李躍 姬卿偉

摘要：考慮勞動力異質(zhì)性，基于中國勞動力性別、年齡和受教育程度三維交叉分類，構(gòu)建了與其相匹配的就業(yè)人數(shù)、工作小時及單位小時勞動報酬矩陣，采用Trnqvist指數(shù)測算了1987—2014年勞動投入物量和勞動質(zhì)量指數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)：總勞動投入物量呈波動上升趨勢，總勞動質(zhì)量指數(shù)則較平穩(wěn)，觀察期內(nèi)兩者年均增速分別為117%和038%，勞動投入增長主要由總工作小時增長驅(qū)動。勞動質(zhì)量一階偏指數(shù)顯示，勞動質(zhì)量提升的主要動力來自年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)化和受教育程度提高。未來受教育程度、性別維度的勞動質(zhì)量改善是總勞動投入提升的潛力所在。“就業(yè)人數(shù)”不能衡量中國真實勞動投入，勞動力調(diào)查統(tǒng)計內(nèi)容亟待完善。

關(guān)鍵詞：勞動物量投入；勞動質(zhì)量；勞動力個體特征；工作小時

中圖分類號：F22233文獻標識碼：A文章編號：1000-4149

（2018）05-0041-12

DOI：103969/jissn1000-4149201805005

收稿日期：2017-11-22；修訂日期：修訂日期：2018-06-11

基金項目：國家社會科學基金重點項目“資本核算數(shù)據(jù)在增長核算和生產(chǎn)率分析中的應(yīng)用研究”（15AZD052）。

作者簡介：李躍，北京師范大學經(jīng)濟與資源管理研究院博士研究生；姬卿偉（通訊作者），經(jīng)濟學博士，浙江工商大學統(tǒng)計與數(shù)學學院助教。

Real Labor Input Measurement in China

LI Yue1，JI Qingwei2

（1. School of Economics and Resource Management，Beijing Normal University，

Beijing 100875， China； 2. School of Statistics and Mathematics，

Zhejiang Gongshang University， Hangzhou 310018， China）

Abstract：Taking labor heterogeneity into accounting， the paper constructed three dimensional matrixes of employment number，the hours of work per week and the labor compensation per hour based on cross classification of sex， age and educational attainment， and then used Trnqvist index to measure Chinas labor input volume and labor quality indices for the period 1987—2014. The results show that the aggregate labor input volume is fluctuant and it tends to go up while the aggregate labor quality index development is smooth. Their average growth rates

are 117% and 038% respectively， which means that the main drive of labor input growth is hours worked growth. The firstorder partial index of labor quality shows that the core growth momentum of labor quality are labors age structure optimization and the improvement of education level. In future， the labor quality improvement in the dimension of education attainment and sex

could bring aggregate labor input promotion. The “employment number” cant be used to measure Chinas real labor input， and the content of labor survey statistics should be replenished as soon as possible.

Keywords：the labor input volume； labor quality； characteristics of individual workers； hours worked

一、引言

勞動作為重要的生產(chǎn)要素，其真實投入測算是甄別經(jīng)濟增長源泉的關(guān)鍵；而勞動力作為勞動投入的載體，其異質(zhì)性構(gòu)成直接影響勞動投入測算。

不同性別、年齡、受教育程度等特征對應(yīng)的勞動力在相同工作時間內(nèi)的邊際產(chǎn)出或有較大差異，意味著在經(jīng)濟學視角下異質(zhì)勞動力的工作小時不再屬于“自然”單位。只有剝離出由異質(zhì)勞動力構(gòu)成變化產(chǎn)生的勞動質(zhì)量變化，得到勞動投入的固定質(zhì)量數(shù)量指數(shù)，才能解釋不同類型勞動力之間勞動投入的替代，這便是測度真實勞動投入的核心所在。

國內(nèi)最常見的是用就業(yè)人數(shù)作為勞動力指標研究經(jīng)濟增長，也有研究將人力資本存量作為勞動投入的代理變量。郭繼強認為人力資本存量是人力資本投資的完成形態(tài)，有關(guān)研究集中于人力資本數(shù)量分析卻忽略其結(jié)構(gòu)變化，而人力資本結(jié)構(gòu)在一定程度上表示不同質(zhì)的勞動[1]。陳浩將人力資本按照由低到高的

分成四種類型，即基礎(chǔ)型、知識型、技能型和制度型[2]。陳曉光指出人力資本具有向下兼容性，不同人力資本水平的勞動力之間不具有完全和對稱的替代性，因此使用線性方法加總?cè)肆Y本存量是有問題的[3]。劉智勇等基于不同“質(zhì)”的人力資本對經(jīng)濟增長貢獻的差異和經(jīng)濟發(fā)展中初級人力資本向高級人力資本演進的事實，構(gòu)建出人力資本結(jié)構(gòu)高級化定義及其測度方法，并使用各級教育程度人口比重數(shù)據(jù)計算[4]?？梢?，國內(nèi)

關(guān)于勞動投入的研究，仍停滯于存量層面，并未從經(jīng)濟學理論和統(tǒng)計學核算視角探尋關(guān)于流量的系統(tǒng)性測算方法。

改革開放后，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型向資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)傾斜，隨著人力資本投入增加，中國總體勞動質(zhì)量發(fā)生變化。全國第四次人口普查數(shù)據(jù)顯示，擁有大專及以上學歷的人口占6歲及以上人口的比例為201%，到第六次人口普查時，該比例上升至953%。由此，單純以“就業(yè)人員人數(shù)”衡量勞動投入，忽視勞動個體差異特征的核算方法已不符合中國實際，導致國內(nèi)外學者在全要素生產(chǎn)率核算及其經(jīng)濟增長貢獻方面產(chǎn)生較大爭議[5-6]。另外，隨著中國計劃生育政策“時滯效應(yīng)”顯現(xiàn)，“人口紅利”消失，如何保證勞動投入的穩(wěn)定性是理論研究和政策制定者共同關(guān)心的問題。

國外學者測算真實勞動投入是基于勞動力個體差異（勞動力異質(zhì)性），從其工作小時與勞動質(zhì)量變化兩方面考察勞動投入變化，尤其重視異質(zhì)勞動力的勞動投入?yún)R總問題。正如霍（Ho）和喬根森（Jorgenson）所講，小時本是自然單位，但從寬泛的經(jīng)濟框架（如指數(shù)理論）視角看它不再是自然單位而是具有異質(zhì)性，意味著不同特征工人的工作小時不可直接加總，由此提出勞動物量和價格概念，并定義勞動物量與工作小時之比為勞動質(zhì)量[7]。佩里（Perry）測度經(jīng)濟潛在產(chǎn)出和生產(chǎn)率時，采用分組加權(quán)方法測度勞動供給，將勞動力個體按年齡—性別分組，用各組平均工資和勞動力個體每周的平均工作時間對勞動人數(shù)加權(quán)[8]。喬根森研究生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長時基于工人個體特征，按2種性別、8個年齡組、5組受教育程度和2種就業(yè)身份交叉分類

雇員和自雇者。，對37個行業(yè)分別統(tǒng)計每類工人從1947—1985年的工作小時和單位小時平均勞動報酬

首先構(gòu)造就業(yè)矩陣，計算出每類勞動的工作小時數(shù)，再構(gòu)造勞動報酬矩陣，總勞動報酬除以每類勞動年度工作小時數(shù)得到各類勞動單位小時報酬。，通過加權(quán)平均得到超越物量指數(shù)，即為勞動投入[9]。喬根森等研究美國生產(chǎn)率時，測度了1977—2000年美國2種性別、2種就業(yè)分類、7個年齡組合、6種受教育程度在44個行業(yè)的勞動投入和質(zhì)量變化[10]。喬根森等研究1947—2014年美國經(jīng)濟增長時詳細比較了美國勞動個體特征差異，認為勞動質(zhì)量增長通過較高的教育獲得水平和較豐富的工作經(jīng)驗

來促進

勞動力升級。

他們推測出2014—2024年平均勞動生產(chǎn)率增長速度和工作小時，進而評估了同期美國經(jīng)濟增長潛力[11]。

國內(nèi)基于勞動力異質(zhì)性的真實勞動投入測算研究相對較少。張國初提出按34個部門、2種性別、7個年齡段和4種職業(yè)交叉分類，建立1981—1987年中國勞動投入數(shù)據(jù)庫的設(shè)想[12]，并按此框架度量了中國產(chǎn)業(yè)部門勞動投入[13]；岳希明和任若恩按性別、7個年齡組、5種學歷和37個部門，編制了中國1982—2000年包括勞動質(zhì)量改善的勞動投入指數(shù)[14]，但

研究數(shù)據(jù)僅用到從業(yè)人數(shù)和勞動報酬矩陣，未涉及工作時間；徐杰和楊建龍基于既有研究僅按就業(yè)人員受教育程度進行分組，

編制了2000—2005年勞動投入指數(shù)，認為勞動質(zhì)量改善是我國勞動投入增長的重要源泉[15]。然而2005年之后有關(guān)研究尚屬空白。

本文基于喬根森研究框架[10]，著重從勞動力異質(zhì)性投入入手，針對性別、年齡和受教育程度（學歷）進行三維交叉分類，建立1986—2014年全國就業(yè)人數(shù)、每周平均工作小時和單位工作小時勞動報酬全維矩陣，測算1987—2014年中國勞動投入物量、勞動質(zhì)量等勞動投入相關(guān)指數(shù)，分析各指數(shù)變化趨勢，以探討中國勞動投入增長驅(qū)動力。本文創(chuàng)新之處在于：較以往文獻更側(cè)重異質(zhì)勞動力的勞動投入測算及匯總，研究重心從就業(yè)人數(shù)過渡到工作小時，勞動力年齡和受教育程度分組更細，勞動報酬與按收入核算的增加值構(gòu)成保持一致，

并可在較長時間內(nèi)觀察勞動質(zhì)量變化，以及不同特征屬性勞動力組合對勞動質(zhì)量變化的影響。該研究過程具有可復制性。

二、測度方法介紹和數(shù)據(jù)生成

1.真實勞動投入測度方法

國外權(quán)威的勞動投入測度方法來自喬根森及其團隊的長期研究，

該方法成為美國等發(fā)達國家官方統(tǒng)計部門進行增長核算的常規(guī)方法，因此，本文借鑒該方法并結(jié)合中國實際狀況展開研究。

（1）勞動力個體特征分組。勞動力個體特征越細化，則異質(zhì)勞動力區(qū)分越準確。但中國統(tǒng)計資料尚未全面覆蓋勞動力特征維度，如中國農(nóng)戶的勞動報酬未區(qū)分雇員與未付報酬自雇者，較難獲取與其他特征交叉分類對應(yīng)的小時和工資數(shù)據(jù)，因此經(jīng)驗研究不宜考慮勞動力身份。

本文僅考慮勞動力性別、年齡和受教育程度（學歷）三種特征，將勞動力各種特征進行排列組合，得到2×6×6=72類勞動力，對應(yīng)分類見表1。

（2）勞動投入物量和勞動質(zhì)量指數(shù)介紹。定義勞動投入為各類勞動力的工作小時數(shù)按固定比例因子轉(zhuǎn)化成的勞動服務(wù)流量，可用統(tǒng)計學術(shù)語“勞動投入物量”表示，以反映數(shù)量概念。假設(shè)生產(chǎn)中勞動要素滿足市場均衡條件，即總供給等于總需求，則總勞動投入物量L的增長

將時間序列中某年定為基期，并把基期增長率標準化為1，則增長率序列可轉(zhuǎn)換為定基指數(shù)序列，而環(huán)比增長率直接可轉(zhuǎn)換成上年為基期的鏈式指數(shù)，因此總勞動投入物量L的增長可稱為總勞動投入物量指數(shù)?？杀硎緸楦黝悇?/p>

動力對應(yīng)勞動投入物量Li增長的Trnqvist指數(shù)，即：

ΔlnLt=∑72i=1itΔlnLit，其中it=（vit+vit-1）/2，vit=PitLit/∑72i=1PitLit，i=1，2，…，72（1）

式中，Lt為t時刻總勞動投入物量，it為第i類勞動力兩期勞動報酬的平均價值份額，Pi為第i類勞動力的勞動投入價格。價值份額由對應(yīng)的交叉分類勞動力在工作小時內(nèi)所獲勞動報酬與總勞動報酬之比計算，反映不同個體特征勞動力的邊際產(chǎn)品。

對于各類勞動力，假定t時刻其勞動投入物量Lit與工作小時Hit成比例，即：

Lit=QiHit，i=1，2，…，72（2）

式中Qi為固定比例因子，表示某類既定勞動力的固定勞動質(zhì)量，它與時間無關(guān)，并且具體數(shù)值不要求可觀測。將式（2）代入式（1）可得各類勞動力工作小時增長加權(quán)匯總表示的總勞動投入物量指數(shù)，如式（3）所示，相當于對異質(zhì)勞動力的工作小時進行質(zhì)量調(diào)整：

ΔlnLt=∑72i=1itΔlnHit（3）

由于各類勞動力的總勞動報酬等于總勞動投入物量L乘以總勞動投入價格Pl，當總勞動報酬由各類勞動力的平均小時工資和工作小時乘積表示時，則在t時刻有如下數(shù)量關(guān)系：

PltLt=（∑72i=1PitHit）（4）

因此，式（3）中的權(quán)重可用更具實際操作性的下式測算：

it=（vit+vit-1）/2，vit=pitHit/∑72i=1pitHit（5）

總勞動質(zhì)量Ql測度總勞動投入中異質(zhì)勞動力之間的替代作用，不再為式（2）所示的固定比例因子，而是與時間有關(guān)，其計算由下式給出：

Qlt=Lt/Ht，Ht=∑72i=1Hit（6）

由式（3）和（6）可得總勞動質(zhì)量增長（指數(shù)）

勞動質(zhì)量增長序列在固定基期并將基期數(shù)據(jù)標準化為1之后可轉(zhuǎn)化成指數(shù)序列。，即加權(quán)與未加權(quán)工作小時增長之差：

ΔlnQlt=ΔlnLt-ΔlnHt=∑72i=1itΔlnHit-ΔlnHt（7）

此式表明總勞動投入物量L增長包含總工作小時H增長和總勞動質(zhì)量Ql變化。

（3）勞動質(zhì)量指數(shù)分解

由于增長率和指數(shù)可互相轉(zhuǎn)換，喬根森

等對各指標的增長直接用指數(shù)命名。。本研究中指數(shù)分解主要用于分析異質(zhì)勞動力在勞動投入過程中的替代效應(yīng)，分解得到的指數(shù)稱為偏指數(shù)，根據(jù)所考察勞動特征的維度可將其分為一階、二階、三階指數(shù)等。本研究用s、a和e分別表示性別、年齡和受教育程度，則前面Hi和vi可用Hsae和vsae代替，表示對應(yīng)特征勞動力的工作小時和勞動價值份額。

首先構(gòu)造勞動投入物量一階指數(shù)，即僅包括一維個體特征，其集合為{Lsex，Lage，Ledu}。一維特征勞動力對應(yīng)的總工作小時和價值份額都可通過匯總其他相關(guān)維度對應(yīng)數(shù)據(jù)得到，再用Trnqvist指數(shù)計算該特征維度下勞動投入物量一階指數(shù)。以性別為例，t時刻按性別測算的勞動投入物量一階指數(shù)為：

ΔlnLsext=∑sstΔlnHst=∑sstΔln（∑a∑eHsae，t），st=（vst+vst-1）/2，vst=∑a∑evsae，t（8）

該偏指數(shù)反映男性和女性勞動力之間勞動投入的替代效應(yīng)，但不能捕捉年齡或教育程度與不同性別勞動力的替代效應(yīng)。同理，二階指數(shù)僅涉及兩維個體特征，包括{Lsa，Lse，Lae}，三階指數(shù){Lsae}含有三維個體特征，其構(gòu)造方法類似于一階指數(shù)，篇幅限制不再一一列出。

最終目標是通過勞動力各維屬性特征對應(yīng)工作小時的構(gòu)成變化來確認總勞動質(zhì)量指數(shù)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化，類似于方差分析，可用勞動力各維特征組合

通常，勞動力特征組合變化，對應(yīng)的工作小時和勞動報酬等指標數(shù)據(jù)也會重組而發(fā)生變化。對應(yīng)的各階勞動質(zhì)量增長貢獻（也稱為勞動質(zhì)量各階偏指數(shù)）表示。由本文勞動力三維特征可知，引起勞動質(zhì)量增長的一階貢獻有3個，即僅考慮一維特征，當勞動力性別或年齡或受教育程度內(nèi)部構(gòu)成變化時（如男性工作小時和小時工資增加），勞動質(zhì)量指數(shù)內(nèi)部構(gòu)成也會變化，一階貢獻對應(yīng)于方差分析中的主效應(yīng)；二階貢獻有3個，即僅考慮兩維特征的交叉組合對勞動質(zhì)量增長的影響，反映交互效應(yīng)；三階貢獻有1個，為高級交互效應(yīng)。

以性別為例，其對勞動質(zhì)量增長的一階貢獻等于對應(yīng)勞動投入物量增長與總工作小時增長之差：

ΔlnQst=ΔlnLsext-ΔlnHt（9）

再以性別和年齡為例，二階貢獻反映性別和年齡交叉組合變化對勞動質(zhì)量增長的影響，但不包括這兩種特征的一階效應(yīng)，計算公式為：

ΔlnQsat=ΔlnLsat-ΔlnLsext-ΔlnLaget+ΔlnHt（10）

三階貢獻可由下式算出：

ΔlnQsaet=ΔlnLsaet-ΔlnHt-ΔlnQs-ΔlnQa-ΔlnQe-ΔlnQsa-ΔlnQse-ΔlnQae（11）

2.數(shù)據(jù)生成和處理

《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》提供了以下數(shù)據(jù)：歷年總就業(yè)人數(shù)，自2006年以來按性別、年齡和受教育程度分類的就業(yè)人員構(gòu)成，城鎮(zhèn)男女就業(yè)人數(shù)；自2003年以來按年齡和受教育程度調(diào)查的每周平均工作小時數(shù)據(jù)。

因此，本文數(shù)據(jù)處理思路為：①構(gòu)造1986—2014年按性別、年齡及受教育程度三維交叉分類的就業(yè)人數(shù)、每周平均工作小時全維矩陣，用于后續(xù)測算；②計算歷年工作周數(shù)以得到各類勞動力歷年總工作小時數(shù)；③結(jié)合勞動報酬估算單位小時報酬。具體操作步驟如下。

第一，將2006—2014年總就業(yè)人數(shù)乘以男女就業(yè)人員比例計算分性別就業(yè)人數(shù)，再由年鑒資料中按年齡和受教育程度交叉分類的就業(yè)人員構(gòu)成比例推算相應(yīng)就業(yè)人數(shù)，整理為本研究所設(shè)置的年齡分組和學歷分組，由此建立2006年以來三維交叉分類就業(yè)人數(shù)表。

第二，構(gòu)建交叉分類的每周平均工作小時矩陣。鑒于2003—2014年數(shù)據(jù)是由城鎮(zhèn)勞動力調(diào)查得到的城鎮(zhèn)男女就業(yè)人員每周平均工作小時，或與全國層面分性別就業(yè)人員每周平均工作時間不完全一致，并且

數(shù)據(jù)皆按年齡組和受教育程度組分別統(tǒng)計。因此，構(gòu)造交叉分類的全國就業(yè)人員每周平均工作小時表時需對城鎮(zhèn)勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)進行調(diào)整。

例如，2006年45—49歲女性城鎮(zhèn)就業(yè)人員每周工作40小時和48小時以上，估算可得其每周平均工作時間為44個小時，而初中學歷的女性城鎮(zhèn)就業(yè)人員以48小時以上為主，所以45—49歲初中學歷女性就業(yè)人員每周平均工作小時應(yīng)大于44而接近48，嘗試賦值47。

第三，每年實際工作周數(shù)測算。

本文利用日歷查詢每年的工作日天數(shù)，再扣除國家法定節(jié)假日，將總的工作天數(shù)除以7得每年實際工作周數(shù)（2006年以來每年工作約3557—3885周）。

第四，將已構(gòu)造的分類就業(yè)人員、每周平均工作小時和工作周數(shù)連乘，得到各類勞動力2006—2014年勞動投入的總工作小時。

第五，構(gòu)造分類勞動單位小時報酬。

采取“控制勞動報酬總量，進行結(jié)構(gòu)分解”的經(jīng)驗調(diào)試（多比例迭代），即結(jié)合單位小時勞動報酬平均值，同時基于男性、工作經(jīng)驗豐富及學歷高勞動者工資較高的經(jīng)驗事實，對任意類勞動先行賦值后，填補其他類別缺失值，再經(jīng)過多次調(diào)試直到各類勞動單位報酬與總工作小時的乘積等于已知的勞動報酬總值為止。

最后，構(gòu)建1986—2005年的分類就業(yè)人數(shù)、每周平均工作小時和單位小時報酬數(shù)據(jù)表。

利用1990、2000、2010年的人口普查，以及1995和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合已建立的分類勞動力勞動投入數(shù)據(jù)，通過內(nèi)插法、外推法補充所缺數(shù)據(jù)。以總勞動報酬為基準，由2006—2014年單位小時報酬向前推，估計出較為合理的1986—2005年各類就業(yè)人員單位小時報酬。

三、勞動投入測算結(jié)果與分析

表2報告了1987—2014年中國勞動投入測算結(jié)果。

從相關(guān)指標結(jié)果看，勞動投入物量、就業(yè)人數(shù)及總工作小時等指標皆呈遞增趨勢。1987—2014年增幅最大的是就業(yè)人數(shù)，達4636%，增幅最小的是總工作小時，為2634%。單位工作小時報酬2007年以來顯著提升，在勞動投入數(shù)量增加和總價格上漲的雙重帶動下，勞動報酬也由1987年的727269億元增加到2014年的31542184億元。

從勞動質(zhì)量指數(shù)結(jié)果看，中國勞動質(zhì)量變化幅度相對較小，1987—2014年增加1089%，低于勞動投入物量增幅。說明中國勞動投入增長主要是就業(yè)人數(shù)和總工作小時增加驅(qū)動。

從圖1可以看出，1995年之前，就業(yè)人數(shù)、勞動投入物量及總工作小時指數(shù)變化趨勢相同。1995年之后，就業(yè)人數(shù)指數(shù)遙遙領(lǐng)先，勞動投入物量和總工作小時指數(shù)波動較大。研究期內(nèi)，勞動質(zhì)量指數(shù)演變趨勢相對平穩(wěn)，1995年被就業(yè)人數(shù)指數(shù)趕超，2010年又被勞動投入物量指數(shù)趕超。整體來看，勞動質(zhì)量提升緩慢，勞動投入物量變化主要受就業(yè)人數(shù)和總工作小時變化驅(qū)動。

1990年勞動投入物量和總工作小時指數(shù)同時出現(xiàn)大幅度上揚，計算環(huán)比增長速度發(fā)現(xiàn)，勞動投入物量較上年增長117%，總工作小時增長116%

1989和1990年勞動投入物量指數(shù)（1991年為基期）分別為8638%和9649%，則1990年比1989年增長（9649%-8638%）*100%/8638%=117%。同理可計算1989-1990年總工作小時增長幅度。（見圖2），這得益于改革開放政策全面實施，生產(chǎn)活動蓬勃發(fā)展引發(fā)了就業(yè)高潮。1995年二者又分別以-131%和-129%的速度急劇下跌，這可能與市場經(jīng)濟落實后第一次產(chǎn)能過剩有關(guān)。1998—2001年

見任澤平的專題報告，http：//www.docin.com/p-2024995269.html受經(jīng)濟周期和中國體制與結(jié)構(gòu)性因素影響，市場出現(xiàn)產(chǎn)能過剩。這也說明供給側(cè)問題產(chǎn)生后首先波及的是要素市場。

2007年勞動投入物量和總工作小時指數(shù)出現(xiàn)明顯“下滑”，

這與美國次貸危機蔓延有關(guān)，多種行業(yè)部門經(jīng)營效益惡化，就業(yè)渠道收窄。從這點看，相

比較產(chǎn)品市場，勞動力市場對經(jīng)濟波動的反應(yīng)更靈敏。

2010年后，勞動投入物量和總工作小時指數(shù)演變軌跡差距擴大，前者顯著高于后者，原因在于勞動質(zhì)量顯著改善。圖1顯示，勞動質(zhì)量指數(shù)在2010年之后出現(xiàn)翹尾，一定程度上推動勞動投入物量指數(shù)持續(xù)走高。

進一步對各指標指數(shù)分時段變化展開分析，將指數(shù)換算為環(huán)比增長率，結(jié)果見圖2。1987—1991年就業(yè)人數(shù)增長速度相對較快，1990年環(huán)比增長率更是高達17%，這與改革開放全面實施后市場被激活有關(guān)。

農(nóng)業(yè)部門剩余勞動力迅速向生產(chǎn)率更高的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，就業(yè)人數(shù)和總工作小時驟然增加。1992年之后就業(yè)人數(shù)增長速度不斷放緩，2014年僅為036%，這表明新增就業(yè)人數(shù)逐漸減少。

1995年總工作小時和勞動投入物量增速出現(xiàn)顯著下降。這是因為1995年起全國實行雙休制，年均工作周數(shù)減少，且新增就業(yè)人數(shù)并未抵消總工作小時增速下滑對勞動投入物量的負向影響，導致勞動投入物量增速隨之下降。

2007—2009年金融危機時期，每周平均工作小時明顯下降，總工作小時和勞動投入物量增速也小幅下跌。同期新增就業(yè)人數(shù)進一步持續(xù)下跌，反映出中國人口紅利正在收縮。這與20世紀80年代計劃生育政策對勞動力市場的時滯效應(yīng)有關(guān)，隨著計劃生育階段人口出生率下降，2000年之后新增就業(yè)人數(shù)增長率開始明顯下降。

四、勞動投入物量增長構(gòu)成變化及勞動質(zhì)量指數(shù)分解

1.勞動投入物量增長及其分解

由前面測度理論方法可知，勞動投入物量增長是由總工作小時增長和勞動質(zhì)量增長兩部分構(gòu)成。為詳細了解中國勞動投入物量增長的主要動力，將研究期細分為5個子時期展開測算，結(jié)果見表3。

及以上勞動力大部分年份呈正增長，其中大學專科和大學本科及以上勞動力增速名列前茅，而未上學和小學學歷多呈負增長。在平均勞動報酬份額方面，未上學和小學學歷勞動力的勞動報酬份額大幅降低，而初中及以上學歷的勞動報酬份額相對增加

。此情況下勞動力受教育程度組合得以優(yōu)化，在按受教育程度匯總勞動投入物量時，加權(quán)的工作小時增長超過未加權(quán)的總工作小時增長，導致勞動質(zhì)量Qe呈現(xiàn)顯著正增長?？梢?，提高勞動力的受教育程度對勞動質(zhì)量改善的效果優(yōu)于性別和年齡組合優(yōu)化。

進一步考察1987—2014年勞動質(zhì)量變化的交互影響因素，1987—2014年勞動力特征的二維組合對勞動質(zhì)量增長的貢獻分別為：年齡與教育組合促使勞動質(zhì)量平均每年增長03%，而性別和年齡、性別和教育組合對應(yīng)的勞動質(zhì)量增速分別為-001%和-004%?？梢?，在二階貢獻中性別的負效應(yīng)和年齡、受教育程度內(nèi)部組合的正效應(yīng)均表現(xiàn)出傳遞性。

各時期勞動力性別組合對勞動質(zhì)量增長的貢獻呈負正交替現(xiàn)象。其中1995—2000年和2005—2010年不同于1987—2014年，出現(xiàn)正向的性別替代效應(yīng)，即這兩個子時期性別對應(yīng)的勞動質(zhì)量年均增長005%。

1995—2000年女性勞動力就業(yè)人數(shù)比例有所下降，女性勞動力工作小時增長小于男性，但這期間女性勞動力的平均勞動報酬份額卻提高4個百分點，男性則出現(xiàn)下降，結(jié)果導致女性和男性勞動力各自工作小時增長的報酬份額加權(quán)之和大于他們的總工作小時增長，進而對應(yīng)的勞動質(zhì)量呈現(xiàn)正增長。2005—2010年女性勞動力比重略有下降，女性勞動力工作小時增長顯著小于男性，而女性勞動力平均報酬份額略有下降，性別組合后的勞動投入物量增長快于總工作小時增長，從而性別對應(yīng)的勞動質(zhì)量出現(xiàn)正增長。不難想像，如果女性勞動力參與率上升，即投入到勞動中的工作小時增加，但平均工資卻遠低于男性勞動力，則會導致性別對應(yīng)的勞動投入物量增長滯后于總工作小時增長，此時的勞動力性別組合將不利于勞動質(zhì)量增長，即增長速度可能為負。

五個子時期勞動力年齡組合對勞動質(zhì)量增長的貢獻有減弱趨勢。其中，1987—1995年勞動力年齡組合使得勞動質(zhì)量增速達到019%，為五個子時期中的最大增速，2011—2014年出現(xiàn)負增長，為-005%。

通過整理發(fā)現(xiàn)，1995年之前16—24歲勞動力的就業(yè)人數(shù)和工作小時比重驟然下滑，而其平均勞動報酬份額小幅下降，其他各年齡組勞動力的就業(yè)人數(shù)比重、工作小時比重和平均勞動報酬份額均變動不明顯，但總工作小時顯著下降，導致此階段勞動質(zhì)量正增長。1995—2010年，25—34歲勞動力的就業(yè)人數(shù)比重、工作小時比重小幅上升后又緩慢下降，16—24歲勞動力持續(xù)快速下跌，其余年齡組工作小時比重上升，同時對應(yīng)的平均勞動報酬份額也均表現(xiàn)出相似變化軌跡，而此階段總工作小時出現(xiàn)增長，但仍小于各年齡組加權(quán)的工作小時增長速度，因而勞動質(zhì)量增長減速。2010年以后，25—34歲勞動力的就業(yè)人數(shù)比重、工作小時比重和平均勞動報酬份額不同程度上升，而占比最大的35—44歲勞動力對應(yīng)比重和份額卻下降，盡管總工作小時增幅不大，但其增長速度卻超過各年齡組加權(quán)的工作小時（即勞動物量），因此出現(xiàn)勞動質(zhì)量負增長。

受教育程度組合變化對勞動質(zhì)量增長的貢獻在前四個子時期呈現(xiàn)遞增趨勢，

但2011—2014年降至016%。從本文測算的各組受教育程度勞動力對應(yīng)的工作小時增長看，2010年之前未上學和小學勞動力的工作小時呈負增長，其他受教育程度勞動力則為正增長

；2010年之后高中及以上勞動力的工作小時出現(xiàn)大幅增長，而未上學和小學勞動力出現(xiàn)大幅下降，并且初中勞動力工作小時也出現(xiàn)負增長。從平均勞動報酬份額來看，1995年之前各年齡組變化均為平穩(wěn)，之后未上學和小學學歷勞動力快速下降，

初中學歷勞動力平均勞動報酬份額顯著增加，而其他年齡組在經(jīng)歷較長時期平穩(wěn)狀態(tài)后于2010年出現(xiàn)上升。因此，2010年之前勞動質(zhì)量在前四個子時期提高主要是就業(yè)比重較大的未上學和小學勞動力工作小時增長與平均勞動份額雙重下降所致，后來就業(yè)比重躍居第一位的初中勞動力的工作小時增長和平均勞動報酬份額上升也助推了勞動投入物量增長，并且其增速超過總工作小時增長。而2010年之后勞動質(zhì)量增長有所下滑主要是初中勞動力的工作小時出現(xiàn)負增長，而其平均勞動份額仍在持續(xù)增加，對勞動投入物量增長形成一定阻力。

五個子時期

性別、年齡和受教育程度對勞動質(zhì)量增長的一階貢獻匯總后得到勞動質(zhì)量一階增長，對應(yīng)時期年均增速分別為019%、033%、029%、073%和01%，前四個子時期均超過相應(yīng)時期的勞動質(zhì)量增長，由于對應(yīng)勞動質(zhì)量的二階和三階平均增速多為負值，一定程度上抵消了一階正效應(yīng)?？梢?，勞動力市場存在嚴重的結(jié)構(gòu)性摩擦，這與性別歧視、供需錯位等有關(guān)。

五、結(jié)論與建議

忽視勞動力異質(zhì)性會導致真實勞動投入測算結(jié)果偏誤。本文構(gòu)建了性別、年齡和受教育程度三維勞動力就業(yè)矩陣，通過估計各類勞動力工作小時和勞動報酬，測算了1987—2014年中國勞動投入物量和勞動質(zhì)量指數(shù)，并對勞動質(zhì)量變化構(gòu)成進行了分解。結(jié)果表明：總勞動投入物量呈波動上升趨勢，總勞動質(zhì)量指數(shù)則較平穩(wěn)，觀察期內(nèi)兩者年均增速分別為117%和038%。勞動投入物量增長主要由工作小時增長驅(qū)動。

一階貢獻顯示，總勞動質(zhì)量提升的主要動力來自年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)化和受教育程度提高；二階貢獻顯示，年齡和受教育程度雙維度勞動質(zhì)量改善促進總勞動質(zhì)量提升。性別維度未促進總勞動質(zhì)量增長，未來改善勞動力受教育程度和性別內(nèi)部組合是總勞動質(zhì)量提升的潛力所在。

從勞動質(zhì)量變化分解結(jié)果看，一階偏指數(shù)的勞動質(zhì)量改善正向效應(yīng)最強，二階和三階偏指數(shù)對應(yīng)的勞動質(zhì)量改善效應(yīng)皆為負向。分時期看，勞動力特征維度組合對勞動質(zhì)量增長的貢獻效應(yīng)在不同時期有不同表現(xiàn)，其中1987—1995、1995—2000和2000—2005年勞動力年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及2005—2010年勞動力受教育程度提升對當期勞動質(zhì)量改善效果最明顯。

改革開放以來，就業(yè)人員年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)化和受教育程度提高是勞動質(zhì)量增長的主要驅(qū)動。然而，隨著計劃生育政策“時滯效應(yīng)”顯現(xiàn)，每年新增就業(yè)人數(shù)逐漸減少，老齡化步伐加快。新推行的全面二孩政策至少要在20年后才能緩解人口紅利收窄導致的勞動力供給困境。因此，未來年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)化空間有限。受教育程度、性別維度的勞動質(zhì)量改善是勞動投入增長的關(guān)鍵。1995年后“就業(yè)人數(shù)”已經(jīng)不能衡量中國真實的勞動投入，原因在于：單從數(shù)據(jù)表現(xiàn)來看，1995年以后就業(yè)人數(shù)和勞動投入物量指數(shù)發(fā)展趨勢不同，即二者的增長變化不一致，勞動投入物量指數(shù)與勞動力的工作小時指數(shù)變化更為接近；另外從理論上講，就業(yè)人數(shù)屬于存量概念，而勞動投入物量為流量概念，從就業(yè)人數(shù)到勞動投入物量的數(shù)據(jù)生成要經(jīng)歷復雜的計算過程。今后經(jīng)濟問題研究要強化對真實勞動投入物量概念的理解和運用，但前提是中國官方統(tǒng)計必須完善勞動力調(diào)查內(nèi)容，尤其需要加強按勞動力特征精細分類的工作小時和工資等就業(yè)指標的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫建設(shè)，為準確測算勞動投入提供數(shù)據(jù)支撐。

本文彌補了當前經(jīng)濟增長與生產(chǎn)率研究過程中所需勞動投入測算工作的不足，通過本研究的嘗試測算，能夠從“量”和“質(zhì)”兩方面統(tǒng)一考察勞動投入的變化趨勢，從理論上可推動國民經(jīng)濟核算的發(fā)展以及經(jīng)濟增長實證研究的重新認識。但鑒于本文是從全國層面展開測算，在數(shù)據(jù)處理方面顯得有些粗糙，如未區(qū)分農(nóng)業(yè)雇員和非農(nóng)雇員的平均工作小時差異，未對測算結(jié)果進行可靠性檢驗和分析。實際上，就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在動態(tài)匹配關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會帶動就業(yè)結(jié)構(gòu)變化，而且不同產(chǎn)業(yè)層面的異質(zhì)勞動力配置也存在差異，因此，從產(chǎn)業(yè)層面展開勞動投入測度匯總，無論是從降低總勞動投入測算誤差還是便于進行產(chǎn)業(yè)層面經(jīng)濟增長分析來看，都具有更大的研究意義。但受到中國現(xiàn)有統(tǒng)計資料限制，測算難度較大，這部分內(nèi)容尚在筆者研究過程中。

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[責任編輯武玉]