劉琪+袁蓓

內(nèi)容摘要：本文收集了1982-2010年我國勞動年齡人口結(jié)構(gòu)、物質(zhì)資本投資率、人均人力資本存量、人口增長率等宏觀經(jīng)濟(jì)變量各省數(shù)據(jù)資料，在擴(kuò)展的經(jīng)典經(jīng)濟(jì)增長模型基礎(chǔ)上，運(yùn)用固定時期效應(yīng)（FE）和廣義矩估計（GMM）檢驗(yàn)了勞動力老齡化的均衡與過渡動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明，勞動力老齡化將引起我國均衡人均收入下降和增長減緩。據(jù)此建議，通過擴(kuò)大就業(yè)、漸近延長退休年齡、提高人口質(zhì)量等措施，提升勞動力利用效率，挖掘人口潛力，保障經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

關(guān)鍵詞：勞動力老齡化 ? 均衡GDP ? 過渡動態(tài)增長率 ? GMM估計

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速增長在很大程度上得益于豐富的勞動力資源。然而，隨著人口老齡化程度不斷加劇，這一優(yōu)勢已逐漸喪失。研究表明，低生育率會引發(fā)勞動力數(shù)量不足，并造成高齡勞動力堆積。根據(jù)聯(lián)合國《世界人口展望2015》統(tǒng)計，我國45-64歲老年勞動力的數(shù)量和比重分別為3.8億和37.68%，逼近發(fā)達(dá)國家41.04%的平均水平，老年勞動力正成為我國勞動力隊伍的主力。本文在充分利用我國1982-2010年歷年人口普查和抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，將勞動力年齡結(jié)構(gòu)變量引入經(jīng)典經(jīng)濟(jì)增長模型，通過理論與計量模型構(gòu)建，分別從理論和實(shí)證兩個方面研究了勞動力老齡化對我國均衡人均收入和過渡動態(tài)增長率的影響，并提出針對性政策建議。

理論模型

本文借鑒Lindth和Malmberg（1999）年的研究成果，通過將勞動力年齡結(jié)構(gòu)指數(shù)M分別與人力資本h和就業(yè)量L相結(jié)合的方式，把勞動力年齡結(jié)構(gòu)變量引入人均生產(chǎn)函數(shù)：

（1）

加入勞動參與率p和失業(yè)率μ之后，（1）式可改寫為：

y=AkαhβM1-α[p（1-μ）]1-α-β ? ?（2）

假設(shè)產(chǎn)出中用于物資資本和人力資本投資的份額都是固定的，分別為sk和sh，且上述兩種資本的折舊率都為δ，人口以外生增長率n增長，解得均衡人均產(chǎn)出：

（3）

為具體化勞動力年齡結(jié)構(gòu)指數(shù)M，假設(shè)各年齡段勞動力之間存在替代關(guān)系，且替代彈性為1，可構(gòu)建C-D形式的勞動力年齡結(jié)構(gòu)指數(shù)如下：

M=Πmi=1 xθii ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

xi為i年齡段勞動力占總?cè)丝诘谋壤?，θi為i年齡段勞動力的年齡指數(shù)彈性。

將（4）式代入（3）式，均衡人均產(chǎn)出為：

（5）

由（5）式可知，均衡人均產(chǎn)出由一系列基本參數(shù)決定，勞動力年齡結(jié)構(gòu)也是基本參數(shù)之一。人均物資資本投資率、人均人力資本投資率、勞動參與率對均衡人均產(chǎn)出具有正向作用;人口增長率和失業(yè)率對均衡人均產(chǎn)出具有負(fù)向作用;各年齡段勞動力對均衡人均產(chǎn)出的作用方向取決于各自的年齡指數(shù)彈性系數(shù)θ的符號。

作為基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)參數(shù)之一的勞動力年齡結(jié)構(gòu)，其變化還會影響過渡動態(tài)增長率。根據(jù)Mankiw等（1992）對穩(wěn)定狀態(tài)線化方法的研究，可得到過渡動態(tài)人均產(chǎn)出增長率為：

其中，λ=（1-α-β）（n+δ），將（5）式代入上式，過渡動態(tài)人均產(chǎn)出增長率為：

（6）

（6）式揭示了過渡動態(tài)增長率與均衡人均產(chǎn)出間的關(guān)系。對比（6）式與（5）式不難發(fā)現(xiàn)，（6）式中各變量前系數(shù)的符號與（5）式中一致。這是因?yàn)椋?dāng)基本參數(shù)引起均衡人均產(chǎn)出下降時，會縮短實(shí)際人均產(chǎn)出與均衡人均產(chǎn)出間的距離，造成過渡動態(tài)經(jīng)濟(jì)增長率下降，反之則上升。

實(shí)證模型與數(shù)據(jù)來源

（一）均衡效應(yīng)計量模型

根據(jù)均衡人均產(chǎn)出解（5）式，可構(gòu)建均衡人均產(chǎn)出計量模型如下：

lnyit=α0+α1lnsit+α2lnEit+

α3ln（n+δ）it+α4lnqnlrit+α5lnznlrit

+α6lnlnlrit+α7lnlcrit+α8lnyi，t-1+α9qyit

+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（7）

被解釋變量yit是均衡人均GDP，本文用各省人均實(shí)際GDP表示（1978=100）。由于人均實(shí)際GDP往往存在滯后影響，所以在解釋變量中包含了人均實(shí)際GDP的滯后項(xiàng)，人均實(shí)際GDP較高的省份通常會繼續(xù)保持高值，所以yi，t-1前的系數(shù)應(yīng)為正。

解釋變量中反映勞動力年齡結(jié)構(gòu)的有三個，分別是青年勞動力、中年勞動力和老年勞動力占總?cè)丝诘姆蓊~。根據(jù)國際勞工組織的劃分，三類勞動力年齡范圍分別為15-29歲、30-44歲和45-64歲，用pnlr1、znlr1和lnlr1表示（勞動年齡人口上限為60歲，但考慮到我國農(nóng)村老年勞動力就業(yè)的普遍性以及城市社會保障力度有限，部分60歲以上老年人仍處于就業(yè)狀態(tài)的事實(shí)，本文將勞動力年齡人口上限定為64歲）。勞動力年齡段劃分的依據(jù)是勞動生產(chǎn)率，通常認(rèn)為30-44歲是勞動生產(chǎn)率的高峰期，15-29歲是積累上升期，45-64歲為下降期。據(jù)此推斷，青年勞動力與老年勞動力前的系數(shù)應(yīng)為負(fù)，中年勞動力前的系數(shù)為正。在國際勞工組織劃分的基礎(chǔ)上，考慮到我國受教育年限延長、青少年就業(yè)率下降，以及人均壽命延長、健康程度提高、生產(chǎn)率高峰期年齡后移，將上述三類勞動力的年齡范圍重新界定為20-34歲、35-49歲和50-64歲，并分別用pnlr2、znlr2和lnlr2表示。

（7）式中其余解釋變量與理論模型中一致。sit為物質(zhì)資本投資率，用固定資產(chǎn)投資占GDP的比值衡量。Eit為人均人力資本存量，用人均受教育年限衡量。勞動參與率lcr用第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的總就業(yè)人數(shù)占勞動年齡人口的比值表示。由于有關(guān)我國失業(yè)率的計量還存在不同觀點(diǎn)，計算結(jié)果差距較大，故暫不考慮這一變量?？紤]到我國四個直轄市的特殊情況，計量模型中引入?yún)^(qū)域虛擬變量qyit，將四個直轄市取值為1，其它省份和自治區(qū)為0。

（二）過渡動態(tài)效應(yīng)計量模型

根據(jù)（6）式，可構(gòu)造人均產(chǎn)出過渡動態(tài)增長率計量模型如下：

git=β0+β1lnsit+β2lnEit+β3ln（n+δ）it

+β4lnqnlrit+β5lnznlrit+β6lnlnlrit+β7lnlcrit+β8lnyi0+β9qyit+ωit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（8）

（8）式中，被解釋變量git是各省人均實(shí)際GDP增長率。已有研究證實(shí)，我國經(jīng)濟(jì)增長存在收斂性，因此（8）中各地區(qū)初始人均收入lnyi0前的系數(shù)為負(fù)，其余解釋變量與（7）式相同。

（三）數(shù)據(jù)來源

現(xiàn)有研究較少將勞動力年齡結(jié)構(gòu)變量引入經(jīng)濟(jì)增長模型，這一現(xiàn)象與我國勞動力年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)較難獲得有關(guān)。全國人口普查和抽樣調(diào)查提供了我國所有省份人口年齡結(jié)構(gòu)詳細(xì)數(shù)據(jù)，盡管調(diào)查年份和數(shù)據(jù)量有限，但還是為本文提供了寶貴資料。各年齡段勞動力人口數(shù)量、人均受教育年限、勞動參與率由1982-2010年四次全國人口普查、三次全國人口抽樣調(diào)查資料計算整理得到。2010年之前的人均實(shí)際GDP及增長率、物質(zhì)資本儲蓄率和人口增長率由《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》計算得到，2010年的數(shù)據(jù)來自《2010年中國統(tǒng)計年鑒》。

實(shí)證研究結(jié)果

本文數(shù)據(jù)具有截面成員較多，時期較少的“寬而短”的特點(diǎn)，適合采用面板結(jié)構(gòu)模型。運(yùn)用EVIEWS6.0計量軟件作固定時期還是混合模型檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計結(jié)果顯示，時期固定效應(yīng)模型是合理的。F檢驗(yàn)統(tǒng)計量為10.126，且達(dá)到了99%以上的顯著水平。盡管個體固定效應(yīng)也可通過顯著性檢驗(yàn)，但經(jīng)過反復(fù)對比后，模型回歸系數(shù)在采用區(qū)域虛擬變量時更為合理，故模型采用區(qū)域虛擬變量，沒有設(shè)定。

（一）均衡人均產(chǎn)出效應(yīng)

計量模型（7）式中解釋變量包含了被解釋變量的滯后值，內(nèi)生性問題不可避免，需要利用工具變量估計（IV）或廣義矩估計（GMM）克服。本文采用Arellano和Bond（1991）提出的GMM估計法，將原模型一階差分剔除個體效應(yīng)，再利用被解釋變量的初始值、當(dāng)期值和滯后值均有可能成為差分模型解釋變量的工具變量的性質(zhì)，得到一些額外的工具變量。作為對照，本文同時給出了面板結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)的固定時期效應(yīng)（FE）估計結(jié)果，如表1所示。

首先，表1中的模型（2）、（4）、（6）采用了GMM估計法，過渡識別檢驗(yàn)顯示接受原假設(shè)，GMM估計使用的工具變量有效。AR（2）檢驗(yàn)結(jié)果也表明，原模型一階差分后的殘差不存在二階自相關(guān)，研究檢驗(yàn)結(jié)果可信。模型（1）和（2）分別是基準(zhǔn)增長模型的參數(shù)估計結(jié)果，固定效應(yīng)與GMM估計得到變量符號與理論推斷一致。實(shí)物資本投資率、人均人力資本存量和上期人均實(shí)際GDP對均衡人均GDP都存在顯著正向作用，人口增長率與折舊率之和對人均均衡GDP的影響為負(fù)。

模型（3）、（4）在基準(zhǔn)增長模型的基礎(chǔ)上引入了反映勞動力年齡結(jié)構(gòu)和勞動力市場狀況的變量。固定效應(yīng)和GMM估計結(jié)果中，45歲及以上老年勞動力份額對人均均衡GDP的影響均顯著為負(fù)，表明勞動力老齡化已對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不利影響。然而，第一種勞動力年齡結(jié)構(gòu)分類下的中年勞動力份額，在兩種估計方法下均表現(xiàn)出與人均均衡GDP的負(fù)相關(guān)性，并且在GMM估計中還通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這與現(xiàn)有研究結(jié)果不符。

模型（5）和（6）采用了第二種勞動力年齡結(jié)構(gòu)分類法。中年勞動力份額在固定效應(yīng)估計中系數(shù)為正，GMM估計中為負(fù)，但均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明中年勞動力年齡界限劃分是合理的，35-49歲是個人勞動生產(chǎn)率的高峰期。系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)正是我國國情的真實(shí)反映，因?yàn)閯趧恿δ挲g結(jié)構(gòu)老齡化、巨大的就業(yè)壓力、相對較低的勞動力素質(zhì)、勞動力不得其用等諸多問題，使得中年勞動力難以成為促進(jìn)人均GDP增長的因素。

兩種勞動力年齡結(jié)構(gòu)分類中，青年勞動力與人均均衡GDP間均為負(fù)向關(guān)系。因?yàn)榍嗄陝趧恿€處于生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)積累階段，勞動生產(chǎn)率較低，青年勞動力相對較低的工資水平正是其生產(chǎn)率較低的市場反映。另一方面，青年勞動力消費(fèi)需求較旺，是住房、汽車等耐用消費(fèi)品的主要消費(fèi)群體，儲蓄率較低，物質(zhì)資本形成能力較差，從而形成了青年勞動力份額與人均均衡GDP間的負(fù)向關(guān)系。勞動參與率在兩種勞動力年齡結(jié)構(gòu)分類中均未通過顯著性檢驗(yàn)，說明顯性失業(yè)和隱性失業(yè)消耗了相當(dāng)部分的“人口紅利”，如何有效降低失業(yè)率，提高勞動生產(chǎn)率仍是我國勞動就業(yè)領(lǐng)域面臨的重要課題。

（二）過渡動態(tài)效應(yīng)

各省人均實(shí)際GDP增長率由已經(jīng)得到的1982-2010年的各省人均實(shí)際GDP分階段年度平均計算得到，包含了除1982年之外的其余六年的人均實(shí)際GDP增長率，初始年份設(shè)為1982年。

在采用固定時期還是混合模型檢驗(yàn)中，三個計量模型的F檢驗(yàn)結(jié)果均顯示，時期固定效應(yīng)模型是合理的，F(xiàn)統(tǒng)計量均達(dá)到了1%的顯著水平（見表2）?；鶞?zhǔn)模型（1）的回歸結(jié)果與理論推導(dǎo)一致，物質(zhì)資本投資、人均人力資本存量與實(shí)際人均GDP增長率正相關(guān)，人口和折舊率為負(fù)相關(guān)，初始人均GDP前系數(shù)為負(fù)，證實(shí)了存在條件收斂。

兩種分類法下的老年勞動力份額與人均實(shí)際GDP增長率間均表現(xiàn)出顯著負(fù)向關(guān)系，且系數(shù)都通過了1%的顯著水平，說明我國勞動力老齡化程度加劇，縮小了實(shí)際人均GDP與均衡人均GDP間的距離，引起過渡動態(tài)增長率下降。

青年勞動力份額和中年勞動力份額在兩種分類法下的過渡動態(tài)增長率效應(yīng)方向與均衡效應(yīng)中相同，證實(shí)了理論推導(dǎo)結(jié)果。青年勞動力份額與實(shí)際人均GDP增長率間呈負(fù)向關(guān)系;中年勞動力份額為負(fù)向關(guān)系，但未通過顯著性檢驗(yàn)。勞動參與率的過渡動態(tài)增長率效應(yīng)與均衡效應(yīng)中的作用方向相同，均為負(fù)，第一分類法下顯著水平為10%，第二分類法下未通過顯著性檢驗(yàn)。

結(jié)論與政策建議

本文通過將勞動力年齡結(jié)構(gòu)指數(shù)分別與人力資本變量和勞動力投入量相結(jié)合的方式，引入經(jīng)典經(jīng)濟(jì)增長模型，分析了勞動力年齡結(jié)構(gòu)的均衡人均產(chǎn)出和過渡動態(tài)增長率效應(yīng)。在理論推導(dǎo)的基礎(chǔ)上，收集了我國1982-2010年的省級面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)，勞動力老齡化對我國均衡人均產(chǎn)出和過渡動態(tài)增長率均存在顯著不利影響。我國是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低、就業(yè)壓力依然巨大的情況下迎來勞動力年齡結(jié)構(gòu)老齡化的，《聯(lián)合國世界人口展望2015》數(shù)據(jù)顯示，2035年我國45-64歲人口比重將達(dá)到30%的峰值，屆時勞動力數(shù)量短缺問題將更為突出。據(jù)此，提出以下政策建議：

第一，打造富有活力的用人環(huán)境，創(chuàng)新用人制度，釋放勞動潛能。為此，宏觀層面上應(yīng)千方百計保障青年勞動力就業(yè)。青年是創(chuàng)業(yè)、學(xué)習(xí)和積累經(jīng)驗(yàn)的關(guān)鍵時期，盡管其勞動生產(chǎn)率較低，但給青年人以豐富、多樣化的就業(yè)機(jī)會，才能在未來造就出更多具有較高生產(chǎn)率的勞動力，保持經(jīng)濟(jì)活力。企事業(yè)單位中觀層面應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整要求，積極穩(wěn)妥地推進(jìn)減員增效工作，將處理過剩產(chǎn)能與實(shí)現(xiàn)有效勞動投入相結(jié)合。積極推進(jìn)用人制度改革，構(gòu)建科學(xué)、合理、民主的用人制度，為人才的脫穎而出打造適宜的制度環(huán)境。微觀層面上應(yīng)以公開、公正、公平的激勵機(jī)制為核心，激發(fā)就業(yè)者的勞動潛能，實(shí)現(xiàn)真正意義上的科學(xué)管理。

第二，提高人口質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)從人口大國向人口強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變。人口質(zhì)量的提高對增長的促進(jìn)作用往往用時較長，不易察覺，但更具根本性和決定性。從中國制造向中國創(chuàng)造的轉(zhuǎn)變，需要人才推動，經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變也需要儲備大量合格人才。本文證實(shí)了人力資本投資對經(jīng)濟(jì)增長的顯著正向促進(jìn)作用，在勞動力數(shù)量下降不可避免的情況下，將人口數(shù)量優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量優(yōu)勢，是未來保持我國勞動力競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵。

第三，推進(jìn)相關(guān)制度改革，挖掘有利于經(jīng)濟(jì)增長的人口因素。研究證實(shí)，將45歲作為中、老年勞動力的劃分界線在我國是不合適的。為此，應(yīng)逐漸延長退休年齡，適應(yīng)教育水平提高、人均壽命延長帶來的勞動生產(chǎn)率高峰期年齡后移的要求，充分利用積累的寶貴人力資源。