史碧菡，方 華

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海200093）

奧肯定律在中國的適用性研究

史碧菡，方 華

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海200093）

采用1978—2015年的數(shù)據(jù)對經(jīng)典奧肯模型進行簡單驗證，發(fā)現(xiàn)經(jīng)典的奧肯定律在我國不適用?？紤]到奧肯定律提出時并沒有限定前提條件，認(rèn)為上述驗證的失效可能源于對隱含成立條件的違背，不能據(jù)此判定奧肯定律在我國失效。在此基礎(chǔ)上之上通過將隱含條件設(shè)置成變量納入修正的奧肯模型中，再次對修正的奧肯模型進行實際數(shù)據(jù)的檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在將主要隱含條件顯性化后，奧肯定律所描述的失業(yè)率與經(jīng)濟增長之間的線性關(guān)系在我國仍然不成立，以此得出了奧肯關(guān)系在我國失效的結(jié)論。同時得證了勞動力供給的過快增長是影響我國失業(yè)的重要原因，基于以上分析提出了緩解我國失業(yè)問題的相關(guān)建議。

奧肯定律;失業(yè)率;經(jīng)濟增長

1 引言

奧肯定律是奧肯（Okun，1962）基于美國1947—1960年間55個季度數(shù)據(jù)總結(jié)出的失業(yè)率與經(jīng)濟增長之間的線性關(guān)系，認(rèn)為失業(yè)率在4%的基礎(chǔ)上每增加1個百分點，將使國民生產(chǎn)總值下降3個百分點[1]。奧肯定律可以簡單表述為高經(jīng)濟增長可以降低失業(yè)率，低經(jīng)濟增長會提高失業(yè)率，這一經(jīng)驗規(guī)則在許多發(fā)達(dá)市場經(jīng)濟國家的實際中得到了良好的驗證，并成為宏觀經(jīng)濟學(xué)的一個重要定律。在實際研究與驗證中，奧肯定律出現(xiàn)了多種版本，方福前和孫永君（2010）總結(jié)為差分版本、缺口版本、動態(tài)版本、生產(chǎn)函數(shù)版本等[2-3]。本文主要對奧肯定律的兩種基本形式在中國的適用性進行檢驗。

第一種基本形式度量經(jīng)濟增長速度對失業(yè)率變動的影響，可以表示為

其中ut-ut-1為當(dāng)期失業(yè)率相對上期失業(yè)率的變動值，gyt為當(dāng)期的經(jīng)濟增長率。

第二種基本形式度量產(chǎn)出缺口對失業(yè)率缺口的影響，可以表示為

其中ut*為當(dāng)期的自然失業(yè)率，為產(chǎn)出缺口，是當(dāng)期實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差值占潛在產(chǎn)出的比率。產(chǎn)出缺口反映了現(xiàn)有經(jīng)濟資源的利用程度，當(dāng)實際產(chǎn)出等于潛在產(chǎn)出時，經(jīng)濟中的資源被充分利用，不存在非自愿失業(yè)，此時的失業(yè)率等于自然失業(yè)率；當(dāng)實際產(chǎn)出小于潛在產(chǎn)出時，經(jīng)濟中存在閑置資源，勞動力資源沒有達(dá)到充分的利用，會導(dǎo)致失業(yè)率高于充分就業(yè)狀態(tài)下的自然失業(yè)率；而當(dāng)產(chǎn)出增長時，閑置資源減少，失業(yè)率下降。

奧肯定律對于制定國家的經(jīng)濟增長目標(biāo)和處理失業(yè)問題具有重要意義。學(xué)者對于奧肯定律在我國是否成立進行了研究，并得出了不同的結(jié)論。

一部分學(xué)者認(rèn)為奧肯定律在我國不成立。如鄒薇和胡翾（2003）建構(gòu)的模型表明，中國經(jīng)濟增長總量與城鎮(zhèn)登記失業(yè)率之間的關(guān)系明顯偏離奧肯定律[4]。孫敬水和陳娜（2007）也用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率對奧肯定律的兩種表達(dá)方式進行了驗證，認(rèn)為奧肯定律在我國失效[5]。

另一部分學(xué)者如周長才（2001）和李碧花（2010）認(rèn)為奧肯定律在中國是適用的[6-7]。林秀梅和王磊（2007）通過線性模型與非線性模型的估計結(jié)果比較，發(fā)現(xiàn)奧肯定律在我國表現(xiàn)為了非線性形式，并沒有失效[8]。梅耶斯和瓦倫（Mayes&Viren,2011)也認(rèn)為產(chǎn)出與失業(yè)之間的關(guān)系可能是明顯的非線性[9]。鄒沛江（2013）通過奧肯定律進行二元分解，發(fā)現(xiàn)長期來看奧肯定律在我國是成立的[10]。

克諾斯特（Knoester,1986）認(rèn)為奧肯定律的最初形式?jīng)]有明確包含影響失業(yè)的因素[11]，即在提出時沒有限定其成立條件。但事實上，其成立是存在前提條件的，而以上的研究在構(gòu)建模型時大多沒有考慮其成立前提。孫敬水和陳娜（2007）認(rèn)為奧肯定律的成立有五個隱含前提，其中包括不存在大幅度技術(shù)革新、相對稀缺的勞動資源等。李碧花（2010）從勞動力的角度分析，認(rèn)為經(jīng)濟增長率和就業(yè)增長率同向變動的條件是勞動力供給增長率不能超過就業(yè)人數(shù)增長率。盧鋒（2015）等人認(rèn)為僅包含失業(yè)率變量的奧肯模型只適用于已完成勞動力轉(zhuǎn)移的發(fā)達(dá)國家，而中國作為轉(zhuǎn)型中的經(jīng)濟體，應(yīng)適用廣義奧肯定律[12]。從奧肯定律在中國失效的原因分析中，可以看出失效源于對奧肯定律成立條件的違背。楊富榮（2004）認(rèn)為勞動人口的持續(xù)增長和勞動生產(chǎn)率的持續(xù)大幅度提高導(dǎo)致了奧肯定律在我國的失效[13]。莊騰飛（2006）指出奧肯定律在反映對象上存在局限性，只能反映勞動力數(shù)量和經(jīng)濟增長的關(guān)系卻無法體現(xiàn)勞動生產(chǎn)率的影響，導(dǎo)致了奧肯定律失效[14]。

基于以上分析，本文將首先對經(jīng)典奧肯定律在中國的適用性進行研究，得出經(jīng)典奧肯定律在我國不成立的結(jié)論。由于我國的實際國情與奧肯定律成立的前提條件相差甚遠(yuǎn)，尤其是勞動力供給增速快于就業(yè)增速的現(xiàn)象在我國表現(xiàn)的較為明顯，以及勞動生產(chǎn)率的普遍提高加速了經(jīng)濟增長，也對失業(yè)率產(chǎn)生了一定的影響。因此本文在構(gòu)建修正的奧肯模型時，將勞動力供給增速、勞動生產(chǎn)率這兩個因素加入模型進行進一步的驗證。

2 經(jīng)典奧肯定律在中國的適用性驗證

本節(jié)將對奧肯定律的基本形式進行適用性驗證。選取的數(shù)據(jù)范圍為1978—2015年，實際產(chǎn)出增長率通過各年的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)（1978年=100）計算得出。由于我國的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率數(shù)據(jù)并沒有完全體現(xiàn)出實際的失業(yè)情況，與真實數(shù)據(jù)有一定差距，因此在本文中將對失業(yè)率進行修正，再對修正后的實際失業(yè)率進行奧肯關(guān)系的驗證。通過比較不同學(xué)者估計實際失業(yè)率的嘗試，本文采用蔡昉（2004）的方法，假設(shè)農(nóng)村的失業(yè)率為零[15-16]。這種假設(shè)具有一定的合理性，因為農(nóng)村的經(jīng)濟活動人口可以視為不是在農(nóng)業(yè)部門就業(yè)，就是在非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)。通過用國家統(tǒng)計局公布的經(jīng)濟活動人口數(shù)、農(nóng)村就業(yè)人員和城鎮(zhèn)就業(yè)人員，可以得到實際的城鎮(zhèn)失業(yè)率，即：

實際失業(yè)率=（經(jīng)濟活動人口-農(nóng)村就業(yè)人員-城鎮(zhèn)就業(yè)人員）/（經(jīng)濟活動人口-農(nóng)村就業(yè)人員）

上式中，農(nóng)村就業(yè)人員數(shù)即為農(nóng)村的經(jīng)濟活動人口數(shù)，分子表示城鎮(zhèn)失業(yè)人員，分母表示城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口。將該失業(yè)率與城鎮(zhèn)登記失業(yè)率進行比較可以發(fā)現(xiàn)，通過這種方法計算得出的失業(yè)率與國家公布的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率數(shù)據(jù)從20世紀(jì)90年代初開始出現(xiàn)較大差距，且修正的失業(yè)率在大多數(shù)年份里高于城鎮(zhèn)登記失業(yè)率。這與90年代國企改革大量裁員以及農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移這一歷史現(xiàn)象相符合，可以認(rèn)為，這個修正后的失業(yè)率數(shù)據(jù)比城鎮(zhèn)登記失業(yè)率更好地反映了我國失業(yè)的實際情況。

對于潛在產(chǎn)出增長率和自然失業(yè)率的估計，主要有兩種方法：一種是采用樣本期間的平均增長率和平均失業(yè)率作為潛在產(chǎn)出增長率和自然失業(yè)率；另一種是用HP濾波法分離趨勢項，將其作為潛在產(chǎn)出增長率和自然失業(yè)率。比較這兩種方法，因為HP濾波法能夠比較好地反映時間序列的趨勢，因此采用HP濾波法來估計潛在產(chǎn)出增長率和自然失業(yè)率。通過國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和潛在增長率，可以求出潛在產(chǎn)出，計算公式為yt*=yt-1（1+gyt*），其中yt*為潛在產(chǎn)出，yt-1為前一期的實際產(chǎn)出，gyt*為潛在產(chǎn)出增長率。進而利用公式得到產(chǎn)出缺口。

采用HP濾波法得到自然失業(yè)率和潛在產(chǎn)出增長率的趨勢分解見圖2和圖3。

通過HP濾波法與計算得到相關(guān)數(shù)據(jù)見表1。

首先對產(chǎn)出變化與失業(yè)率變化的關(guān)系以及產(chǎn)出缺口與失業(yè)缺口的關(guān)系作散點圖進行直觀的了解，發(fā)現(xiàn)均沒有明顯的線性關(guān)系。

測得產(chǎn)出增長率與失業(yè)率變動的相關(guān)系數(shù)僅為-0.07，結(jié)合散點圖呈分散狀，初步認(rèn)為兩者間可能不存在線性關(guān)系。對奧肯定律的表達(dá)式（1）進行估計，得到結(jié)果為:

由F檢驗可知該回歸方程未通過方程的顯著性檢驗，奧肯定律檢驗式(1)所表示的線性關(guān)系不成立，這與上述相關(guān)系數(shù)及圖形分析結(jié)果一致。

對產(chǎn)出缺口與失業(yè)缺口進行相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)兩者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)程度較弱，僅為0.35。對奧肯定律的表達(dá)式(2)進行估計，得到的結(jié)果為:

在5%的顯著性水平下，該回歸方程通過了F檢驗和T檢驗，但該方程的可決系數(shù)僅為0.123 2，模型的擬合情況并不好，從圖6可以直觀地看出，擬合值與實際值存在較大偏差?？梢哉J(rèn)為，至少還有與經(jīng)濟增長同樣重要或者比經(jīng)濟增長更重要的因素對失業(yè)率產(chǎn)生了影響，簡單奧肯定律在我國不適用。

3 修正奧肯模型的構(gòu)建與適用性驗證

由于奧肯定律在提出時并沒有限定前提條件，而通過勞動力增速與就業(yè)人員增速的相對關(guān)系可知，過快的勞動力增速會提高失業(yè)率；同時，勞動生產(chǎn)率的提高也對經(jīng)濟增長和失業(yè)產(chǎn)生了影響。因此，認(rèn)為前述經(jīng)典奧肯定律的失效可能源于模型對奧肯定律隱含條件的違背。為使奧肯模型能更好地反映我國經(jīng)濟增長與失業(yè)率的關(guān)系，本文對其進行修正，加入勞動生產(chǎn)率和勞動力增速等解釋變量。同時，通過失業(yè)缺口序列和產(chǎn)出缺口序列的自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖可知，失業(yè)缺口的偏自相關(guān)系數(shù)在一階后顯著趨于零，產(chǎn)出缺口的偏自相關(guān)系數(shù)在二階后顯著趨于零，可判斷失業(yè)缺口存在一階滯后，產(chǎn)出缺口存在二階滯后，需在模型中加入其滯后項。

?

考慮勞動力供給過快增長和勞動生產(chǎn)率以及滯后因素后的修正奧肯模型：

其中g(shù)apt表示當(dāng)期的產(chǎn)出缺口，即表示產(chǎn)出缺口的一階滯后項，gapt-2表示產(chǎn)出缺口的二階滯后項；(ut-1-u*t-1)表示失業(yè)缺口的一階滯后項；(gl-ge)表示勞動力供給增速快于就業(yè)增速的部分；glp表示勞動生產(chǎn)率增速。

?

本文中的失業(yè)率為城鎮(zhèn)的失業(yè)率，是城鎮(zhèn)失業(yè)人口占城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口的比例，因此在勞動力供給的過快增長部分等于城鎮(zhèn)勞動力增速減去城鎮(zhèn)就業(yè)增速的差值。

對于勞動生產(chǎn)率數(shù)據(jù)，中國科技部網(wǎng)站對各年全國科技進步情況進行了統(tǒng)計監(jiān)測，對勞動生產(chǎn)率進行了公布，但是缺少2001年前的相關(guān)數(shù)據(jù)。中國國家統(tǒng)計局曾公布工業(yè)的全員勞動生產(chǎn)率，但是數(shù)據(jù)跨度僅為1987—2007年。而從1993年開始至今，統(tǒng)計局公布的勞動生產(chǎn)率主要為建筑業(yè)的數(shù)據(jù)。由于統(tǒng)計口徑不一致，統(tǒng)計期間不連貫，因此數(shù)據(jù)之間沒有可比性。全員勞動生產(chǎn)率是一個較好的指標(biāo)，由工業(yè)總產(chǎn)值除以全部職工平均人數(shù)得出，由于工業(yè)總產(chǎn)值和全部職工平均人數(shù)數(shù)據(jù)不可得，本文以第二產(chǎn)業(yè)增加值除以第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)來代替全員勞動生產(chǎn)率。因為人均產(chǎn)出的提高一定程度上顯示了社會勞動生產(chǎn)率的提高，所以認(rèn)為這種替代具有相似的效果。通過計算得到數(shù)據(jù)如表2所示。

對上述所有變量數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，由ADF檢驗結(jié)果知，在5%的顯著性水平下，相關(guān)變量均通過了單位根檢驗，數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

?

對上述變量進行回歸，結(jié)果為：

該回歸方程通過了F檢驗，線性關(guān)系成立。可決系數(shù)較高，說明模型擬合較好，從圖7也可以看出，該模型較好的解釋了變量對失業(yè)率的影響。變量(gl-ge)、glp、(ut-1-u*t-1)過了 T 檢驗，說明勞動力供給的過快增長、勞動生產(chǎn)率的提高以及前期的失業(yè)缺口對當(dāng)期的失業(yè)缺口產(chǎn)生了顯著影響。但是變量gapt、gapt-1、gapt-2沒有通過 T 檢驗，說明產(chǎn)出缺口及其滯后項對失業(yè)缺口沒有顯著影響。

上述回歸方程的結(jié)果可以歸納成以下幾點：

①產(chǎn)出缺口對失業(yè)缺口的影響不顯著，在我國，實際產(chǎn)出偏離潛在產(chǎn)出的缺口并不能顯著地解釋失業(yè)率對自然失業(yè)率的偏離，即奧肯關(guān)系在我國是失效的；②勞動力增速快于就業(yè)增速的部分對失業(yè)率產(chǎn)生了較大的影響，勞動力供給增速每超過就業(yè)增速一個百分點，將使失業(yè)率提高約0.8個百分點；③勞動生產(chǎn)率的提高通過增加產(chǎn)出，為經(jīng)濟提供了更多的就業(yè)崗位，一定程度上起到了降低失業(yè)的作用；④失業(yè)率受前期失業(yè)缺口的影響較大，失業(yè)率的降低是一個滯后的過程。

4 結(jié)論與建議

本文首先研究了1978—2015年間經(jīng)典奧肯定律在我國的適用性，然后根據(jù)隱含前提修正奧肯定律，加入新變量進行進一步的分析。根據(jù)樣本期間失業(yè)率和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)對修正奧肯模型的驗證發(fā)現(xiàn)，奧肯關(guān)系在我國并不成立。

對于一些學(xué)者提出的勞動力過快增長以及勞動生產(chǎn)率提高導(dǎo)致奧肯定律失效的論述，本文通過將這兩個因素加入奧肯模型，發(fā)現(xiàn)過快增長的勞動力供給確實提高了失業(yè)率。當(dāng)經(jīng)濟增長帶來的就業(yè)崗位的增加不能覆蓋勞動力的增長速度時，就業(yè)量絕對數(shù)增加的同時將產(chǎn)生更多的失業(yè)人口，從而在經(jīng)濟增長與就業(yè)增加的同時伴隨失業(yè)率的提高。

勞動生產(chǎn)率的提高則沒有產(chǎn)生提高失業(yè)率的效果，分析其原因，本文認(rèn)為勞動生產(chǎn)率的提高對失業(yè)率會同時產(chǎn)生兩個方向相反的作用。一方面，由總量生產(chǎn)函數(shù)可知，勞動生產(chǎn)率的提高會增加總量產(chǎn)出，而產(chǎn)出增加意味著經(jīng)濟中能夠提供更多的就業(yè)崗位，從而會降低失業(yè)率；另一方面，在總產(chǎn)出保持不變的情況下，勞動生產(chǎn)率的提高使單位勞動能夠生產(chǎn)更多的產(chǎn)出，從而需要的勞動力就少了，失業(yè)率將上升。由于勞動生產(chǎn)率的這種兩面性的作用，使得模型中該變量對失業(yè)率的直接作用不是非常明顯。根據(jù)邱江艷（2009）的研究，第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高對就業(yè)具有明顯的擠出效應(yīng)，而第二、第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)量會隨著勞動生產(chǎn)率的提高而提高，進而推算出勞動生產(chǎn)率的提高對第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增加效應(yīng)要大于對第一產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)[17]。這與本文模型得出的勞動生產(chǎn)率提高能夠在一定程度上降低失業(yè)率的回歸結(jié)果不謀而合。

上述模型分析結(jié)果中，雖然得出產(chǎn)出缺口對失業(yè)缺口沒有顯著影響的結(jié)論，即奧肯關(guān)系在我國不成立的結(jié)論，但這只能說明產(chǎn)出缺口的大小與失業(yè)缺口的大小沒有直接的線性數(shù)量關(guān)系，并不能據(jù)此認(rèn)為經(jīng)濟增長對失業(yè)就沒有影響。由于勞動力供給的過快增長對失業(yè)率產(chǎn)生了重要影響，而過快的勞動力增速部分是通過勞動力增速與就業(yè)增速的比較得來的，經(jīng)濟增長對就業(yè)是具有促進作用的，姜巍和劉石成（2005）通過建立就業(yè)增長回歸模型分析了產(chǎn)出增長與就業(yè)增長之間的關(guān)系[18]。

基于回歸結(jié)果的分析，本文認(rèn)為要降低失業(yè)率，應(yīng)從兩方面出發(fā)。一方面要控制勞動力供給的過快增長，使勞動力數(shù)量向供求相等的均衡點移動，可以采取的措施有調(diào)整退休年齡、加強勞動力素質(zhì)教育等。另一方面要促進就業(yè)，如發(fā)展就業(yè)友好型產(chǎn)業(yè)，加強就業(yè)培訓(xùn)等。根據(jù)就業(yè)增長彈性的相關(guān)研究，第二產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)具有較高的就業(yè)增長彈性系數(shù)，這些產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長具有較大的吸收就業(yè)的能力，因此應(yīng)該鼓勵這些就業(yè)友好型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以促進就業(yè)，降低失業(yè)率。

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Applicability of Okun's Law in China

SHI Bi-han，F(xiàn)ANG Hua
(College of Management,University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093,China)

Okun's law is a rule of thumb that reflects the relationship between economic growth and unemployment rate,and there is a question of whether the law is applicable in China.In this paper,based on the data of 1978-2015,the classic Okun's model is tested and found that the classic Okun's law is not applicable in China.However,the failure of the above verification may derived from the violation of the implicit conditions.It is not possible to judge the failure of Okun's law in our country just by above verification.On the basis of above considerations,the modified Okun's model tested again using actual data by setting the implicit conditions into the model.Conclusion is that the linear relationship between unemployment rate and economic growth described by Okun's Law is still not true in our country.That is to say,Okun's Law does not apply in China.At the same time,it shows that the rapid growth of labor force is an important factor affecting the unemployment.Some suggestions are putting forward to alleviate the problem of unemployment in China based on above analysis.

Okun's Law;unemployment rate;economic growth

F112

A

1673-5919（2017）05-0105-06

10.13691/j.cnki.cn23-1539/f.2017.05.039

2017-07-16

史碧菡(1993-)，女，浙江紹興人，碩士研究生。

［責(zé)任編輯：鹿 鳴］