楊貝貝　劉懿

摘 要 人口老齡化對經(jīng)濟的直接影響體現(xiàn)為勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.本文在基于標準C-D生產(chǎn)函數(shù)的計量經(jīng)濟模型框架下，采用省級面板數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)估計方法，深入探究全國以及不同區(qū)域勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.實證結(jié)果顯示，我國勞動力老化對勞動生產(chǎn)率有顯著的消極影響，且沿海地區(qū)勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響比非沿海地區(qū)更強烈.要緩解勞動力力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響，可以從以下三個方面入手：首先，穩(wěn)定低生育水平，適當放寬人口政策；其次，大力發(fā)展教育事業(yè)，特別是對老年勞動力的教育和培訓(xùn)；第三，合理引導(dǎo)人口流動，實現(xiàn)地區(qū)間勞動力年齡結(jié)構(gòu)的優(yōu)勢互補.

關(guān)鍵詞 勞動力老化；勞動生產(chǎn)率；固定效應(yīng)；人力資本

中圖分類號 F241 文獻標識碼 A

The Impact of Labor Force Aging

on Productivity Performance

YANG Beibei，LIU Yi

（School of economy &Trade， Hunan University， Changsha，Hunan 410079， China）

Abstract The direct impact of population aging on economy is the effects of labor force aging on productivity. Involving the CD econometric model framework based on a standard production function， by using provincial panel data and fixed effects estimation method， this paper studied the impact of labor force aging on the productivity performance in the whole China and the different regions of the country. The empirical result shows that labor force aging has a significant negative impact on productivity in China. Additionally， the negative impact is stronger in the coastal areas. Therefore， in order to alleviate the negative impact of the labor force aging on productivity， we may work from the following aspects： firstly， to keep the low birth rate and appropriately relax the population policy； secondly， to develop education， especially the education and training system for older workforce； thirdly， to guide population migration rationally and realize the advantages of population age structure complementing between regions.

Key words Labor Force Aging； Productivity； Fixed Effect； Human Capital

1 引 言

人口老齡化對經(jīng)濟的直接影響體現(xiàn)為勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.勞動力老化表現(xiàn)為在勞動年齡人口中，老年勞動力人口比重上升的動態(tài)過程（熊必?。?002））[1].根據(jù)楊道兵、陸杰華（2006）[2]對五次普查數(shù)據(jù)的整理，預(yù)計2000—2035年我國老年勞動力人口比例急劇上升，在2035年達到頂峰44.18%.那么勞動力老化與勞動生產(chǎn)率之間存在怎樣的關(guān)系？不同地區(qū)老年勞動力對勞動生產(chǎn)率的影響有何異同？解決以上問題有助于更為深入的了解我國人口老齡化問題，為實現(xiàn)我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展找到突破口.

分析國內(nèi)學(xué)者對勞動力老化與勞動生產(chǎn)率關(guān)系的研究，筆者發(fā)現(xiàn)，一方面，學(xué)者們只是采用描述性統(tǒng)計或者模擬分析方法闡述勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響，并沒有進行實證分析，對于勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響的研究過于籠統(tǒng).劉長茂（1991）[3]采用描述性統(tǒng)計方法，初步分析了勞動力老化與人口老齡化的不同以及研究勞動力老化的必要性；楊道兵、陸杰華（2006）[2]采用描述性統(tǒng)計和模擬分析方法研究發(fā)現(xiàn)，隨著勞動力老化，社會總產(chǎn)出效率在下降，但并未進行精確的實證研究.另一方面學(xué)者們偏向于從年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)入手，間接研究勞動力老化問題，并未直接解釋勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響以及影響程度.袁蓓（2009）[4]基于勞動力非完全替代理論的研究指出勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響取決于不同年齡段勞動力的替代彈性，替代彈性越小，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的負面影響越大.朱洵等（2013）[5]對勞動力老化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究表明，勞動力老化在三次產(chǎn)業(yè)中普遍發(fā)生，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響程度取決于對“勞動力年齡—產(chǎn)業(yè)”雙重結(jié)構(gòu)的調(diào)整.

經(jīng) 濟 數(shù) 學(xué)第 32卷第2期

楊貝貝等：我國勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響研究

相對于國內(nèi)相關(guān)研究的不足，國外學(xué)者對勞動力老化問題的研究已經(jīng)相當成熟，但由于不同國家的人口結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展階段不同，學(xué)者們并沒有得出一致的結(jié)果.Feyrer（2007） [6]對勞動力年齡結(jié)構(gòu)與勞動生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)，50歲及以上勞動力人口的增加對勞動生產(chǎn)率有消極影響.Brsch（2003）[7]對德國勞動力市場的研究以及Cataldi 和 Kampelmann（2012）[8]對比利時的研究也得出類似的結(jié)論.Guest（2011）[9]對美國和加拿大的研究以及Mahlberg等（2012） [10]對澳大利亞的研究則顯示，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率沒有顯著性影響.然而，國外學(xué)者的研究多是基于改進的增長核算模型，增長核算模型必須滿足兩個基本假設(shè)，一是，工人的邊際產(chǎn)出在本質(zhì)上等于勞動補償率；二是，勞動投入與工人數(shù)量成比例.但在實踐中這兩個假設(shè)往往是不成立的.而計量經(jīng)濟模型則不必考慮增長核算模型必須滿足的基本假設(shè)，并能夠有效地描述不同年齡段勞動力對勞動生產(chǎn)率影響的差異.基于此，本文借鑒Tang和Macleod（2006）[11]的研究方法，采用基于C-D標準生產(chǎn)函數(shù)的計量經(jīng)濟模型實證研究勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.

另外，與發(fā)達國家不同，我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距較大（張海峰等（2010）、張曉蓓和李子豪（2014）等）[12，13]，人口分布極不均勻，且人口流動性大，因此，在不同的區(qū)域勞動力老化對經(jīng)濟發(fā)展的影響也可能不同.但縱觀前人文獻，分區(qū)域考察人口老齡化問題的學(xué)者數(shù)見不鮮，卻很少有人分區(qū)域研究勞動力老化問題.我國沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，人口密集，內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟相對薄弱，人口相對稀少，本文采用亓朋等（2009）[14]研究中外技術(shù)差距對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)影響的方法，在模型中加入?yún)^(qū)域虛擬變量D與勞動力老化變量OL的交互項，將研究省份分為沿海和非沿海地區(qū)，探究不同區(qū)域勞動力老化對勞動生產(chǎn)率影響的異同.研究結(jié)果顯示，沿海地區(qū)勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響更為嚴重.在其他因素不變的情況下，勞動力老化程度每增加1%，沿海地區(qū)勞動生產(chǎn)率的下降程度比非沿海地區(qū)多0.004%.本文將使用省級面板數(shù)據(jù)實證研究勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的直接影響以及具體影響程度.

2 我國勞動力老化狀況以及

與勞動生產(chǎn)率的關(guān)系

近年來，我國勞動力老化程度持續(xù)加重，老年勞動力人口比重持續(xù)上升，由2000年的28.10%上升到2010年的40%.那么，我國勞動力老化與勞動生產(chǎn)率有怎樣的關(guān)系呢？由圖1可以看出，我國勞動力老化與勞動生產(chǎn)率的散點圖呈向右下方傾斜的趨勢，我國勞動力老化可能對勞動生產(chǎn)率有消極影響.

勞動生產(chǎn)率/%

圖1 勞動力老化與勞動生產(chǎn)率的關(guān)系

本文認為老年勞動力的生產(chǎn)效率可能不及年輕勞動力，原因主要有三點.首先，老年勞動力的身體素質(zhì)不及年輕勞動力，尤其是在勞動密集型產(chǎn)業(yè)中，老年勞動力的工作效率大大低于年輕勞動力.另外，由于老年勞動力身體素質(zhì)下降，其請假的概率也會比較大，專注于工作的時間減少，產(chǎn)出也會減少. 其次，老年勞動力的學(xué)習(xí)能力不及年輕勞動力.獲取新知識和新技術(shù)的能力不斷下降，也更不愿意嘗試學(xué)習(xí)新知識和新技術(shù).例如，在我國老年勞動力的互聯(lián)網(wǎng)普及率遠比年輕勞動力低.在現(xiàn)代社會，科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力.知識的更新周期日益縮短，不能快速學(xué)習(xí)新知識和新技術(shù)的老年勞動力工作效率必然降低.最后，老年勞動力的努力程度不及年輕勞動力.本文所說的努力程度，不是花在工作上的時間多少，而是專注于工作的程度.為了升職或者是鞏固自己的職位，年輕勞動力一般會比老年勞動力更加努力，工作效率自然也比老年勞動力要高.另外，勞動力老化將會引起我國勞動力年齡結(jié)構(gòu)的變化，而勞動力年齡結(jié)構(gòu)的改變必將影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的順利實現(xiàn)，進而影響勞動生產(chǎn)率的提高.綜上，我國勞動力老化可能會對勞動生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生重要影響.具體如圖2所示.

圖2 勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響機制

3 模型構(gòu)建及相關(guān)變量解釋

計量經(jīng)濟模型不必考慮增長核算模型必須滿足的2個基本假設(shè)，能夠有效地描述不同年齡段勞動力對勞動生產(chǎn)率影響的差異.本文借鑒Tang和Macleod（2006）[11]的研究方法，采用基于C-D標準生產(chǎn)函數(shù)的計量經(jīng)濟模型來實證研究勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.

ln Yi，t=a0+α1dln OLi，t+α2dln OLi，t*D+

α3lnZ+α4T+α5ηi+εi，t 模型的主要變量包括被解釋變量勞動生產(chǎn)率和解釋變量勞動力老化.Y是勞動生產(chǎn)率，用勞均實際GDP表示.縱觀國內(nèi)外研究勞動生產(chǎn)率的文獻，如袁富華（2012）[16]、袁蓓（2009）[4]、Drucker和Feser（2012）[17]等等，多以勞均GDP表示勞動生產(chǎn)率.為了確保數(shù)據(jù)的跨時間可比性，本文使用GDP平減指數(shù)，以2000年為基期對名義GDP進行了處理，即以勞均實際GDP表示勞動生產(chǎn)率；OL是勞動力老化，用退休前10年勞動力人口比重表示.根據(jù)聯(lián)合國國際勞工組織的劃分，勞動力年齡人口中45歲及以上勞動力為老年勞動力，故國內(nèi)研究多以45-64歲的勞動力作為老年勞動力，但這并不符合我國實際情況.根據(jù)男女勞動力的身體狀況，我國規(guī)定的退休年齡為男60歲，女55歲，并且未來有延遲退休的可能，基于此，本文認為以退休前十年勞動力人口比例來衡量勞動力老化更為準確，所以用退休前10年勞動力人口比重來衡量勞動力老化.

Z是一組控制變量.包括物質(zhì)資本密集度、人力資本、失業(yè)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu).Timmer等（2008）[18]對歐洲和美國的勞動生產(chǎn)率影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，人均物質(zhì)資本和人力資本投資是影響勞動生產(chǎn)率的主要因素.Fleisher和Li（2010）[19]對中國人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差異的研究也發(fā)現(xiàn)人力資本對經(jīng)濟增長有非常重要的促進作用.而失業(yè)率上升導(dǎo)致人力資本進而物質(zhì)資本的閑置是引起勞動生產(chǎn)率下降的主要原因（Schaal（2012））[20].Basile 和 De Benedictis （2008） [21]的研究也發(fā)現(xiàn)，勞動生產(chǎn)率與失業(yè)率之間存在很強的負相關(guān)關(guān)系.因此，本文將資本密集度、人力資本、失業(yè)率作為控制變量加入模型中.另外，很多學(xué)者在研究經(jīng)濟增長問題時將生產(chǎn)技術(shù)水平作為控制變量加入模型中（姚先國和張海峰（2008）、包玉香（2012）、張曉蓓和李子豪（2014））[22，23，13].本文認為由勞均資本存量代表的資本密集度已經(jīng)涵蓋了生產(chǎn)技術(shù)水平，因此不再將生產(chǎn)技術(shù)水平單獨作為控制變量加入模型.在三次產(chǎn)業(yè)中，制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率最高（Drucker和 Feser （2012））[17].Tang和Macleod（2006）[11]在研究加拿大勞動力老化問題時將制造業(yè)總產(chǎn)出占GDP的比重作為控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變量加入模型，但我國對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的傳統(tǒng)劃分為一、二、三產(chǎn)業(yè)，制造業(yè)包括在第二產(chǎn)業(yè)中且占很大比重.據(jù)此，本文將第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出占GDP的比重作為控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變量加入模型中.

T是時間效應(yīng)變量.Tang和Macleod（2006）[11]在研究加拿大勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響時，為了使非平穩(wěn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)化，對計量經(jīng)濟模型做了一階差分處理.但考慮到我國當前發(fā)展狀況與發(fā)達國家的差異以及樣本容量問題，對所有變量做差分處理不僅會弱化數(shù)據(jù)特征，而且會減少樣本量，所以本文只對勞動力老化變量做差分處理.經(jīng)ADF和PP檢驗發(fā)現(xiàn)，不能拒絕數(shù)據(jù)存在單位根的假設(shè)，即數(shù)據(jù)非平穩(wěn).于是本文參照Levin和Lin（2002）[24]的方法，在模型中引進時間趨勢變量T，再做ADF和PP檢驗，結(jié)果強烈拒絕存在單位根的原假設(shè)，即數(shù)據(jù)趨于平穩(wěn).

ηi是不隨時間變化的地區(qū)非觀測效應(yīng)，D是區(qū)域虛擬變量，D=1，D為沿海省份；

0，D為非沿海省份；ε是誤差項，下標i和t分別表示地區(qū)和時間.

4 數(shù)據(jù)說明及主要變量描述性統(tǒng)計

本文所使用數(shù)據(jù)均來自于“中國人力資本與勞動經(jīng)濟研究中心2013年人力資本指數(shù)項目估算數(shù)據(jù)”和省級統(tǒng)計年鑒.由于我國城鎮(zhèn)登記失業(yè)率在時間跨度和空間跨度上都有不同程度的缺失，為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，本文考察的樣本省份共19個，考察期間為2000-2010年.

本文以高中及以上學(xué)歷的勞動力人口比率作為人力資本的代理變量，并引用李海崢等（2013）[25]的測算方法，以 1978 年為基期，采用永續(xù)盤存法估算得到高中及以上學(xué)歷的累計勞動力人口數(shù)以及勞動力人口總數(shù).另外，考慮到中國人的習(xí)慣和失業(yè)登記服務(wù)系統(tǒng)的完整性，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率可能并不能真實地反應(yīng)失業(yè)情況，本文基于全國調(diào)查失業(yè)率和登記失業(yè)率構(gòu)建了失業(yè)率調(diào)整系數(shù)對省級登記失業(yè)率進行調(diào)整，得到與我國失業(yè)實際情況較為一致的估計失業(yè)率.表1報告了代表性年份的主要變量描述性統(tǒng)計.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

5 實證結(jié)果及分析

本文采用省級面板數(shù)據(jù)對勞動力老化問題進行研究，面板數(shù)據(jù)不僅能夠增加樣本數(shù)量，還能夠有效控制被考察省份不隨時間變化的某些特征，從而消除內(nèi)生性問題（張曉蓓（2014）） [12].模型中的地區(qū)效應(yīng)ηi為不隨時間變化的地區(qū)非觀測效應(yīng)，且通常與右邊解釋變量相關(guān).為有效消除ηi，以減輕估計誤差，本文采用固定效應(yīng)估計方法Hausman 檢驗結(jié)果為chi2（7）=50.77，Prob>chi2 =0.0000，所以拒絕原假設(shè)，接受被擇假設(shè)，本文應(yīng)采用固定效應(yīng)模型.

.另外，由于我國各省之間存在較大差異，加之面板數(shù)據(jù)模型可能存在異方差性，本文對數(shù)據(jù)進行了懷特檢驗，結(jié)果②顯示確實存在異方差性懷特檢驗結(jié)果為chi2 （19） =1285.43，Prob>chi2 =0.0000，即存在異方差.，后續(xù)回歸均采用OLS加穩(wěn)健標準差來處理異方差問題.

表2給出了異方差穩(wěn)健的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，其中第1列引入了全部的控制變量.回歸結(jié)果顯示，在其他因素保持不變的情況下，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響在10%的顯著性水平下為負，具體而言，勞動力老化程度每增加1%，勞動生產(chǎn)率約降低0.06個百分點.本文數(shù)據(jù)顯示，我國勞動力老化程度在2000～2010年間增加了13.61%，從2000年的21.59 %增加到2010年的35.20%，年均增長1.36%，根據(jù)實證回歸結(jié)果，勞動力老化的這一增長，使勞動生產(chǎn)率的年均增長速度降低0.1%.以此類推，勞動力老化在之后十年的增長將使勞動生產(chǎn)率降低1%.由此可知，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響不可忽視.

表2 勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響

從地區(qū)層面來看，沿海地區(qū)勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響更為嚴重.勞動力老化與D2交叉項的系數(shù)在5%的顯著性水平下為負，即其他因素不變，勞動力老化程度每增加1%，沿海地區(qū)勞動生產(chǎn)率的下降程度比非沿海地區(qū)多0.006%.單就上海市和貴州省的對比而言，2000-2010年間，上海市的勞動力老化程度增加5.88%，比貴州省多4.43%，綜合地區(qū)因素的影響，上海市由勞動力老化引起的勞動生產(chǎn)率的降低比貴州省多0.33%.由此可見，勞動力老化程度以及勞動力老化對勞動生產(chǎn)率影響程度的差異，將會在一定程度上縮小沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)間勞動生產(chǎn)率的差距.

資本密集度仍是推動勞動生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵.具體而言，資本密集度每增加1%，勞動生產(chǎn)率提高0.529%，也就是說勞動生產(chǎn)率的增長的52.9%是由資本密集度的增加解釋的.人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響在10%的水平下顯著為正，人力資本每增加1%，勞動生產(chǎn)率提高0.029%.與資本密集度相比，人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響程度稍顯遜色.其原因有二，首先，人力資本投資具有一定的滯后性.其次，人力資本可能存在外部性，人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響可能通過提高物質(zhì)資本的利用效率來體現(xiàn)，因為資本傾向于流向勞動力素質(zhì)較高的區(qū)域（Lucas（1990））[28].失業(yè)率系數(shù)在10%的水平下顯著為負，這意味著失業(yè)率的增加將阻礙勞動生產(chǎn)率的增長，具體而言，失業(yè)率每增加1%，勞動生產(chǎn)率降低0.027%.值得注意的是，第二產(chǎn)業(yè)份額系數(shù)在51%的水平下顯著為負，說明第二產(chǎn)業(yè)份額的增加不利于我國勞動生產(chǎn)率的提高.這并不違背我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展規(guī)律：隨著技術(shù)水平的提高和高科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，第二產(chǎn)業(yè)份額有減少趨勢.為了使分析更有說服力，本文在模型中用第三產(chǎn)業(yè)份額代替第二產(chǎn)業(yè)份額，如表2（7）.結(jié)果顯示，第三產(chǎn)業(yè)份額系數(shù)在5%的水平下顯著為正，即第三產(chǎn)業(yè)份額的增加對我國勞動生產(chǎn)率的提高有很強的促進作用.

表2第（2）～（5）列為依次去掉各種控制變量后對回歸結(jié)果進行的敏感性分析.表2（2）顯示，剔除資本密集度變量后，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率增長的阻礙作用更加明顯.根據(jù)勞動力需求理論，資本與勞動力之間有替代效應(yīng)，在不控制資本時，企業(yè)的產(chǎn)出更多地依賴于勞動力，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響更嚴重.特別值得注意的是，在不控制資本密集度時，第二產(chǎn)業(yè)份額對勞動生產(chǎn)率的影響由負變?yōu)檎胰肆Y本對勞動生產(chǎn)率的影響增加了將近20倍.這一方面是由于我國資本密集型產(chǎn)業(yè)主要集中于第二產(chǎn)業(yè)，不控制資本密集度時，資本對勞動生產(chǎn)率的積極影響一部分通過第二產(chǎn)業(yè)對勞動生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)出來；另一方面，受教育程度越高的人，在社會再生產(chǎn)過程中控制的物質(zhì)資本越多，所以不控制資本密集度時，資本對勞動生產(chǎn)率影響的另一部分通過人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響表現(xiàn)出來.在不控制經(jīng)濟周期時，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響變小，且資本密集度對勞動生產(chǎn)率的影響變小，說明資本的利用效率具有周期性.在不控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響變大，說明合理調(diào)整“勞動力老化-產(chǎn)業(yè)”雙重結(jié)構(gòu)，將會大大促進勞動生產(chǎn)率的提高.

6 結(jié)論及政策建議

本文的研究具有以下三點創(chuàng)新：第一是國內(nèi)首次使用省級面板數(shù)據(jù)和基于標準C-D生產(chǎn)函數(shù)的計量經(jīng)濟模型實證研究我國勞動力老化問題；其次是根據(jù)我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡分區(qū)域考察勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響；第三是通過在模型中引進時間趨勢變量的方法，處理數(shù)據(jù)單位根問題，使非平穩(wěn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)化.

本文的研究結(jié)果有三點：第一，我國勞動力老化對勞動生產(chǎn)率有顯著的消極影響，不同區(qū)域勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響不同，沿海地區(qū)勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響比非沿海地區(qū)大；第二，資本仍是推動勞動生產(chǎn)率提高的主要力量，人力資本對勞動生產(chǎn)率的積極影響不容忽視，物質(zhì)資本和人力資本存在一定的替代效應(yīng)；第三，第三產(chǎn)業(yè)份額的增加已經(jīng)成為推動我國勞動生產(chǎn)率增長的新生力量.

基于以上結(jié)論，為盡量減少最小化勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的消極影響，推動我國經(jīng)濟健康快速發(fā)展，可以從以下幾方面著手.

第一，穩(wěn)定低生育水平，適當放寬人口政策.由于我國計劃生育政策的長期實施，高生育水平得到有效控制，人口自然增長率迅速下降，沿海有些地區(qū)甚至出現(xiàn)負增長現(xiàn)象，這在很大程度上加快了勞動力老化問題.本文研究表明，勞動力老化對勞動生產(chǎn)率有顯著的消極影響，特別是沿海地區(qū).所以，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展進程有計劃地對計劃生育政策進行合理調(diào)整是非常有必要的.在生育率高的非沿海地區(qū)仍然堅持控制人口數(shù)量，提高人口素質(zhì)的基本內(nèi)容，而在生育率較低的沿海地區(qū)則要適當放寬人口政策，促進生育率的提高，實現(xiàn)不同區(qū)域勞動力結(jié)構(gòu)的平衡發(fā)展，緩解勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.

第二，合理引導(dǎo)人口流動，實現(xiàn)地區(qū)間的勞動力年齡結(jié)構(gòu)的優(yōu)勢互補.我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距較大，人口分布極不均勻，勞動力老化程度也存在很大差異.本文研究顯示，沿海地區(qū)勞動力老化對勞動生產(chǎn)率消極影響大于非沿海地區(qū).所以要根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展情況合理引導(dǎo)人口流動，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)我國各地區(qū)勞動力年齡結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完美結(jié)合，進而緩解勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響.

第三，大力發(fā)展教育事業(yè)，加大人力資本投資.本文結(jié)果顯示，人力資本對勞動生產(chǎn)率增長的促進作用不容忽視.近年來，我國教育事業(yè)飛速發(fā)展，大學(xué)入學(xué)率由1998年的6.2%上升到現(xiàn)在的23%以上，但與高收入國家大學(xué)入學(xué)率67.2%的水平仍有很大差距，因此加大教育投入，提高大學(xué)入學(xué)率和大學(xué)教育質(zhì)量對我國勞動生產(chǎn)率的提高至關(guān)重要.另外，老年勞動力的知識技能老化速度加快，知識更新速度相對遲緩，要緩解勞動力老化對勞動生產(chǎn)率的影響，建立和完善老年勞動力的教育和培訓(xùn)體系迫在眉睫.

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