中國勞動(dòng)參與率變動(dòng)與“后彎的”勞動(dòng)供給曲線

馬艷林

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070)

中國勞動(dòng)參與率變動(dòng)與“后彎的”勞動(dòng)供給曲線

馬艷林

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070)

利用19個(gè)國家1978—2012年間的面板數(shù)據(jù)，分別采用長面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型對勞動(dòng)參與率的影響因素進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)年齡人口比重、失業(yè)率、大學(xué)毛入學(xué)率和人均GDP對勞動(dòng)參與率的影響非常顯著，從而證實(shí)“后彎的”勞動(dòng)供給曲線理論。

勞動(dòng)參與率；勞動(dòng)供給曲線；勞動(dòng)力資源

引言

勞動(dòng)參與率是指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口與勞動(dòng)年齡人口的比重，它測度和反映一個(gè)地區(qū)的人口參與勞動(dòng)的程度和勞動(dòng)力供給變動(dòng)，是反映勞動(dòng)力市場狀況的重要指標(biāo)之一。較世界其他國家而言，中國勞動(dòng)參與率一直偏高，但近年來呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢，1990年中國勞動(dòng)參與率高達(dá)79%，而到了2012年，已降至69.8%。羅賓斯(Robbins)在1930年發(fā)表的《收入的需求彈性》中就明確指出了工資率的變化與工作時(shí)間的關(guān)系，提出工資率越高工作時(shí)間越短。此后，道格拉斯(Douglas，1934)、杜蘭德(Duland，1948)和朗(Long，1958)進(jìn)一步明確了工資率變化的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)如何影響勞動(dòng)供給，從而完善了“后彎的”勞動(dòng)供給曲線理論。[1]一般來講，工資很低的時(shí)候，伴隨工資率的提高，勞動(dòng)供給的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，勞動(dòng)者傾斜更多地提供勞動(dòng)以獲得更高的收入；但當(dāng)工資上漲到一定程度，閑暇的“價(jià)值”已經(jīng)非常高，收入效應(yīng)傾向于超過替代效應(yīng)，個(gè)人勞動(dòng)供給減少。根據(jù)這一理論，隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，工資水平的提高，收入效應(yīng)開始大于替代效應(yīng)，勞動(dòng)參與率出現(xiàn)了下降，是可以解釋的。但是，關(guān)于勞動(dòng)參與率變動(dòng)的原因，學(xué)術(shù)界也有不少的爭議，如萬相昱和張世偉(2008)[2]利用非線性二元選擇性的probit回歸模型得出了勞動(dòng)參與率偏低的原因除了宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)整之外，更是因?yàn)榇嬖诖罅恳蛉狈趧?dòng)競爭力而退出勞動(dòng)力市場的沮喪者。蔡昉和王美艷(2004)[3]建立了關(guān)于勞動(dòng)參與率與相關(guān)因子的概率分析模型，認(rèn)為年齡、性別、受教育狀況、健康狀況、家庭成員的收入、社會(huì)保障等因素都是影響勞動(dòng)力參與率的因素。方莉(2007)[4]從勞動(dòng)力市場報(bào)酬和中國的貧富狀況、“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)的變化等幾個(gè)方面解析了影響中國勞動(dòng)力參與率的因素。陸銘和葛蘇勤(2000)[5]通過建立回歸模型，分析了體制轉(zhuǎn)軌、產(chǎn)業(yè)調(diào)整、收入增長以及教育發(fā)展等因素對中國城鎮(zhèn)勞動(dòng)參與率作用的方向和大小。張車偉和吳要武(2003)[6]發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)人口在失業(yè)率上升的同時(shí)勞動(dòng)參與率下降，區(qū)域間也存在著嚴(yán)重的不平等。

以上對勞動(dòng)參與率的考察積累了大量豐富而可供參考借鑒的研究成果。改革開放以來，國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益廣泛，勞動(dòng)供給不僅受到本國勞動(dòng)力資源和國內(nèi)市場的影響，也受到其他國家勞動(dòng)力市場和國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，因此采用國際面板數(shù)據(jù)分析中國勞動(dòng)參與率的發(fā)展趨勢及其影響因素具有一定的研究價(jià)值。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文以20國集團(tuán)(G20)中除歐盟以外的19個(gè)國家為研究對象，選取1978—2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，20國集團(tuán)GDP占全球經(jīng)濟(jì)的90%，貿(mào)易額占全球的80%，因此這19個(gè)國家具有很高的代表性。數(shù)據(jù)絕大部分來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫，由于世界銀行缺乏中國勞動(dòng)參與率1990年之前的數(shù)據(jù)，因此本文引用了羅雙喜(2010)[7]1985—1989年勞動(dòng)參與率的研究數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)做了適當(dāng)補(bǔ)充。

2.模型及變量選取

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和各國的經(jīng)驗(yàn)，從宏觀方面看，勞動(dòng)參與率受國家的宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長、人口結(jié)構(gòu)、社會(huì)教育發(fā)展水平、社會(huì)文化觀念、社會(huì)分工程度、社會(huì)保障水平和勞動(dòng)力市場狀況等諸多社會(huì)宏觀因素的影響。

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與勞動(dòng)參與率

一般來講，經(jīng)濟(jì)較快增長會(huì)推動(dòng)當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)增長，勞動(dòng)參與率也隨之增長，反之，經(jīng)濟(jì)增長減緩也會(huì)導(dǎo)致就業(yè)需求的減少，從而降低勞動(dòng)參與率。此外，當(dāng)勞動(dòng)者收入和財(cái)富達(dá)到一定程度后，工資率增長的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，反而導(dǎo)致勞動(dòng)供給減少，從而降低勞動(dòng)參與率。因此當(dāng)一國或者地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平后，經(jīng)濟(jì)增長會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，勞動(dòng)參與率會(huì)逐漸下降。

(2)城市化與勞動(dòng)參與率

隨著城市的發(fā)展，勞動(dòng)者的就業(yè)結(jié)構(gòu)逐步從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性是不同的，例如技術(shù)和資金密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，一方面就業(yè)彈性不高，可能使得勞動(dòng)參與率下降，但是新技術(shù)發(fā)展又會(huì)催生新的行業(yè)，那么又會(huì)使得勞動(dòng)參與率提高。此外，城市化的發(fā)展，使得人們的生活方式更多樣化，文化多元化，例如自由職業(yè)者的出現(xiàn)和非正規(guī)就業(yè)的出現(xiàn)，都有可能使得勞動(dòng)參與率下降。

(3)勞動(dòng)年齡人口比重與勞動(dòng)參與率

一般來說，勞動(dòng)年齡人口規(guī)模越大，勞動(dòng)力資源供給越大。這其中25歲以下人口的勞動(dòng)參與率易受教育和培訓(xùn)的影響而上下波動(dòng)，而50歲以上女性、60歲以上男性的勞動(dòng)供給跟身體健康狀況、專業(yè)技術(shù)能力、社會(huì)保障程度、家庭收入狀況和勞動(dòng)觀念等因素的影響。但總體來講，一個(gè)國家和地區(qū)15～64歲勞動(dòng)年齡人口比重很大程度上影響了勞動(dòng)參與率，是其中一個(gè)重要因素。

(4)勞動(dòng)者的受教育水平與勞動(dòng)參與率

從短期看，勞動(dòng)力接受教育和培訓(xùn)的年限較長時(shí)，勞動(dòng)力進(jìn)入市場的時(shí)間也將推遲，從而降低勞動(dòng)參與率，反之，會(huì)提前進(jìn)入勞動(dòng)力市場，提高勞動(dòng)參與率。從長期看，勞動(dòng)者接受更多的教育會(huì)提高其在市場的競爭力，在較長的時(shí)期內(nèi)有利于勞動(dòng)參與率的穩(wěn)定和提高。同時(shí)，勞動(dòng)者受教育水平的程度和勞動(dòng)參與情況又受到一個(gè)國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，如果一個(gè)國家以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，資金密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，就會(huì)影響高素質(zhì)型勞動(dòng)力的就業(yè)，產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性的失業(yè)，從而降低勞動(dòng)參與率。

(5)失業(yè)率與勞動(dòng)參與率

如果一個(gè)社會(huì)失業(yè)率較高，一部分缺乏競爭力的勞動(dòng)者會(huì)逐步退出勞動(dòng)力市場，例如大齡勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率明顯下降，出現(xiàn)大規(guī)模的提前退休現(xiàn)象。

(6)社會(huì)保障、勞動(dòng)力管理體制和收入分配等制度因素與勞動(dòng)參與率

比如中國工資與工齡掛鉤、勞動(dòng)就業(yè)與公費(fèi)醫(yī)療、保險(xiǎn)、住房公積金等福利制度關(guān)聯(lián)的就業(yè)制度和工資制度，就會(huì)潛在地提高勞動(dòng)參與率。如果收入分配制度向資本、土地和復(fù)雜勞動(dòng)傾斜則會(huì)潛在地降低勞動(dòng)參與率。

根據(jù)以上理論分析和國外學(xué)者對勞動(dòng)供給分析的建模方法[8-9],同時(shí)結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性和初步統(tǒng)計(jì)分析，本文構(gòu)造了面板數(shù)據(jù)模型：

lfprit=β0+β1lpit+β2urit+β3eduit+β4lngdpit+β5upit+ui+εit

(1)

其中，勞動(dòng)參與率(lfpr)作為被解釋變量，并選取了于勞動(dòng)參與率相關(guān)關(guān)系較強(qiáng)的5個(gè)變量，分別是15～64歲勞動(dòng)年齡人口比重(lp)、失業(yè)率(ur)、大學(xué)毛入學(xué)率(edu)、人均GDP的對數(shù)(lngdp)和城市化率(up)，下標(biāo)i表示不同國家，下標(biāo)t表示不同時(shí)間，ui為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.各國勞動(dòng)參與率的變動(dòng)趨勢

圖1描繪了20國集團(tuán)中19個(gè)國家1978—2012年的勞動(dòng)參與率，呈現(xiàn)不同的變化趨勢。有的呈現(xiàn)下降趨勢，如中國、印度、土耳其；有的呈上升趨勢，如阿根廷、澳大利亞、巴西、南非等，有的則處于相對穩(wěn)定的狀態(tài)，如加拿大、法國、德國、英國、美國；有些國家呈不規(guī)則的變化趨勢。在這19個(gè)國家中，中國的勞動(dòng)參與率明顯高于其他國家，2012年之前均高于其他18個(gè)國家，但由于35年來中國的勞動(dòng)參與率逐年緩慢下降，到2012年下降到了69.75%，低于巴西在2012年的勞動(dòng)參與率(69.9%)。2012年，意大利的勞動(dòng)參與率最低，為49.3%。其次為土耳其(50%)、南非(51.8%)、印度(53.4%)、沙特阿拉伯(53.8%)、法國(56.7%)和日本(59%)，其他國家則在60%～70%之間。

三、估計(jì)方法和結(jié)果

1.長面板模型

由于本文使用的面板數(shù)據(jù)n=19，T=35，故屬于長面板數(shù)據(jù)。對于長面板數(shù)據(jù)，關(guān)注的焦點(diǎn)在于設(shè)定擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的具體形式，以提高估計(jì)的效率，然后用可行廣義最小二乘法(FGLS)對長面板進(jìn)行估計(jì)。首先進(jìn)行LR檢驗(yàn)或者沃爾德檢驗(yàn)以確定是否存在異方差或自相關(guān)。經(jīng)過檢驗(yàn)，拒絕了“組間同方差”的原假設(shè)，即認(rèn)為存在“組間異方差”；同樣也拒絕了“不存在一階組內(nèi)自相關(guān)”的原假設(shè)。因此采用能夠解決組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)的面板修正標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)法。即考慮以下模型：

其中，xit可以包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)(或其平方項(xiàng))、個(gè)體虛擬變量以及不隨時(shí)間變化的解釋變量τi。擾動(dòng)項(xiàng)εit服從AR(1)過程，即

εit=ρiεi,t-1+vit

其中，|ρi|<1,{vit}為獨(dú)立同分布的且期望為0。如果ρi=ρ(i=1，2，…，n)，則所有個(gè)體的擾動(dòng)項(xiàng)都服從自回歸系數(shù)相同的AR(1)過程。如果允許每個(gè)面板有自己的ρi，則服從自回歸不同的AR(1)過程。本文將采用PCSE和FGLS兩種估計(jì)方法，并且每種方法分別設(shè)置約束每個(gè)面板(個(gè)體)的自回歸系數(shù)相等和允許自回歸系數(shù)不同的情況分別估計(jì)。為了控制個(gè)體效應(yīng)(ut)，首先生成country1，country2，…，country19共19個(gè)國家虛擬變量，為了考慮時(shí)間效應(yīng)，生成時(shí)間趨勢變量t得出的結(jié)果如表1。

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1，后同。

結(jié)果顯示，四個(gè)模型整體顯著的檢驗(yàn)P值為0.000，表明模型整體顯著。一些國家虛擬變量很顯著，檢驗(yàn)所有國家虛擬變量的聯(lián)合顯著性，結(jié)果強(qiáng)烈拒絕“無固定效應(yīng)”的原假設(shè)，認(rèn)為存在固定效應(yīng)，應(yīng)在模型中設(shè)定中允許每個(gè)國家有自己的截距項(xiàng)，而且從t的顯著水平看時(shí)間效應(yīng)也非常顯著。對比PCSE和FGLS的回歸結(jié)果，可以看到，PCSE的標(biāo)準(zhǔn)差都要比相應(yīng)的FGLS的估計(jì)值大，而且FGLS模型中，勞動(dòng)年齡人口比重(lp)、失業(yè)率(ur)和城市化率(up)的顯著性都有所加強(qiáng)，因此本文認(rèn)為采用可行的廣義最小二乘法(FGLS)的估計(jì)方法更有效。此外，由于T并不比n大很多，則約束每個(gè)面板自回歸系數(shù)均相等更加合適，因?yàn)闀r(shí)間維度T可能無法提供足夠的信息來分別估計(jì)每個(gè)面板自己的自回歸系數(shù)。如模型2中便出現(xiàn)了部分國家由于數(shù)據(jù)限制無法得出自己的自回歸系數(shù)，總體來講，采用FGLS估計(jì)法且約束每個(gè)面板自回歸系數(shù)均相等更有效。

從模型3的回歸結(jié)果來看，15～64歲勞動(dòng)年齡人口比重(lp)在1%的顯著水平上較顯著，對勞動(dòng)參與率產(chǎn)生正的影響，勞動(dòng)年齡人口比重每增加1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)參與率增加0.126個(gè)百分點(diǎn)；失業(yè)率(ur)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)參與率減少0.17個(gè)百分點(diǎn)；城市化率(up)每增加一個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)參與率減少0.212個(gè)百分點(diǎn)。模型顯示大學(xué)毛入學(xué)率(edu)和人均GDP(lngdp)對勞動(dòng)參與率的影響并不顯著。

2.動(dòng)態(tài)面板模型

通過長面板模型估計(jì)，可知各國的勞動(dòng)參與率存在固定效應(yīng)，即每個(gè)國家都有自己的國情，且勞動(dòng)參與率的時(shí)間效應(yīng)也非常顯著。但是，面板數(shù)據(jù)雖然能夠有效處理不隨時(shí)間而變的個(gè)體特征，但如果回歸模型包含“內(nèi)生解釋變量”，則需要用面板工具變量法來解決。最常見的方法是用被解釋變量的滯后值作為工具變量。這種解釋變量包含了被解釋變量的滯后值，稱之為“動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)”。事實(shí)上，對于這種動(dòng)態(tài)面板模型，除了可以自己選擇工具變量，更經(jīng)常地，我們是直接利用相應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。

對于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，組內(nèi)估計(jì)量(FE)是不一致的，會(huì)產(chǎn)生動(dòng)態(tài)面板偏差。解決辦法是水平GMM，差分GMM與水平GMM結(jié)合在一起，作為一個(gè)方差進(jìn)行系統(tǒng)GMM處理。系統(tǒng)GMM的優(yōu)點(diǎn)是可以估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量τi的系數(shù)，從而提高了估計(jì)的效率，但它必須滿足{Δyi,t-1,Δyi,t-2}與ui無關(guān)。

勞動(dòng)參與行為作為個(gè)體日常生活狀態(tài)的呈現(xiàn)，是個(gè)體慣常行為的體現(xiàn)，他過去的勞動(dòng)參與行為和習(xí)慣必將影響他當(dāng)前的勞動(dòng)參與行為。從勞動(dòng)需求看，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和其他因素對勞動(dòng)力市場的影響具有滯后性，勞動(dòng)供求雙方受勞動(dòng)合同的保護(hù)，勞動(dòng)力市場也具有一定的穩(wěn)定性，因此，我們嘗試用勞動(dòng)參與率的滯后值作為解釋變量，分析其對當(dāng)年勞動(dòng)參與率的影響，可構(gòu)建以下動(dòng)態(tài)面板模型：

lfprit=β0+ρ1lfpri,t-1+β1lpit+β2urit+β3eduit+β4lngdpit+β5upit+ui+εit

(2)

首先，以差分GMM估計(jì)模型(2)，因?yàn)門較大，為了避免產(chǎn)生過多工具變量從而出現(xiàn)弱工具變量的問題，模型限制最多使用一階滯后變量作為工具變量(經(jīng)統(tǒng)計(jì)分析，二階滯后值也不顯著，故不作為工具變量)。估計(jì)結(jié)果顯示(見表2)被解釋變量的一階滯后值很顯著，除了城市化率(P值=0.815)之外其他變量都非常顯著。差分GMM能夠成立的前提是擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，因此要進(jìn)行abond檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故接受原假設(shè)“擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)”，可以使用差分GMM。此外，通過進(jìn)行sargan命令進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，因?yàn)镻值=0.320>0.05，故無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，說明工具變量集是有效的。其次，使用系統(tǒng)GMM來估計(jì)模型(2)，結(jié)果顯示被解釋變量的一階滯后值同樣很顯著，城市化率的P值(0.129)的顯著水平大大提高，其他變量仍然非常顯著。同樣對系統(tǒng)GMM擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)進(jìn)行abond檢驗(yàn)，結(jié)果顯示擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故接受原假設(shè)“擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)”，可以使用差分GMM。再進(jìn)行工具變量有效性sargan檢驗(yàn)，P值為0.874，意味著“所有工具變量有效”的原假設(shè)成立。

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

3.實(shí)證結(jié)果

通過使用長面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型分別進(jìn)行估計(jì)，我們可以看到動(dòng)態(tài)面板模型使得各變量的顯著性得到提高，在一定程度上解決了解釋變量內(nèi)生性問題。特別是系統(tǒng)GMM的使用克服了差分GMM帶來的一些問題，使得估計(jì)結(jié)果更有效，因此，本文采用動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果對勞動(dòng)參與率的影響因素進(jìn)行解釋。

勞動(dòng)參與率的一階滯后值在1%顯著性水平上顯著，其影響為正，系數(shù)為0.941；勞動(dòng)年齡人口比重在1%顯著水平上顯著，其影響為正，每增加1%的勞動(dòng)年齡人口比重，勞動(dòng)參與率提高0.089個(gè)百分點(diǎn)；失業(yè)率在1%的顯著水平上顯著，其影響為負(fù)，每增加1%的失業(yè)率，勞動(dòng)參與率將下降0.082%；大學(xué)毛入學(xué)率在5%的顯著性水平上顯著，影響為正，每增加1%的大學(xué)毛入學(xué)率，勞動(dòng)參與率將提高0.018%；人均GDP的對數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，影響為負(fù)，其系數(shù)較其他影響因素較大，為-0.642；城市化率的P值為0.129，系數(shù)為0.0139，對勞動(dòng)參與率的影響不顯著。根據(jù)該結(jié)果，我們可以寫出一個(gè)擬合的模型：

lfprit=1.883+0.941lfpri,t-1+0.089lpit-0.082urit+0.018eduit-0.642lngdpit+0.014upit

四、中國勞動(dòng)參與率的趨勢及原因分析

1.中國勞動(dòng)參與率呈逐年下降趨勢

相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，中國的勞動(dòng)參與率逐年下降，1985—2012年間下降幅度為12.35%，年均下降0.45%。國際勞工組織估計(jì)，中國女性的勞動(dòng)參與率也成逐漸下降的趨勢，但是始終保持在比男性的勞動(dòng)參與率低6%左右的范圍內(nèi)，也就是說勞動(dòng)參與率的下降并沒有表現(xiàn)出明顯的性別差異。

2.中國勞動(dòng)參與率下降的最主要原因是國民收入的上升

從實(shí)證結(jié)果看，人均GDP對勞動(dòng)參與率的影響是最大的，模型系數(shù)達(dá)到-0.642，明顯高于其他變量系數(shù)。隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人均GDP大幅提高，個(gè)人可支配收入大幅上升，個(gè)人獲得財(cái)富的途徑增多，社會(huì)財(cái)富效應(yīng)開始顯現(xiàn)。收入效應(yīng)逐漸大于替代效應(yīng)，因此勞動(dòng)參與率隨著個(gè)人和社會(huì)財(cái)富的增加呈現(xiàn)下降趨勢，這也從實(shí)證角度論證了羅賓斯等人關(guān)于“后彎的”勞動(dòng)供給曲線理論。

3.中國失業(yè)率穩(wěn)定，對勞動(dòng)參與率的影響較小

失業(yè)率對勞動(dòng)參與率的影響為負(fù)，實(shí)證結(jié)果表明每增加1%的失業(yè)率，勞動(dòng)參與率將下降0.082%。從失業(yè)率看，中國的失業(yè)率有上升的趨勢，但近年穩(wěn)定在4%左右，雖然失業(yè)率的數(shù)據(jù)一直被質(zhì)疑，但根據(jù)本人對第六次人口普查數(shù)據(jù)的分析，2010年中國城鎮(zhèn)失業(yè)率為4.84%[10]，略高于國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，總體上是可信的。再加上中國經(jīng)濟(jì)增長一直保持在7.5%左右，對勞動(dòng)的潛在需求并沒有衰退，如果中國失業(yè)率能夠保持穩(wěn)定，那么對勞動(dòng)參與率的影響不會(huì)太大。

4.勞動(dòng)年齡人口比重和社會(huì)受教育程度提高難以扭轉(zhuǎn)勞動(dòng)參與率的下降趨勢

從模型結(jié)果來看，勞動(dòng)年齡人口比重和社會(huì)受教育程度的提高對勞動(dòng)參與率的作用為正，有利于提高了勞動(dòng)參與率。但是，盡管中國15～64歲勞動(dòng)年齡人口比重呈逐年上升的態(tài)勢，但沒有改變勞動(dòng)參與率逐年下降的趨勢，而且，中國的勞動(dòng)年齡人口2010年達(dá)到了頂峰73.51%，隨后出現(xiàn)了拐點(diǎn)，開始下降，這無疑將加劇勞動(dòng)參與率的下降趨勢。從勞動(dòng)者受教育情況看，隨著中國人均受教育水平的提高，受教育年限延長使得勞動(dòng)者進(jìn)入勞動(dòng)力市場的時(shí)間推遲，從而在某個(gè)年齡范圍內(nèi)降低了勞動(dòng)參與率，但另一方面，勞動(dòng)者受教育程度的提高，又增強(qiáng)了勞動(dòng)者的市場競爭能力、延長了勞動(dòng)者的工作年限，從而有利于提高勞動(dòng)參與率。從中國的情況看，勞動(dòng)年齡人口比重近年來保持在高位，社會(huì)整體受教育程度不斷提高，有利于勞動(dòng)參與率的提升，但是與收入效應(yīng)相比，難以扭轉(zhuǎn)勞動(dòng)參與率不斷下降的趨勢。

五、研究結(jié)論和政策建議

實(shí)證結(jié)果表明，勞動(dòng)年齡人口比重、失業(yè)率、大學(xué)毛入學(xué)率和人均GDP等變量非常顯著，勞動(dòng)年齡人口比重和勞動(dòng)者教育程度對勞動(dòng)參與率的影響為正，失業(yè)率和人均GDP的影響程度為負(fù)。特別是人均GDP的影響顯著且系數(shù)較大，說明隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，社會(huì)財(cái)富效應(yīng)增加，勞動(dòng)供給呈下降趨勢，符合 “后彎的”勞動(dòng)供給曲線理論，即當(dāng)收入水平達(dá)到一定程度后，勞動(dòng)者的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，勞動(dòng)供給減少。因此，對于中國勞動(dòng)參與率的下降趨勢，我們不需要特別擔(dān)憂。本文認(rèn)為勞動(dòng)參與率過高和過低都不能最有效地利用人力資源，必須保持勞動(dòng)供給與勞動(dòng)需求協(xié)調(diào)發(fā)展，為此，本文提出以下幾點(diǎn)建議：

第一，保持適度的經(jīng)濟(jì)增長速度，緩解就業(yè)壓力。

中國是一個(gè)正處于城市化進(jìn)程中的人口大國，人口從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移的過程中，必須要保持適度的經(jīng)濟(jì)增長速度以創(chuàng)造大量的就業(yè)崗位才能緩解就業(yè)壓力，否則，過高的失業(yè)率會(huì)使一部分低競爭能力的人被迫離開勞動(dòng)力市場，從個(gè)人角度講，不利于人民群眾生活水平的提高，從社會(huì)角度講，造成了人力資源的浪費(fèi)和社會(huì)的不穩(wěn)定，最終影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。

第二，加強(qiáng)教育與職業(yè)培訓(xùn)，提高勞動(dòng)者的素質(zhì)。

2012年中國第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重達(dá)到45.5%，首次超過第二產(chǎn)業(yè)增加值(45%)，標(biāo)志著中國進(jìn)入了以信息業(yè)和各類技術(shù)服務(wù)業(yè)快速發(fā)展為特征的現(xiàn)代化階段。這一階段必須提高中國勞動(dòng)者的知識(shí)、技術(shù)水平和職業(yè)素養(yǎng)，如果勞動(dòng)力的知識(shí)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)錯(cuò)位，必然導(dǎo)致大量結(jié)構(gòu)性失業(yè)。上文的實(shí)證分析顯示，提高全社會(huì)的受教育水平對勞動(dòng)參與率的影響是正面的，發(fā)達(dá)國家的大學(xué)毛入學(xué)率平均在50%以上，2012年美國、加拿大、韓國的大學(xué)毛入學(xué)率均超過90%，而同期中國的大學(xué)毛入學(xué)率僅為26.7%，培養(yǎng)高素質(zhì)的勞動(dòng)力資源還任重道遠(yuǎn)。

第三，提高勞動(dòng)者報(bào)酬，增加勞動(dòng)報(bào)酬在國民收入分配中的比重。

目前，普通勞動(dòng)者收入增長相對緩慢，勞動(dòng)報(bào)酬占初次分配比重持續(xù)下降是當(dāng)前收入分配領(lǐng)域最突出的問題之一。應(yīng)該把提高勞動(dòng)者報(bào)酬水平作為改善國民收入分配的重要途徑。雖然經(jīng)濟(jì)增長和收入的提高使得收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，從而在一定程度上降低勞動(dòng)參與率，但這種勞動(dòng)參與率的降低是勞動(dòng)者勞動(dòng)負(fù)擔(dān)下降、勞動(dòng)者生活質(zhì)量提升的表現(xiàn)，是合理而值得提倡的。尤其是對比其他國家來看，中國的勞動(dòng)參與率接近70%，仍然偏高，因此我們還應(yīng)該繼續(xù)完善中國的社會(huì)保障制度，改善投資環(huán)境、創(chuàng)業(yè)環(huán)境，增加人們的經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入，使勞動(dòng)者可以不僅僅依賴勞動(dòng)性的收入，從而減少就業(yè)壓力。

4.改善人口年齡結(jié)構(gòu)，避免勞動(dòng)年齡人口下降過快

目前，中國勞動(dòng)年齡人口比重在2010年達(dá)到73.51%的峰值后正逐步下降，人口老齡化進(jìn)程逐步加快，勞動(dòng)力供給下降，勞動(dòng)參與率也隨之下降。而第六次人口普查數(shù)據(jù)還顯示，2010年全國總和生育率為1.18[11]，明顯低于發(fā)展中國家的理想生育率(2.3胎)。從長遠(yuǎn)看，中國未來存在一定的勞動(dòng)供給壓力，因此一方面要逐步改善中國的生育政策，改善人口年齡結(jié)構(gòu)，避免勞動(dòng)年齡人口下降過快，另一方面也要學(xué)習(xí)美國、加拿大等發(fā)達(dá)國家的做法，加強(qiáng)對國際勞動(dòng)力和人才的吸引力以應(yīng)對老年化社會(huì)的到來。

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(責(zé)任編輯：宛恬伊)

Change of China’s Labor Force Participation Rate and “Backward Bending” Labor Supply Curve

MA Yanlin

(School of Economics,Capital University of Economics and Business,Beijing 100070,China)

This paper adopts the panel data of 19 countries during the period of 1978—2012 and estimates the parameters of the influencing factors of labor force participation rate by using the long panel data model and dynamic panel model respectively.It is found that the proportion of working age population,the unemployment rate,gross school enrollment rate of tertiary and per capita GDP have significant affection on labor force participation rate which confirms the “backward bending” labor supply curve.

labor participation rate;labor supply curve;labor resources

2015-01-06

北京市教育委員會(huì)科研項(xiàng)目“科研基地建設(shè)—科技創(chuàng)新平臺(tái)—都市圈研究中心(2015)”(PXM2015_014205_000126)；首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)特大城市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究院項(xiàng)目；首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目

馬艷林(1980—)，女，首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)閯趧?dòng)計(jì)量、勞動(dòng)就業(yè)和勞動(dòng)與社會(huì)保障。

F249.21

A

1008-2700(2015)03-0064-09