對(duì)影響我國(guó)勞動(dòng)力參與率因素的解析

方　莉

摘要：我國(guó)勞動(dòng)力參與率從1978年至2002年雖然一直保持在高水平的位置上，但是從總體上看，勞動(dòng)力參與率呈緩慢下降態(tài)勢(shì)，不過(guò)進(jìn)入到2000年以后，勞動(dòng)力參與率下降趨勢(shì)開(kāi)始非常顯著。勞動(dòng)力參與率的這種變化受到很多因素的影響，并且，不同的因素對(duì)勞動(dòng)力參與率影響程度是不同的，所以，正確把握勞動(dòng)力市場(chǎng)報(bào)酬和我國(guó)的貧富狀況、“氣餒工人效應(yīng)”和“新增工人效應(yīng)”、社會(huì)保障制度、教育狀況以及人口結(jié)構(gòu)的變化對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響，對(duì)于全面解析我國(guó)勞動(dòng)力參與率的變化及其發(fā)展趨勢(shì)具有重要意義。

關(guān)鍵詞：勞動(dòng)力參與率; 變化; 影響因素

中圖分類號(hào)：F014.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1００4－０544（2００7）11－０134－０4

勞動(dòng)力參與率是實(shí)際勞動(dòng)力在潛在勞動(dòng)力中所在的百分比，它是考察勞動(dòng)力供給的主要指標(biāo)。從1978－2002年，我國(guó)的勞動(dòng)力參與率變化呈現(xiàn)出的總體特點(diǎn)表現(xiàn)為：其一，勞動(dòng)力參與率一直保持在較高的位置上，即勞動(dòng)力參與率一直高于65％。其二，勞動(dòng)力參與率呈緩慢下降態(tài)勢(shì)，特別在1978－2000年間，勞動(dòng)力參與率僅下降了大約8個(gè)百分點(diǎn)，2001年后，勞動(dòng)力才呈現(xiàn)出迅速下降的態(tài)勢(shì)。勞動(dòng)力參與率之所以呈上述變化，應(yīng)該說(shuō)是由于各種因素的共同作用所致。

一、 我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)報(bào)酬和我國(guó)的貧富狀況對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響

圖1 1978－2002年我國(guó)工資（W）變化與勞動(dòng)力參與率(LF)的變化

數(shù)據(jù)來(lái)源：2005年中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

按照Bowen and Finegan(1969)的觀點(diǎn)，勞動(dòng)力參與率與市場(chǎng)報(bào)酬是呈正比的，當(dāng)市場(chǎng)報(bào)酬提高時(shí)，勞動(dòng)力如果處于非市場(chǎng)階段，必然會(huì)加大他的機(jī)會(huì)成本，[1]但是，如果市場(chǎng)報(bào)酬一直處于低谷期，勞動(dòng)者也會(huì)選擇退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。從1978－2002年我國(guó)的工資雖然增幅不大，但是也是呈現(xiàn)出緩慢上升趨勢(shì)，這一趨勢(shì)與勞動(dòng)力參與率呈緩慢下降態(tài)勢(shì)呈一定意義上的負(fù)相關(guān)，但這種負(fù)相關(guān)效應(yīng)不是很顯著。原因在于：1992年以前伴隨我國(guó)的僵化的用工制度的工資體制無(wú)法反映市場(chǎng)供需的變化，1993年后，雖然用工制度在不斷完善，但是長(zhǎng)期積壓下來(lái)的“泡沫職工”促使工資無(wú)法成為市場(chǎng)機(jī)制的真正的指示器，從而表現(xiàn)出工資與勞動(dòng)力參與率之間一定程度的不協(xié)調(diào)，見(jiàn)圖1我國(guó)工資變化與勞動(dòng)力參與率的變化。

針對(duì)勞動(dòng)力參與率的這種變化，在一定程度上，必須借助于另外一個(gè)輔助變量來(lái)加以說(shuō)明，即恩格爾系數(shù)。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)實(shí)際的包括工資在內(nèi)的市場(chǎng)報(bào)酬一直處于低位，勞動(dòng)者為了維護(hù)基本的生存可能，必須介入到勞動(dòng)力市場(chǎng)中，獲取基本生活所需的收入。按照國(guó)際規(guī)定，恩格爾系數(shù)≥60％的定位為貧困，50％－60％為溫飽，40％－50％為小康，40％以下為富裕。

從1978－1999年，我國(guó)居民恩格爾系數(shù)，特別是農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)一直高于50％，說(shuō)明我國(guó)居民長(zhǎng)期生活在貧困與溫飽階段下，1978年我國(guó)的貧困人口達(dá)到2.5億，1985年以人均年收入200元定位貧困線，處于貧困線以下的人口也有1.25億，1989年，經(jīng)過(guò)國(guó)家的努力，貧困人口降至3000萬(wàn)，隨后，隨著物價(jià)的波動(dòng)，1993年，將貧困線劃為400元，貧困人口又增至8065萬(wàn)，在這個(gè)時(shí)期，龐大的低生活條件下的勞動(dòng)者為了生存，只有躋身于勞動(dòng)力供給行列，接受著可以滿足他們?nèi)粘Ｗ罨旧钕?，低于勞?dòng)者的保留工資的勞動(dòng)報(bào)酬，同時(shí)，在生活條件惡劣的情況下，也會(huì)促使低于16歲的人口加入到勞動(dòng)行列之中，從而也就可以解釋1978年以來(lái)我國(guó)勞動(dòng)者參與率的高位狀態(tài)。

農(nóng)村在2000年后，城鎮(zhèn)在1996年后，隨著恩格爾系數(shù)的降低，逐步進(jìn)入小康階段，一部分勞動(dòng)者由于非勞動(dòng)收入的增加，選擇退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，還有一部分勞動(dòng)者，隨著整體生活狀況的提升，他們也會(huì)基于對(duì)工作條件與工作待遇的考慮，從而將保留工資加入自己選擇工作、接受工作和繼續(xù)工作的底線，從而改變過(guò)去為了基本生存而放棄工作的底線的做法。最典型的就是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就職的勞動(dòng)者，由于他們的報(bào)酬遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他類型企業(yè)人員的報(bào)酬，就制造業(yè)為例，2002年鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)制造業(yè)工人的平均工資僅為6927元，只有當(dāng)年城鎮(zhèn)制造業(yè)單位員工的平均工資的62％，大型鄉(xiāng)鎮(zhèn)制造業(yè)企業(yè)的工人工資稍微高一點(diǎn)，年均工資8899元，但也只是城鎮(zhèn)制造業(yè)單位員工平均工資的82％。所以，當(dāng)勞動(dòng)者所獲得的工資仍然低于保留工資時(shí)，[2]就會(huì)有大量的勞動(dòng)者退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，從而促使勞動(dòng)力參與率大幅度下降。

二、 我國(guó)的“氣餒工人效應(yīng)”和“新增工人效應(yīng)”對(duì)勞動(dòng)力參與率影響

氣餒工人效應(yīng)和新增工人效應(yīng)是關(guān)于就業(yè)機(jī)會(huì)對(duì)勞動(dòng)力參與率影響的兩個(gè)相互矛盾的假說(shuō)，兩者都用失業(yè)率與勞動(dòng)力參與率指標(biāo)作為衡量這兩個(gè)假說(shuō)的主要指標(biāo)，前者假定失業(yè)率與勞動(dòng)力參與率呈反向變化，一般說(shuō)來(lái)，在高失業(yè)階段，勞動(dòng)力參與率會(huì)下降3％。而且，勞動(dòng)力參與率和失業(yè)之間關(guān)系可能是暫時(shí)的，也可能是持久的。[3]后者假定失業(yè)率與勞動(dòng)力參與率呈正向變化。

關(guān)于這兩種效應(yīng)的典型代表模型就是Strand and Dernburg(1964)年提出的“氣餒工人效應(yīng)”和“新增工人效應(yīng)”模型。他們通過(guò)對(duì)失業(yè)率的比例、加入失業(yè)保險(xiǎn)中泄氣工人的比例、勞動(dòng)力參與率的比例分析，發(fā)現(xiàn)氣餒工人的效應(yīng)通過(guò)失業(yè)率的負(fù)系數(shù)表現(xiàn)出來(lái)，從而證明了當(dāng)失業(yè)率上升，勞動(dòng)力參與率下降的假定；以及男性17－64歲的工人中存在當(dāng)失業(yè)率上升，勞動(dòng)力參與率也會(huì)提高的新增工人效應(yīng)。[4]同時(shí)，在Strand and Dernburg的模型基礎(chǔ)之上，Cain(1966)也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)失業(yè)率上升時(shí)，氣餒工人效應(yīng)影響會(huì)超過(guò)新增工人效應(yīng)，于是會(huì)出現(xiàn)在兩種效應(yīng)同時(shí)并存的情況下，勞動(dòng)力參與率也有可能會(huì)下降。

從我國(guó)的1978－2002年勞動(dòng)力參與率與城鎮(zhèn)失業(yè)率的情況來(lái)看，勞動(dòng)力參與率與失業(yè)率之間的關(guān)系的規(guī)律性表現(xiàn)不夠明顯，雖然從兩者回歸的結(jié)果來(lái)看，兩者的相關(guān)系數(shù)為－0.0197，但是從兩者的關(guān)系曲線上看，兩者之間關(guān)聯(lián)性不夠顯著，見(jiàn)圖2我國(guó)勞動(dòng)力參與率與城鎮(zhèn)失業(yè)率的關(guān)系。

圖2 1978－2002年我國(guó)勞動(dòng)力參與率（LF）與城鎮(zhèn)失業(yè)率（U）的關(guān)系

數(shù)據(jù)來(lái)源：2005年中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

雖然從總體上看，我國(guó)的勞動(dòng)力參與率與失業(yè)率之間的關(guān)系表現(xiàn)不明顯，特別是在1984－1996年這個(gè)時(shí)間段，兩者之間的變化波動(dòng)很大，其相關(guān)聯(lián)系度很低，但是，如果把這個(gè)時(shí)間段給抽取出去，就發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力參與率與失業(yè)率之間的關(guān)系表現(xiàn)的非常明顯，見(jiàn)圖3我國(guó)勞動(dòng)力參與率與城鎮(zhèn)失業(yè)率之間分段時(shí)期的關(guān)系。

圖3 我國(guó)勞動(dòng)力參與率（LF）與城鎮(zhèn)失業(yè)率(U)之間分段時(shí)期的關(guān)系

數(shù)據(jù)來(lái)源：2005年中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

1978－1983年出現(xiàn)了失業(yè)率與勞動(dòng)力參與率的基本正向變化（除去折線部分），高失業(yè)率伴隨著高勞動(dòng)力參與率，這一現(xiàn)象的形成一方面是由于1978年底，中央上山下鄉(xiāng)的政策調(diào)整，導(dǎo)致長(zhǎng)期潛伏的城鎮(zhèn)就業(yè)危機(jī)的爆發(fā)，[5]失業(yè)率攀升到5.3％，另一方面，由于高失業(yè)的存在，家庭中的收入的減少，或者是由于家庭收入低于貧困線規(guī)定的收入標(biāo)準(zhǔn)，家庭其他成員將進(jìn)入到勞動(dòng)大軍中，補(bǔ)充家庭收入，從而引發(fā)失業(yè)增加勞動(dòng)力參與率增加的“新增工人效應(yīng)”。隨著我國(guó)所有制結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，就業(yè)制度的改革，創(chuàng)造出大量的就業(yè)崗位，失業(yè)率水平也就不斷降低，勞動(dòng)者的收入的增加，勞動(dòng)者所在家庭中的其他成員參與工作的動(dòng)力開(kāi)始下降，另外，我國(guó)特殊的人事制度改革的滯后，特別是在國(guó)有部門(mén)里，1986年前，企業(yè)無(wú)法雇傭自己想要的工人，長(zhǎng)期的永久性雇傭，導(dǎo)致部分新增勞動(dòng)者無(wú)法參與市場(chǎng)活動(dòng)，只有轉(zhuǎn)為家庭生產(chǎn)，從而促使我國(guó)勞動(dòng)力參與率與失業(yè)率的緩慢下降。[6]

1997－2002年，我國(guó)勞動(dòng)力參與率與失業(yè)率之間大致呈反向變化（同樣如果忽略折線部分）。失業(yè)率下降伴隨勞動(dòng)力參與率下降，對(duì)此的解釋可以歸為“氣餒工人效應(yīng)”。即一些長(zhǎng)期失業(yè)者對(duì)尋找一份可以接受的工作感到悲觀時(shí)，會(huì)停止積極尋找就業(yè)機(jī)會(huì)的努力，從而促使這些人退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，而一部分準(zhǔn)備進(jìn)入到勞動(dòng)力市場(chǎng)的新人，也會(huì)由于對(duì)就業(yè)機(jī)會(huì)預(yù)期不好，而暫時(shí)放棄尋找工作的打算，從而造成勞動(dòng)力參與率的下降。為此，蔡日方、都陽(yáng)、王美艷（2005）運(yùn)用橫界面數(shù)據(jù)，證明了在我國(guó)的31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)中，存在越是失業(yè)嚴(yán)重地區(qū)，勞動(dòng)參與率就越低的現(xiàn)狀。[7]

雖然，從上述分析中，可以看到“新增工人效應(yīng)”和“氣餒工人效應(yīng)”影響到勞動(dòng)力參與率，但是如果把1984－1996年這個(gè)時(shí)間段也考慮進(jìn)來(lái)，這兩種效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響就會(huì)弱化，從而很難得到失業(yè)率與勞動(dòng)力參與率之間的準(zhǔn)確關(guān)系。不過(guò)這種結(jié)論的存在也并非意味著這兩種效應(yīng)所起的作用輕微。因?yàn)樵谖覈?guó)得到官方關(guān)于失業(yè)率統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)僅限于城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，所以，往往顯示出較低水平的失業(yè)（Solinger,2001），為了彌補(bǔ)統(tǒng)計(jì)缺陷，一些學(xué)者對(duì)失業(yè)率重新估算，得出的結(jié)論要比官方公布的數(shù)據(jù)要高的多，如，UNDP（1999）把我國(guó)的登記失業(yè)、下崗、農(nóng)民工合并起來(lái)，估計(jì)1999年我國(guó)城鎮(zhèn)的失業(yè)率為7.9％－8.5％，要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于官方公布的3.1％水平，所以在數(shù)據(jù)不完善的條件下，“氣餒工人效應(yīng)”與“新增工人效應(yīng)”對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響的估計(jì)會(huì)因此而出現(xiàn)誤差。[8]

三、 社會(huì)保障程度對(duì)勞動(dòng)力參與率影響

社會(huì)保障制度是構(gòu)建穩(wěn)定社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)網(wǎng)絡(luò)的基礎(chǔ)，是維護(hù)勞動(dòng)力生產(chǎn)和再生產(chǎn)、穩(wěn)定社會(huì)發(fā)展的重要手段。社會(huì)保障制度是否健全，是勞動(dòng)者是否進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)重要的前提條件。社會(huì)保障對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響的分析基本上是從兩個(gè)方面展開(kāi)的，其一是依賴于時(shí)間序列變化，通過(guò)研究對(duì)勞動(dòng)力參與率的一些參數(shù)變化，來(lái)重點(diǎn)分析社會(huì)保障對(duì)勞動(dòng)力參與率的沖擊。在這方面的研究中，大多數(shù)據(jù)分析顯示由社會(huì)保障中所獲得的利益趨于降低勞動(dòng)力參與率，促使退休時(shí)間提前。例如Moffitt(1987)通過(guò)對(duì)對(duì)數(shù)－線性收入函數(shù)的分析，得到了社會(huì)保障與勞動(dòng)力參與率之間存在一個(gè)負(fù)相關(guān)的結(jié)論，但是，他同時(shí)指出，勞動(dòng)供給的時(shí)機(jī)變化會(huì)與社會(huì)保障的變化不一致。但是，也有對(duì)此結(jié)論不贊同者，如Aaron(1982)認(rèn)為社會(huì)保障減少了勞動(dòng)力參與率的證據(jù)不足；不過(guò)，Plotnick(1981),Myers(1990),Parnes(1988)得到的一致性的結(jié)論是老齡工人的勞動(dòng)力參與率的下降的有一部分應(yīng)該歸結(jié)為社會(huì)保障。[9]其二，是通過(guò)橫界面數(shù)據(jù)研究社會(huì)保障對(duì)家庭勞動(dòng)力參與率的沖擊。在一定時(shí)期，個(gè)人由社會(huì)保障中獲益的變化會(huì)促使個(gè)人稟賦發(fā)生改變，而促使個(gè)人稟賦變化不同的要素有可能會(huì)對(duì)勞動(dòng)力供給和勞動(dòng)力參與率產(chǎn)生影響，所以，在研究社會(huì)保障過(guò)程中，橫截面的研究就顯得很為重要。（Pellechio,1979;Gordon and Blinder,1982）在我國(guó)，由于橫截面數(shù)據(jù)獲取的困難，所以，關(guān)于這兩者關(guān)系的探討就更多的放在時(shí)間序列的分析上。

在我國(guó)，由于社會(huì)保障體制實(shí)施比較晚，而且在很多地方存在不健全的問(wèn)題，所以，社會(huì)保障對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響可能就有一定限度。

圖4 1994－2002年我國(guó)職工加入養(yǎng)老保險(xiǎn)與失業(yè)保險(xiǎn)人數(shù)在非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口中所占比例（F2）與勞動(dòng)力參與率(PF)之間的關(guān)系

數(shù)據(jù)來(lái)源：2005年中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

從1994－1998年，我國(guó)職工加入養(yǎng)老保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的人數(shù)在非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口中所占的比例呈下降態(tài)勢(shì)，1994－1995年我國(guó)開(kāi)始全面建立養(yǎng)老保險(xiǎn)制度后，由于許多企業(yè)對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度認(rèn)識(shí)不足，加上養(yǎng)老基金管理不到位，企業(yè)以及職工對(duì)加入養(yǎng)老保險(xiǎn)的信心得不到增強(qiáng)，從而出現(xiàn)加入養(yǎng)老基金的人數(shù)比例下降的態(tài)勢(shì)；同時(shí)1993年后我國(guó)開(kāi)始出現(xiàn)大規(guī)模的下崗失業(yè)，但是真正加入到失業(yè)保險(xiǎn)行列的人數(shù)并不多，原因在于他們?cè)谙聧彽耐瑫r(shí)，也喪失了與企業(yè)相依附的一切權(quán)力，包括必要的社會(huì)保險(xiǎn)權(quán)力，而且隨著下崗人數(shù)的增加，相應(yīng)享受失業(yè)保險(xiǎn)的人數(shù)比例也會(huì)相應(yīng)下降，在這兩方面因素共同作用之下，1994－1998年我國(guó)加入養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)所占比例呈不斷下強(qiáng)的趨勢(shì)。

從總的趨勢(shì)上看，我國(guó)職工加入養(yǎng)老保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的人數(shù)所占比例變化與勞動(dòng)力參與率之間出現(xiàn)一定的不一致性，1994－1998年，我國(guó)職工加入養(yǎng)老保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的人數(shù)在非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口中所占比例呈下降態(tài)勢(shì)，我國(guó)勞動(dòng)力參與率也成下降態(tài)勢(shì)，說(shuō)明兩者之間變化有一定的正相關(guān)性，這一變化可以用替代效應(yīng)來(lái)加以解釋，由社會(huì)保險(xiǎn)可以獲得更多的收益，從而激發(fā)了勞動(dòng)者積極參與市場(chǎng)活動(dòng)，提高勞動(dòng)力參與率；但是1998年后，我國(guó)職工加入養(yǎng)老保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的人數(shù)所占比例呈緩慢上升態(tài)勢(shì)，勞動(dòng)力參與率卻出現(xiàn)反向變化，這種相互矛盾的情形出現(xiàn)，是由于收入效應(yīng)的存在，加入社會(huì)保險(xiǎn)，可以獲得更多的非勞動(dòng)收入，從而降低參與市場(chǎng)活動(dòng)的動(dòng)力。但是，由于從社會(huì)保險(xiǎn)中獲得收益數(shù)據(jù)的缺陷，目前無(wú)法證實(shí)這兩種效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響力度到底有多大。

四、 教育狀況對(duì)勞動(dòng)力參與率影響

教育對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響有直接影響也有間接影響，從直接效應(yīng)上看，教育水平的發(fā)展與青少年就業(yè)存在極大負(fù)相關(guān)性，當(dāng)一個(gè)國(guó)家教育發(fā)展水平高時(shí)，青少年接受教育人數(shù)增加，進(jìn)入到勞動(dòng)力市場(chǎng)的人數(shù)就會(huì)減少，勞動(dòng)力參與率會(huì)進(jìn)一步下降。按照Lisa A.Cameron;J.Malcolm Dowling; Christopher Worswick(2001)年觀點(diǎn)，[11]教育與勞動(dòng)力參與率之間的關(guān)系是倒U關(guān)系，識(shí)字很少或文盲的勞動(dòng)者的勞動(dòng)力參與率很高，大學(xué)以上學(xué)歷人員的勞動(dòng)力參與率也很高，而中間教育水平人員的勞動(dòng)力參與率較低。但是從我國(guó)的實(shí)際來(lái)看，這種倒U關(guān)系尚未形成，我國(guó)的勞動(dòng)力參與率伴隨著教育水平的提高而上升，即兩者符合正相關(guān)的假定。

在總體水平上，高中以上學(xué)歷的勞動(dòng)力參與率（大于62％）要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于高中以下學(xué)歷人員，教育水平越高，勞動(dòng)力的參與率就越高，教育水平越低，勞動(dòng)參與率越低，文盲勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率僅有24.98％；從性別上看，男性勞動(dòng)力參與率（76.07％）要高于女性（59.25％），但是如果從教育水平上看，女性和男性隨著教育層次的提高，參加市場(chǎng)活動(dòng)的趨勢(shì)是一致的，這也就是說(shuō)明，教育狀況對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響是顯著的。

如果從受教育人數(shù)出發(fā)，可以看出，在我國(guó)隨著國(guó)家、社會(huì)、家庭對(duì)教育重要性認(rèn)識(shí)的深化，家庭中用于人力資本投入的資金在不斷加大，高等學(xué)校的在校人數(shù)不斷攀升，從而促使了不少適齡的勞動(dòng)者處于勞動(dòng)力市場(chǎng)之外，降低了勞動(dòng)力參與率，見(jiàn)圖5我國(guó)平均每萬(wàn)人中大學(xué)生人數(shù)與勞動(dòng)力參與率的關(guān)系。

圖5 1978－2002年我國(guó)平均每萬(wàn)人中大學(xué)生人數(shù)（WEDU）與勞動(dòng)力參與率(LF)的關(guān)系

數(shù)據(jù)來(lái)源：2005年中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

在圖5中，隨著平均每萬(wàn)人中大學(xué)生人數(shù)的上升，勞動(dòng)力參與率呈緩慢下降態(tài)勢(shì)，兩者的變化趨勢(shì)呈反向關(guān)系，特別隨著1989年高校擴(kuò)招之后，高等學(xué)校學(xué)生人數(shù)激增，相應(yīng)的減少了適齡參與勞動(dòng)的人口，從而在一定程度上更加促使了勞動(dòng)力參與率的下降，而且從兩者之間的關(guān)系系數(shù)看，系數(shù)為－0.19，表明兩者之間存在一定負(fù)相關(guān)關(guān)系。

從間接效應(yīng)上看，通過(guò)在教育水平與勞動(dòng)力參與率之間介入一些變量，來(lái)對(duì)勞動(dòng)力參與率實(shí)施影響。在這些變量中，討論最多的變量是收入水平，在一般意義上，勞動(dòng)力參與率是工資的增函數(shù)。相應(yīng)的，在教育對(duì)勞動(dòng)力參與率影響的間接效應(yīng)中，教育與勞動(dòng)力參與率的關(guān)系更多體現(xiàn)在正相關(guān)關(guān)系上。隨著教育層次的不斷提高，收入不斷增加，從事非市場(chǎng)活動(dòng)的機(jī)會(huì)成本相應(yīng)也會(huì)增大，于是加入市場(chǎng)活動(dòng)成為理性選擇，勞動(dòng)力參與率自然會(huì)不斷攀升。

在對(duì)微觀家庭行為進(jìn)行分析的過(guò)程中，也可以發(fā)現(xiàn)教育與勞動(dòng)力參與率之間存在這種正相關(guān)關(guān)系。這種家庭間接效應(yīng)的運(yùn)行機(jī)制是：一個(gè)家庭中處于弱勢(shì)的一方，在我國(guó)一般為婦女，通過(guò)教育層次的提高會(huì)增加其參與市場(chǎng)活動(dòng)收入，從而增強(qiáng)其家庭地位，隨著婦女在家庭地位的提升，所享受的效用的增加，投入到市場(chǎng)活動(dòng)的興趣也就會(huì)越來(lái)越濃厚，從而促使勞動(dòng)力參與率的增加。如果家庭中男性與女性地位一樣，教育提高促進(jìn)了收入的增加，從而進(jìn)一步增強(qiáng)了不管是男性還是女性參與市場(chǎng)活動(dòng)動(dòng)力。這時(shí)教育對(duì)勞動(dòng)力參與率的影響，表現(xiàn)為工資和工作的邊際效用的提升，工作的邊際效用提高了，使得為了工資而工作的吸引力更大，勞動(dòng)力參與率也會(huì)不斷提升。

五、 人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)勞動(dòng)力參與率影響

人口結(jié)構(gòu)變化會(huì)直接影響到勞動(dòng)力參與率的變化。一般而言，一個(gè)國(guó)家以老年人為人口主要構(gòu)成部分，則參與市場(chǎng)活動(dòng)人口必定會(huì)因人口的老齡化而減少。反之，一個(gè)國(guó)家的勞動(dòng)力參與率必會(huì)上升。Robert Shimer(1999)從實(shí)證角度，說(shuō)明了勞動(dòng)參與率與失業(yè)率對(duì)工作年齡結(jié)構(gòu)變化的反應(yīng)。通過(guò)分析，他認(rèn)為，一個(gè)國(guó)家里，年輕人所占的份額增加1％，年輕工人的失業(yè)率減少量會(huì)多于1％，老年工人的失業(yè)率減少量就會(huì)多于2％。反過(guò)來(lái)，如果老年工人所占比例越高，勞動(dòng)力參與率就會(huì)下降越大。在其他條件固定不變的情況下，這些結(jié)論與勞動(dòng)力市場(chǎng)規(guī)模收益遞增是一致的。

根據(jù)我國(guó)五次人口普查的數(shù)據(jù)來(lái)看，1953第一次人口普查，60歲及以上人口為4153.8萬(wàn)人，如果加上尚未調(diào)查到的邊遠(yuǎn)地區(qū)及部隊(duì)，實(shí)際估算60歲以上人口為4215.4萬(wàn)人，老年人口在總?cè)丝谥兴嫉谋戎貫?％；1964年第二次人口普查，60歲及以上人口達(dá)到4225.5萬(wàn)，考慮到1959－1961年的低出生率和高死亡率，我國(guó)老齡人口在所占人口中為6％；1982年的三次人口普查，60歲及以上人口為7663.8萬(wàn)，比1964年實(shí)際增長(zhǎng)81.01％；1990年第四次人口普查，60歲及以上人口為9738.3萬(wàn)，老年人口在總?cè)丝谥兴嫉谋壤呀?jīng)上升到8.59％；2000年第五次人口普查，60歲及以上人口為12900萬(wàn)，老年人口在總?cè)丝谥械谋戎厣仙?0.19％，我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入了老齡化社會(huì)。隨著人口老齡化，年齡結(jié)構(gòu)的改變不僅變革著食物需求結(jié)構(gòu)，也影響到不同經(jīng)濟(jì)部門(mén)的就業(yè)模式，導(dǎo)致勞動(dòng)力參與率的下降。

除了上述因素會(huì)影響到勞動(dòng)力參與率外，還有一些因素也會(huì)影響到勞動(dòng)力參與率的變化，包括：經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、非市場(chǎng)活動(dòng)生產(chǎn)率、閑暇與工作的偏好以及勞動(dòng)者個(gè)人稟賦等。不過(guò)，雖然這些因素或多或少的會(huì)對(duì)勞動(dòng)力參與率產(chǎn)生影響，但是由于各自影響的力度不同，而且影響效應(yīng)也會(huì)呈不一致或者呈現(xiàn)矛盾態(tài)勢(shì)，所以，如何真正把握這些因素，也成為制約分析勞動(dòng)力參與率變化的關(guān)鍵所在。

應(yīng)該指出的是，如果勞動(dòng)力參與率的下降主要是由非人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變引起的，那么，勞動(dòng)力參與率的下降就并非意味著就業(yè)壓力的減輕，實(shí)際上勞動(dòng)力參與率的下降將更多適齡勞動(dòng)人口在短期內(nèi)被擠出勞動(dòng)力市場(chǎng)，促使“潛在失業(yè)”人數(shù)比例的上升，而且如果適齡勞動(dòng)人口退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，我國(guó)最大的比較優(yōu)勢(shì)即人力資源將難以得到有效利用，導(dǎo)致“人口紅利”加速消失。如果勞動(dòng)力參與率下降是由人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變主要引起的，那么這就不僅意味著我國(guó)比較優(yōu)勢(shì)所產(chǎn)生“人口紅利”的消失，也意味著由于老齡化所產(chǎn)生的適齡勞動(dòng)人口的不足，我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必須要經(jīng)歷一個(gè)巨大陣痛期，向資金與技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，因?yàn)橹挥型ㄟ^(guò)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，才能彌補(bǔ)由于老齡化而帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)萎縮。所以，正確分析引起勞動(dòng)力參與率變化的原因?qū)τ谖覈?guó)今后經(jīng)濟(jì)走向以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整起到了重要作用。

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責(zé)任編輯 仝瑞中