勞動參與率對我國經濟增長影響探討

陳玲

內容摘要：本文基于我國 1982-2010年人口普查和人均GDP數據，利用Granger因果檢驗分析方法對勞動參與率與經濟增長的關系做出實證研究。研究發(fā)現：勞動參與率與經濟增長之間存在一種長期均衡關系。經濟增長會降低勞動參與率，同時勞動參與率與城鎮(zhèn)居民可支配收入之間互為因果關系。

關鍵詞：勞動參與率 經濟增長 格蘭杰檢驗

自改革開放30多年以來，我國經濟高速增長，勞動力作為最主要的生產投入要素之一，做出的貢獻有目共睹。面對人口紅利是否已經終結的討論，很多學者也在關注勞動參與率變化對經濟會產生怎樣的影響（田成詩、蓋美，2005）?！度肆Y源藍皮書：中國人力資源發(fā)展報告（2013）》指出，目前僅從總體數量上來看，我國勞動力供給仍然比較充裕，但是人口結構和勞動參與率都有所變化。都陽認為只有勞動參與率保持比較高的水平，同時失業(yè)率能夠維持在較低的水平，才能充分地發(fā)揮人口年齡結構所帶來的優(yōu)勢（都陽，2007）。同時，蔡提出勞動參與率的擴大能夠減緩人口紅利減弱給經濟帶來的負面影響，帶來第二次人口紅利（蔡，2010）。因此，研究勞動參與率變化對我國經濟增長的影響具有重要的理論和現實意義（郭琳、車士義，2011）。我國勞動參與率的狀況到底如何？勞動參與率與經濟增長之間是否存在因果關系？勞動參與率的變化如何影響經濟增長？本文利用我國 1982-2010年的人口普查和人均GDP 數據，分析我國勞動參與率與經濟增長的關系。

勞動參與率變化趨勢分析

勞動參與率是指經濟活動人口占勞動力年齡人口的比率，用來衡量一個國家的國民人口參與經濟活動狀況的指標。根據我國第六次人口普查數據分析，2010年我國16歲以上勞動參與率為70.96%，屬于較高水平。從整個六次人口普查來看（見表1），多年平均勞動參與率為77.28%，但基本上呈現下降趨勢，年平均下降0.36%，且與年份序列的相關系數達到0.83。其中從20世紀90年代以來，勞動參與率呈現持續(xù)下降趨勢，年平均下降率為0.59%，為整個人口普查年份勞動參與率年平均下降率的1.64倍。20世紀80年代以來，我國勞動參與率在80年代出現短暫的增長，90年代以后勞動參與率持續(xù)下降，尤其是在2000年前后下降幅度最大。盡管如此，還遠遠高于美國、加拿大、日本等國的勞動參與率水平。

（一）勞動參與率年齡曲線

勞動參與率年齡曲線是指勞動參與率隨年齡變化所形成的曲線，反映了不同年齡勞動參與率的差異，它表達了人口生命周期中勞動就業(yè)變動規(guī)律（王金營、藺麗莉，2006）。無論1982年還是2010年，不同年齡段的勞動參與率都經歷了先上升后下降的過程，呈現倒“U”型曲線。勞動參與率從15歲開始逐漸上升，20-25歲仍處于上升態(tài)勢，在25歲達到高峰并且平穩(wěn)的持續(xù)到45歲，在45歲后勞動參與率隨年齡的增加而不斷降低。因而，雖然年份各有不同，但是勞動參與率的整體趨勢符合人的生命周期規(guī)律，由于我國的法定退休年齡（男60歲，女55歲）的實行（彭秀健，2006），加快了勞動參與率的下降。由圖1可知，勞動參與率的年齡模式也呈現出明顯的差異。尤其是低齡組（15-24歲）和高齡組（50歲以上）勞動參與率的變化值得注意。

（二）分性別低齡組與高齡組勞動參與率

由表2可知，15-19歲年齡段，女性勞動參與率普遍高于男性，但這個差值由1982年的7.55%變化為2000年的2.64%，到2010年出現男性勞動參與率略高于女性。在20-24歲年齡段，男性勞動參與率高于女性，且這個差值呈現周期性變化，基本上在5%范圍內。不論男性還是女性，低齡組勞動參與率均變小，且15-19歲年齡段的減小幅度遠大于20-24歲年齡段。上述表明，教育改革和義務教育使得進入勞動力市場的年齡開始漸漸變大，女性接受教育時間也開始漸漸變長。

高齡組人口包括50-54歲、55-59歲和60-64歲三個年齡段。 50-54歲和60-64歲的男性勞動參與率經歷了先升后降的過程，1990年時勞動參與率較高的年份，55-59歲的男性勞動參與率從1982年的82.96%上升至1990年的92.30%，在2000年后穩(wěn)定在80.3%左右。然而，女性勞動參與率發(fā)生了較大的變化，50-54歲年齡段女性1982年勞動參與率為50.90%，1990年和2000年保持在67%左右，2010年有小幅度的回落。55-59和60-64歲女性勞動參與率基本處于上升狀態(tài)，60-64歲女性勞動參與率由1982年的16.87%上升到2010年的40.58%。

經濟增長變化趨勢分析

從上述勞動參與率的變化可以看出，勞動參與率的變化主要由低齡組和高齡組兩個年齡組別引起，并且女性勞動參與率的改變連帶著改變了整個社會的勞動參與率曲線。關于衡量經濟增長的指標較多，本文采用GDP衡量經濟指標，用歷年的通貨膨脹率將各年的GDP轉化為1980年的不變價格，同時加入城鎮(zhèn)人均居民可支配收入作為社會微單元經濟增長，作為一個輔助變量，以分辨出勞動參與率對經濟增長的影響。

我國GDP基本上呈現逐年增長趨勢，多年平均增長率為2211.1億元/年。1992年我國確立社會主義市場經濟主體地位，由經濟政策調整所帶來的經濟增長趨勢明顯。在1992年前（不含1992年），經濟增長速度較緩，平均增長率為68.10億元/年，其中1988年和1989年略微下降；在1992年后（含1992年），經濟增長迅速，平均增長率為3570.50億元/年。

我國人均收入基本上呈現逐年增長趨勢，多年平均增長率為109.65元/年。為保持GDP分析一致，將1992年作為轉折點。在1992年前（不含1992年），城鎮(zhèn)人均收入增長較緩，平均增長率為37.38元/年，其中1988年和1989年呈現下降，分別減少了5.8元和10.8元；在1992年后（含1992年），人均收入增長迅速，平均增長率為166.64元/年。在各時段城鎮(zhèn)人均可支配收入的增長趨勢比GDP增長趨勢顯著。endprint

勞動參與率與經濟增長的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗的思想是：如果A是B的原因，則A先于B出現，在加入A滯后項的回歸模型中，A滯后項的系數應該統(tǒng)計顯著，并能夠提高模型的解釋能力（毛洪濤、馬丹，2004）。采用Eviews軟件，以城鎮(zhèn)人均可支配收入作為輔助變量，進行勞動參與率與經濟增長之間的因果檢驗，其中R表示勞動參與率，G表示國內生產總值（GDP），I表示城鎮(zhèn)人均可支配收入。

由表3可知， R不是G的格蘭杰原因，而G是R的格蘭杰原因。這在很大程度上由于經濟發(fā)展優(yōu)先于教育發(fā)展，尤其是高中和大學的教育，導致了15-24歲勞動參與率降低，從而引起勞動參與率的變動。在因先果后的假設前提下，格蘭杰因果檢驗得出了經濟增長是勞動參與率原因這一結論，而否定了勞動參與率變動先于經濟變動這一命題。R是I在10%顯著性水平下的原因，而I是R在5%顯著性水平下的原因，二者彼此互為因果關系。由此可以看出，勞動參與率變動必然導致人均收入的改變，同時隨著人均收入的變化，必然改變人的生活觀念，導致勞動參與率的變動。

勞動參與率與經濟增長的平衡性檢驗

大多數經濟數據是非平穩(wěn)數據，不能直接用來建立回歸模型。如果用非平穩(wěn)數據建模，極容易產生“虛假回歸”問題。為了避免“虛假回歸”，揭示變量之間真實關系，必須對非平穩(wěn)變量進行協整檢驗（劉舜佳，2008）。

（一）數據的描述統(tǒng)計分析

由表4可知，勞動參與率離差較小，其次為城鎮(zhèn)人均可支配收入，并與偏度和峰度關系是一致的。

（二）平穩(wěn)性檢驗

采用Eviews軟件，利用AIC和SC準則，G、R和I的ADF檢驗方法均為滯后一期，按照從無約束到逐步增加約束條件的順序，利用不同形式的檢驗方程，對三個指標加以檢驗。由表5可知， G、R和I均為1階單整，即都是I （1）過程。

結論與政策建議

文章通過對勞動參與率和經濟增長趨勢分析，利用Granger 因果關系檢驗和平衡性檢驗來實證勞動參與率變化對經濟增長的影響，得出以下結論：經濟增長導致勞動參與率降低。改革開放之初，我國開始實行多種所有制經濟自由發(fā)展，經濟體制改革所釋放出的活力與技術革新降低了勞動參與率；勞動參與率與城鎮(zhèn)居民可支配收入互為因果關系。勞動參與率增加導致城鎮(zhèn)化進程加快，增加了城市居民可支配收入；而城市居民可支配收入的增加導致勞動參與率降低。

面對我國“人口紅利”是否終結的爭論與我國老齡化社會的到來這一不爭的事實，如何能夠釋放二次紅利，使得經濟保持穩(wěn)定可持續(xù)的增長。本文的研究結論可以為制定勞動力政策提供有益啟示。首先，通過縮減高等教育招生規(guī)模，擴大職業(yè)化教育，使得勞動力的初次就業(yè)年齡變小，增加勞動力市場的供給。其次，實行梯度漸進的辦法推遲退休年齡，穩(wěn)定整個社會的勞動力供給。再次，女性的勞動參與率變化對整體勞動參與率的影響較為顯著，調節(jié)女性勞動參與率，適時應對經濟增長的變化。最后，調整產業(yè)結構，促進第三產業(yè)（尤其是服務業(yè)）發(fā)展，增加居民可支配收入。

參考文獻：

1.田成詩，蓋美.勞動生產率、勞動參與率對經濟增長的影響[J].山西財經大學學報，2005，27（2）

2.張璐.中國勞動力供給出現拐點，勞動參與率逐年下降[J].人口與計劃生育，2014（1）

3.郭琳，車士義.中國的勞動參與率、人口紅利與經濟增長[J].中央財經大學學報，2011（9）

4. Bureau of Labor Statistics[EB/OL]. http：//data.bls.gov/pdq/SurveyOutputServlet

5.王金營，藺麗莉.中國人口勞動參與率與未來勞動力供給分析[J].人口學刊，2006（4）

6.彭秀健.低生育率、人口老齡化與勞動力供給[J].中國勞動經濟學，2006（4）

7.毛洪濤，馬丹.高等教育發(fā)展與經濟增長關系的計量分析[J].財經學，2004（1）

8.劉舜佳.國際貿易、FDI和中國全要素生產率下降—基于1952-2006年面板數據的DEA和協整檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2008（11）

9.勞動力供給變化趨勢與實現更加充分就業(yè)問題研究課題組.我國勞動參與率變化分析[J].關注，2011endprint

勞動參與率與經濟增長的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗的思想是：如果A是B的原因，則A先于B出現，在加入A滯后項的回歸模型中，A滯后項的系數應該統(tǒng)計顯著，并能夠提高模型的解釋能力（毛洪濤、馬丹，2004）。采用Eviews軟件，以城鎮(zhèn)人均可支配收入作為輔助變量，進行勞動參與率與經濟增長之間的因果檢驗，其中R表示勞動參與率，G表示國內生產總值（GDP），I表示城鎮(zhèn)人均可支配收入。

由表3可知， R不是G的格蘭杰原因，而G是R的格蘭杰原因。這在很大程度上由于經濟發(fā)展優(yōu)先于教育發(fā)展，尤其是高中和大學的教育，導致了15-24歲勞動參與率降低，從而引起勞動參與率的變動。在因先果后的假設前提下，格蘭杰因果檢驗得出了經濟增長是勞動參與率原因這一結論，而否定了勞動參與率變動先于經濟變動這一命題。R是I在10%顯著性水平下的原因，而I是R在5%顯著性水平下的原因，二者彼此互為因果關系。由此可以看出，勞動參與率變動必然導致人均收入的改變，同時隨著人均收入的變化，必然改變人的生活觀念，導致勞動參與率的變動。

勞動參與率與經濟增長的平衡性檢驗

大多數經濟數據是非平穩(wěn)數據，不能直接用來建立回歸模型。如果用非平穩(wěn)數據建模，極容易產生“虛假回歸”問題。為了避免“虛假回歸”，揭示變量之間真實關系，必須對非平穩(wěn)變量進行協整檢驗（劉舜佳，2008）。

（一）數據的描述統(tǒng)計分析

由表4可知，勞動參與率離差較小，其次為城鎮(zhèn)人均可支配收入，并與偏度和峰度關系是一致的。

（二）平穩(wěn)性檢驗

采用Eviews軟件，利用AIC和SC準則，G、R和I的ADF檢驗方法均為滯后一期，按照從無約束到逐步增加約束條件的順序，利用不同形式的檢驗方程，對三個指標加以檢驗。由表5可知， G、R和I均為1階單整，即都是I （1）過程。

結論與政策建議

文章通過對勞動參與率和經濟增長趨勢分析，利用Granger 因果關系檢驗和平衡性檢驗來實證勞動參與率變化對經濟增長的影響，得出以下結論：經濟增長導致勞動參與率降低。改革開放之初，我國開始實行多種所有制經濟自由發(fā)展，經濟體制改革所釋放出的活力與技術革新降低了勞動參與率；勞動參與率與城鎮(zhèn)居民可支配收入互為因果關系。勞動參與率增加導致城鎮(zhèn)化進程加快，增加了城市居民可支配收入；而城市居民可支配收入的增加導致勞動參與率降低。

面對我國“人口紅利”是否終結的爭論與我國老齡化社會的到來這一不爭的事實，如何能夠釋放二次紅利，使得經濟保持穩(wěn)定可持續(xù)的增長。本文的研究結論可以為制定勞動力政策提供有益啟示。首先，通過縮減高等教育招生規(guī)模，擴大職業(yè)化教育，使得勞動力的初次就業(yè)年齡變小，增加勞動力市場的供給。其次，實行梯度漸進的辦法推遲退休年齡，穩(wěn)定整個社會的勞動力供給。再次，女性的勞動參與率變化對整體勞動參與率的影響較為顯著，調節(jié)女性勞動參與率，適時應對經濟增長的變化。最后，調整產業(yè)結構，促進第三產業(yè)（尤其是服務業(yè)）發(fā)展，增加居民可支配收入。

參考文獻：

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5.王金營，藺麗莉.中國人口勞動參與率與未來勞動力供給分析[J].人口學刊，2006（4）

6.彭秀健.低生育率、人口老齡化與勞動力供給[J].中國勞動經濟學，2006（4）

7.毛洪濤，馬丹.高等教育發(fā)展與經濟增長關系的計量分析[J].財經學，2004（1）

8.劉舜佳.國際貿易、FDI和中國全要素生產率下降—基于1952-2006年面板數據的DEA和協整檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2008（11）

9.勞動力供給變化趨勢與實現更加充分就業(yè)問題研究課題組.我國勞動參與率變化分析[J].關注，2011endprint

勞動參與率與經濟增長的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗的思想是：如果A是B的原因，則A先于B出現，在加入A滯后項的回歸模型中，A滯后項的系數應該統(tǒng)計顯著，并能夠提高模型的解釋能力（毛洪濤、馬丹，2004）。采用Eviews軟件，以城鎮(zhèn)人均可支配收入作為輔助變量，進行勞動參與率與經濟增長之間的因果檢驗，其中R表示勞動參與率，G表示國內生產總值（GDP），I表示城鎮(zhèn)人均可支配收入。

由表3可知， R不是G的格蘭杰原因，而G是R的格蘭杰原因。這在很大程度上由于經濟發(fā)展優(yōu)先于教育發(fā)展，尤其是高中和大學的教育，導致了15-24歲勞動參與率降低，從而引起勞動參與率的變動。在因先果后的假設前提下，格蘭杰因果檢驗得出了經濟增長是勞動參與率原因這一結論，而否定了勞動參與率變動先于經濟變動這一命題。R是I在10%顯著性水平下的原因，而I是R在5%顯著性水平下的原因，二者彼此互為因果關系。由此可以看出，勞動參與率變動必然導致人均收入的改變，同時隨著人均收入的變化，必然改變人的生活觀念，導致勞動參與率的變動。

勞動參與率與經濟增長的平衡性檢驗

大多數經濟數據是非平穩(wěn)數據，不能直接用來建立回歸模型。如果用非平穩(wěn)數據建模，極容易產生“虛假回歸”問題。為了避免“虛假回歸”，揭示變量之間真實關系，必須對非平穩(wěn)變量進行協整檢驗（劉舜佳，2008）。

（一）數據的描述統(tǒng)計分析

由表4可知，勞動參與率離差較小，其次為城鎮(zhèn)人均可支配收入，并與偏度和峰度關系是一致的。

（二）平穩(wěn)性檢驗

采用Eviews軟件，利用AIC和SC準則，G、R和I的ADF檢驗方法均為滯后一期，按照從無約束到逐步增加約束條件的順序，利用不同形式的檢驗方程，對三個指標加以檢驗。由表5可知， G、R和I均為1階單整，即都是I （1）過程。

結論與政策建議

文章通過對勞動參與率和經濟增長趨勢分析，利用Granger 因果關系檢驗和平衡性檢驗來實證勞動參與率變化對經濟增長的影響，得出以下結論：經濟增長導致勞動參與率降低。改革開放之初，我國開始實行多種所有制經濟自由發(fā)展，經濟體制改革所釋放出的活力與技術革新降低了勞動參與率；勞動參與率與城鎮(zhèn)居民可支配收入互為因果關系。勞動參與率增加導致城鎮(zhèn)化進程加快，增加了城市居民可支配收入；而城市居民可支配收入的增加導致勞動參與率降低。

面對我國“人口紅利”是否終結的爭論與我國老齡化社會的到來這一不爭的事實，如何能夠釋放二次紅利，使得經濟保持穩(wěn)定可持續(xù)的增長。本文的研究結論可以為制定勞動力政策提供有益啟示。首先，通過縮減高等教育招生規(guī)模，擴大職業(yè)化教育，使得勞動力的初次就業(yè)年齡變小，增加勞動力市場的供給。其次，實行梯度漸進的辦法推遲退休年齡，穩(wěn)定整個社會的勞動力供給。再次，女性的勞動參與率變化對整體勞動參與率的影響較為顯著，調節(jié)女性勞動參與率，適時應對經濟增長的變化。最后，調整產業(yè)結構，促進第三產業(yè)（尤其是服務業(yè)）發(fā)展，增加居民可支配收入。

參考文獻：

1.田成詩，蓋美.勞動生產率、勞動參與率對經濟增長的影響[J].山西財經大學學報，2005，27（2）

2.張璐.中國勞動力供給出現拐點，勞動參與率逐年下降[J].人口與計劃生育，2014（1）

3.郭琳，車士義.中國的勞動參與率、人口紅利與經濟增長[J].中央財經大學學報，2011（9）

4. Bureau of Labor Statistics[EB/OL]. http：//data.bls.gov/pdq/SurveyOutputServlet

5.王金營，藺麗莉.中國人口勞動參與率與未來勞動力供給分析[J].人口學刊，2006（4）

6.彭秀健.低生育率、人口老齡化與勞動力供給[J].中國勞動經濟學，2006（4）

7.毛洪濤，馬丹.高等教育發(fā)展與經濟增長關系的計量分析[J].財經學，2004（1）

8.劉舜佳.國際貿易、FDI和中國全要素生產率下降—基于1952-2006年面板數據的DEA和協整檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2008（11）

9.勞動力供給變化趨勢與實現更加充分就業(yè)問題研究課題組.我國勞動參與率變化分析[J].關注，2011endprint