yǎng)老保障制度等。在勞動力數(shù)量優(yōu)勢日趨衰弱的情況下，要大力實(shí)施“勞動力質(zhì)量替代戰(zhàn)略”，加大勞動力教育投資，提高醫(yī)療衛(wèi)生保障水平，增強(qiáng)勞動力整體素質(zhì)。優(yōu)化勞動力配置，促使勞動力從“低效率、低效益”的農(nóng)業(yè)部門退出來，進(jìn)入“高效率、高效益”的非農(nóng)業(yè)部門。

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2.王德文，蔡 ，張學(xué)輝.人口轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)和增長效應(yīng)—論中國增長可持續(xù)性的人口因素[J].人口研究，2004（5）

3.王菲.農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長的耦合分析[J].統(tǒng)計與決策，2008（6）

4.胡兵.二元結(jié)構(gòu)、勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長[J].財經(jīng)問題研究，2005（7）endprint

最后，勞動力投入效應(yīng)的產(chǎn)出彈性僅有0.034%。文本對勞動力投入效應(yīng)的估計并沒有其它文獻(xiàn)估計的那么高。原因在于，本文對模型進(jìn)行變化后使用的勞動投入率實(shí)際上是一個相對指標(biāo)，而非絕對指標(biāo)。改革開放以來，勞動投入率自1978年的70.22%逐年上升。2000年以后維持在80%～83%。這說明有20%的勞動力損耗。理論上講，并不是所有的勞動力都能參與就業(yè)，這一比例也屬合理。

勞動力效應(yīng)的邊際影響并不等同于勞動力效應(yīng)對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。例如，盡管勞動力配置效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長中的邊際影響最大，但其貢獻(xiàn)卻低于勞動力質(zhì)量效應(yīng)。從各因素對人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)來看，勞動力質(zhì)量效應(yīng)最大，占將近14%，其中主要由教育效應(yīng)貢獻(xiàn)而來。其次是勞動力配置效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)與非公有就業(yè)配置效應(yīng)對人均GDP的貢獻(xiàn)比例分別為2.921%、1.817%（見表4）。顯著的非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)表明了勞動力脫離農(nóng)業(yè)進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化了勞動力資源的配置并以此促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，并且這種促進(jìn)作用大于勞動力的非公有部門配置效應(yīng)。

這個結(jié)論的啟示在于：要繼續(xù)優(yōu)化勞動力在產(chǎn)業(yè)部門和產(chǎn)權(quán)部門內(nèi)部的配置，并且重點(diǎn)促進(jìn)勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移。從勞動力負(fù)擔(dān)效應(yīng)來看，勞動力老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)比較顯著，但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)微弱，原因在于，改革開放以來的老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)雖有增重，但增加的速度和幅度都不大，年均增長率僅

0.016%，年均幅度也只有0.166%。但值得警醒的是，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)已開始加速上升，未來老年撫養(yǎng)比對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面作用將可能更為顯著。人口結(jié)構(gòu)老化的趨勢難于改變，但不是束手無策，當(dāng)前及今后的重要戰(zhàn)略是用人口紅利換來的經(jīng)濟(jì)成果為老齡化浪潮奠定物質(zhì)基礎(chǔ)。與老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)相比，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)下降的幅度更大，但由于少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的邊際作用微弱，因此對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響也十分微小。從勞動力投入來看，勞動投入率的邊際作用和增長率都很小，對人均產(chǎn)出貢獻(xiàn)也很小。

通過對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)得出，在10%的顯著水平下，教育效應(yīng)、非農(nóng)業(yè)配置以及非公有經(jīng)濟(jì)就業(yè)與人均產(chǎn)出之間存在雙向因果關(guān)系（見表5）。這種雙向因果關(guān)系促成良性循環(huán)互動，如勞動力向非農(nóng)領(lǐng)域配置可以增加人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，而人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加又進(jìn)一步促進(jìn)勞動力退出農(nóng)業(yè)。此外，健康效應(yīng)與人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出存在單向因果關(guān)系，即健康水平的提高可以帶來人均產(chǎn)出的增加，而人均產(chǎn)出的增加未能帶來健康水平的提高。

政策建議

本文采用了專門克服多重共線性的嶺估計法，有效處理了多重共線性數(shù)據(jù)的不足，模型參數(shù)估計值具有一定的理論意義和實(shí)踐價值。本文發(fā)現(xiàn)勞動力四大效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用存在顯著差異。因此應(yīng)當(dāng)采取的政策舉措是：維持勞動力投入效應(yīng)，應(yīng)對勞動力結(jié)構(gòu)效應(yīng)，強(qiáng)化和發(fā)揮勞動力質(zhì)量效應(yīng)和配置效應(yīng)。具體而言，未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，維持適度的勞動力投入比例，以保障民生。面對老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)日趨加重的趨勢，要將老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)適度社會化來減輕勞動力個人的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，擴(kuò)大養(yǎng)老保障范圍、配備醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施、健全養(yǎng)老保障機(jī)制、完善養(yǎng)老保障制度等。在勞動力數(shù)量優(yōu)勢日趨衰弱的情況下，要大力實(shí)施“勞動力質(zhì)量替代戰(zhàn)略”，加大勞動力教育投資，提高醫(yī)療衛(wèi)生保障水平，增強(qiáng)勞動力整體素質(zhì)。優(yōu)化勞動力配置，促使勞動力從“低效率、低效益”的農(nóng)業(yè)部門退出來，進(jìn)入“高效率、高效益”的非農(nóng)業(yè)部門。

參考文獻(xiàn)：

1.蔡 ，王德文.中國經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)性與勞動貢獻(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999（10）

2.王德文，蔡 ，張學(xué)輝.人口轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)和增長效應(yīng)—論中國增長可持續(xù)性的人口因素[J].人口研究，2004（5）

3.王菲.農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長的耦合分析[J].統(tǒng)計與決策，2008（6）

4.胡兵.二元結(jié)構(gòu)、勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長[J].財經(jīng)問題研究，2005（7）endprint

最后，勞動力投入效應(yīng)的產(chǎn)出彈性僅有0.034%。文本對勞動力投入效應(yīng)的估計并沒有其它文獻(xiàn)估計的那么高。原因在于，本文對模型進(jìn)行變化后使用的勞動投入率實(shí)際上是一個相對指標(biāo)，而非絕對指標(biāo)。改革開放以來，勞動投入率自1978年的70.22%逐年上升。2000年以后維持在80%～83%。這說明有20%的勞動力損耗。理論上講，并不是所有的勞動力都能參與就業(yè)，這一比例也屬合理。

勞動力效應(yīng)的邊際影響并不等同于勞動力效應(yīng)對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。例如，盡管勞動力配置效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長中的邊際影響最大，但其貢獻(xiàn)卻低于勞動力質(zhì)量效應(yīng)。從各因素對人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)來看，勞動力質(zhì)量效應(yīng)最大，占將近14%，其中主要由教育效應(yīng)貢獻(xiàn)而來。其次是勞動力配置效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)與非公有就業(yè)配置效應(yīng)對人均GDP的貢獻(xiàn)比例分別為2.921%、1.817%（見表4）。顯著的非農(nóng)就業(yè)配置效應(yīng)表明了勞動力脫離農(nóng)業(yè)進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化了勞動力資源的配置并以此促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，并且這種促進(jìn)作用大于勞動力的非公有部門配置效應(yīng)。

這個結(jié)論的啟示在于：要繼續(xù)優(yōu)化勞動力在產(chǎn)業(yè)部門和產(chǎn)權(quán)部門內(nèi)部的配置，并且重點(diǎn)促進(jìn)勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移。從勞動力負(fù)擔(dān)效應(yīng)來看，勞動力老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)比較顯著，但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)微弱，原因在于，改革開放以來的老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)雖有增重，但增加的速度和幅度都不大，年均增長率僅

0.016%，年均幅度也只有0.166%。但值得警醒的是，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)已開始加速上升，未來老年撫養(yǎng)比對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面作用將可能更為顯著。人口結(jié)構(gòu)老化的趨勢難于改變，但不是束手無策，當(dāng)前及今后的重要戰(zhàn)略是用人口紅利換來的經(jīng)濟(jì)成果為老齡化浪潮奠定物質(zhì)基礎(chǔ)。與老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)相比，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)下降的幅度更大，但由于少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的邊際作用微弱，因此對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響也十分微小。從勞動力投入來看，勞動投入率的邊際作用和增長率都很小，對人均產(chǎn)出貢獻(xiàn)也很小。

通過對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)得出，在10%的顯著水平下，教育效應(yīng)、非農(nóng)業(yè)配置以及非公有經(jīng)濟(jì)就業(yè)與人均產(chǎn)出之間存在雙向因果關(guān)系（見表5）。這種雙向因果關(guān)系促成良性循環(huán)互動，如勞動力向非農(nóng)領(lǐng)域配置可以增加人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，而人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加又進(jìn)一步促進(jìn)勞動力退出農(nóng)業(yè)。此外，健康效應(yīng)與人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出存在單向因果關(guān)系，即健康水平的提高可以帶來人均產(chǎn)出的增加，而人均產(chǎn)出的增加未能帶來健康水平的提高。

政策建議

本文采用了專門克服多重共線性的嶺估計法，有效處理了多重共線性數(shù)據(jù)的不足，模型參數(shù)估計值具有一定的理論意義和實(shí)踐價值。本文發(fā)現(xiàn)勞動力四大效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用存在顯著差異。因此應(yīng)當(dāng)采取的政策舉措是：維持勞動力投入效應(yīng)，應(yīng)對勞動力結(jié)構(gòu)效應(yīng)，強(qiáng)化和發(fā)揮勞動力質(zhì)量效應(yīng)和配置效應(yīng)。具體而言，未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，維持適度的勞動力投入比例，以保障民生。面對老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)日趨加重的趨勢，要將老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)適度社會化來減輕勞動力個人的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，擴(kuò)大養(yǎng)老保障范圍、配備醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施、健全養(yǎng)老保障機(jī)制、完善養(yǎng)老保障制度等。在勞動力數(shù)量優(yōu)勢日趨衰弱的情況下，要大力實(shí)施“勞動力質(zhì)量替代戰(zhàn)略”，加大勞動力教育投資，提高醫(yī)療衛(wèi)生保障水平，增強(qiáng)勞動力整體素質(zhì)。優(yōu)化勞動力配置，促使勞動力從“低效率、低效益”的農(nóng)業(yè)部門退出來，進(jìn)入“高效率、高效益”的非農(nóng)業(yè)部門。

參考文獻(xiàn)：

1.蔡 ，王德文.中國經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)性與勞動貢獻(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999（10）

2.王德文，蔡 ，張學(xué)輝.人口轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)和增長效應(yīng)—論中國增長可持續(xù)性的人口因素[J].人口研究，2004（5）

3.王菲.農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長的耦合分析[J].統(tǒng)計與決策，2008（6）

4.胡兵.二元結(jié)構(gòu)、勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長[J].財經(jīng)問題研究，2005（7）endprint