奧肯定律在中國的適用性研究

摘要：奧肯定律揭示了失業(yè)率和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，是指導(dǎo)國家進行宏觀調(diào)控的重要理論依據(jù)之一。本文選取1991年-2010年我國GDP增長率與失業(yè)率的變動進行考察，發(fā)現(xiàn)奧肯定律在中國失效。于是基于中國的國情，引入時間虛擬變量，并考慮到行業(yè)不同，試圖建立修正的奧肯定律模型，發(fā)現(xiàn)這些形式均無法反映中國經(jīng)濟運行模式。然后，本文通過建立區(qū)制相依（ regime - dependent） 的模型解釋我國長期以來對奧肯定律的偏離，發(fā)現(xiàn)奧肯定律在我國存在非線性的表現(xiàn)形式。最后，本文根據(jù)當(dāng)前經(jīng)濟形勢提出的政策思考及建議。

主題詞：奧肯定律；適用性；虛擬變量；區(qū)制相依模型；hp濾波

一、引言

1962年美國經(jīng)濟學(xué)家阿瑟·奧肯（Arthur Kun）根據(jù)美國1947-1960年的數(shù)據(jù)，對美國經(jīng)濟增長率與失業(yè)率之間的關(guān)系進行研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟高速增長時，就業(yè)彈性也高，表現(xiàn)為經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的強大拉動作用，即奧肯定律。奧肯定律闡明了經(jīng)濟增長率與失業(yè)率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可以用公式描述：Y=-0.4（X-2.5），其中，Y——失業(yè)率的變動率（百分?jǐn)?shù)）；X——實際產(chǎn)出的增長率（百分?jǐn)?shù)），用實際GDP度量；2.5——美國長期產(chǎn)出增長率。這個回歸方程表示，實際GDP增長每超過2.5個百分點，失業(yè)率將降低0.4個百分點。

國內(nèi)許多學(xué)者根據(jù)經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)，綜合運用了計量經(jīng)濟學(xué)的各種方法探討了中國經(jīng)濟增長率和失業(yè)率變化之間的關(guān)系。王明艦（ 2001） 對中國的通貨膨脹與產(chǎn)出缺口的關(guān)系進行了研究， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)通貨膨脹與產(chǎn)出缺口之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 因此他得出了菲利普斯曲線與奧肯定律在中國存在的結(jié)論；鄒薇（2003）選取1980-1996年數(shù)據(jù)對三次產(chǎn)業(yè)（第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)）分別進行研究，將就業(yè)人口指數(shù)替代傳統(tǒng)的失業(yè)率指標(biāo)，構(gòu)建了可以反映中國經(jīng)濟運行的奧肯模式；林秀梅和王磊（2004）通過對中國1978-2004年的實際GDP增長率與城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)失業(yè)率的變動與GDP增長率之間不存在線性相關(guān)關(guān)系；黎德福（2005） 將中國經(jīng)濟的二元結(jié)構(gòu)特征納入考慮范圍， 研究了勞動力在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門之間轉(zhuǎn)移對通貨膨脹、產(chǎn)出與就業(yè)之間關(guān)系的影響，結(jié)果表明奧肯定律在我國并不成立。由此可見，奧肯定律在中國適用性問題仍然存在一些爭議。本文以為不同時間段的奧肯定律驗證結(jié)果應(yīng)該會有不同，以往的時間段如：1980-1996、1978-2004等只反映該時間段的失業(yè)率和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，而近些年（1991-2010年）來我國經(jīng)濟高速增長與失業(yè)率不斷攀高的現(xiàn)象并存，但是GDP增長率與失業(yè)率變動之間關(guān)系未曾有人進行實證分析，關(guān)于近年來奧肯定律在中國的實用性也未曾得到驗證。

本文創(chuàng)新點在于：1.選取1991年-2010年我國GDP增長率與失業(yè)率變動的數(shù)據(jù)進行研究考察。2.基于中國的國情，考慮到時間的宏觀背景對GDP增長率與失業(yè)率變動的影響，引入時間虛擬變量，嘗試修正奧肯定律。3.本文綜合前人研究方法，借鑒鄒薇三產(chǎn)業(yè)分析法，考慮到行業(yè)不同，試圖建立修正的奧肯定律模型；本文通過建立區(qū)制相依（regime - dependent）的模型解釋我國長期以來對奧肯定律的偏離，發(fā)現(xiàn)奧肯定律在我國存在非線性的表現(xiàn)形式。本文最后根據(jù)當(dāng)前經(jīng)濟形勢提出的政策思考及建議，為政府指導(dǎo)國家進行宏觀調(diào)控的提供重要理論依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)選取

在本文中，選取我國1991-2010 年的年度GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率數(shù)據(jù)作為我們的研究對象，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動與社會保障年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)我國失業(yè)率變動與GDP增長率的數(shù)據(jù)做折線圖（圖1），可以看出1991年以來我國經(jīng)濟增長表現(xiàn)出明顯的周期性波動。第一輪經(jīng)濟周期是1991-1998，第二輪經(jīng)濟周期從1999年開始，1999-2007年我國的經(jīng)濟處于經(jīng)濟周期的上升階段，在這個階段我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出波動上升的趨勢。2001年中國加入WTO，中國加入世貿(mào)組織以后，中國進出口貿(mào)易和引進外資規(guī)模不斷的擴大，將直接推動中國經(jīng)濟的高速增長。通過曲線我們可以看出2007年我國經(jīng)濟達(dá)到這輪周期的波峰，隨后進入這輪的下降階段，在接下來的三年里我國經(jīng)濟緩慢增長，至2009年到達(dá)谷底。2008年開始美國次貸危機引發(fā)全球經(jīng)濟動蕩后，美國消費需求進一步放慢，而我國直接出口對美國市場依賴較大，影響我國實現(xiàn)出口和增長目標(biāo)，直接導(dǎo)致我國出口下降，明顯削弱了進出口對我國的經(jīng)濟增長貢獻。

三、奧肯定律的驗證

根據(jù)奧肯定律的其中一種表現(xiàn)形式：U1-Ut-1=-α（■+■）

其中U表示實際失業(yè)率， U1-Ut-1表示失業(yè)率的變動，表示實際GDP增長率。α為系數(shù)， ■為GDP的趨勢增長率。

令yt=U1-Ut-1 xt=■建立的模型：yt=B1+B2xt+μt

通過回歸分析得：

y^t=0.3152587-0.0193978xt

se= [0.161] [0.0137]

t=（1.96）（-1.42）R1-squared=0.1054 F=2.00

通過回歸結(jié)果，可以看出t值太小，回歸結(jié)果極不顯著。且相關(guān)系數(shù)太小，說明GDP增長率對失業(yè)率的變動的解釋比例很小。根據(jù)上述實證分析：失業(yè)率的變動與GDP增長率之間不存在著相關(guān)關(guān)系。可見，1991-2010年來奧肯定律在中國并不適用。

四、探討基于中國國情的奧肯定律修正模型

（一）引入虛擬變量

通過圖1，可以看出1991年以來我國經(jīng)濟增長表現(xiàn)出明顯的周期性波動。第一輪經(jīng)濟周期是1991-1998，第二輪經(jīng)濟周期從1999年開始。結(jié)合我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型這些因素的影響，引入虛擬變量Dt，當(dāng)時間在1991-1998時取Dt=0，當(dāng)時間為1999-2010時Dt=1。

建立協(xié)方差分析模型如下：

yt=A1+A2xt+A3Dt+A4（xt*dt）+μt

回歸分析得結(jié)果如下：

y^t==0.0054661+0.0083516 +1.008703 D -0.0808471（xt*Dt）

Se=[0.165] [0.016] [0.292] [0.025]

t=（0.03） （0.53） （3.45） （-3.29）

R-squared=0.5015 F=0.53

通過回歸結(jié)果，可以看出，回歸結(jié)果不顯著。說明失業(yè)率的變動與GDP增長率之間沒有相關(guān)關(guān)系。其次，時間這個虛里變量對失業(yè)率變動有顯著影響，且失業(yè)率的變動與時間這個虛里變量存在相負(fù)關(guān)關(guān)系。其中，差別截距1.009系數(shù)反映了1991-1998期間與1999-2009 期間失業(yè)率變動相差1.009。雖然引入虛里變量試圖改進奧肯定律，但是模型無法有效的修正奧肯定律。

（二）考慮產(chǎn)業(yè)影響

由于不同產(chǎn)業(yè)在自然資源的配置和所用技術(shù)上存在很大差距，產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)可能對失業(yè)率變動以及GDP增長率有影響。農(nóng)業(yè)為第一產(chǎn)業(yè)，工業(yè)、建筑業(yè)為第二產(chǎn)業(yè)，商業(yè)、服務(wù)業(yè)、交通運輸業(yè)為第三產(chǎn)業(yè)，分別對失業(yè)率變動和各產(chǎn)業(yè)的GDP增長率做回歸分析，結(jié)果如下：

第一產(chǎn)業(yè)：y^1t=0.1574683-0.0098855xt

第二產(chǎn)業(yè)：y^2t=0.171993-0.0063937xt

第三產(chǎn)業(yè)：y^3t=0.2960535-0.0156872xt

回歸結(jié)果表明，第一產(chǎn)業(yè)的模型，其中系數(shù)均大于0，而且只有6.7%的數(shù)據(jù)符合模型，明顯模型不符合奧肯定律，根據(jù)“t值2法則”，可以看出，失業(yè)率與GDP增長率相關(guān)程度很低。第二產(chǎn)業(yè)的模型其系數(shù)均大于0，而且只有2.9% 的數(shù)據(jù)符合模型，t值比2小，相關(guān)程度很低，模型亦看來明顯不符合奧肯定律。第三產(chǎn)業(yè)模型系數(shù)也均大于零，但t值也不顯著，擬合度不高，沒有相關(guān)性。經(jīng)過校正后的模型，第一、二、三產(chǎn)業(yè)均不理想。

綜上（一）（二）所述，經(jīng)過校正后的模型沒有達(dá)到理想的效果，無法對奧肯定律直接進行校正，基于目前中國的實際情況，無法找到合適的傳統(tǒng)的線性模型可以用來修正奧肯定。

五、我國長期以來對奧肯定律的偏離的解釋

我們選取我國1991-2010 年的年度GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率數(shù)據(jù)，借鑒林秀梅和王磊（2004）的方法，通過構(gòu)造GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率之間的非線性的關(guān)系來研究分析，嘗試對我國1991-2010年的奧肯定律的偏離做出一些合理的解釋。

（一）奧肯定律的區(qū)制相依（regime - dependent）模型

Moosa（1997）提出了奧肯定律的線性模型，我們在此基礎(chǔ)上加入了失業(yè)的滯后項，如下：

μt=α0+βyt+■αjμt-j+εt（1）

上式中，μt代表失業(yè)的波動部分， yt代表產(chǎn)出的波動部分， εt～NID（0，σ2i）。本文做出了對奧肯定律區(qū)制相依（regime-dependent）的設(shè)定，這個假定是對Moosa（1997） 提出的線性模型（1）的一個推廣，如下：

μt=α0i+βiyt+■αjiμt-j+εji i=1，2，3....

（2）

其中， μt代表失業(yè)的波動部分，yt代表產(chǎn)出的波動部分，εt～NID（0，）。εt1獨立于εt2。過程處于區(qū)制1 或者區(qū)制2 依賴于yt，所以

i=1，y■≤γ2，y■>γ（3）

設(shè)定γ= 0，則當(dāng)yt< 0 時i=1，模型處于區(qū)制1，當(dāng)>0 時i=1 ， 模型處于區(qū)制2。一般而言， GDP 增長率的波動部分的正負(fù)可以作為經(jīng)濟處于擴張期或者衰退期的一種度量。因此，在本文中，我們把yt<0 的區(qū)制1 稱為經(jīng)濟衰退期， 把yt>0 的區(qū)制2 稱為經(jīng)濟擴張期。

在對參數(shù)的估計中， 我們借鑒林秀梅和王磊（2004）的處理方法，對（1）式進行了同樣的修改，如下：

μt=α01+β1yt+■αjμt-j+kβα20+kβ2yt+k■α2jμt-j+εt（4）

k=0，y■≤γ1，y■>γ（5）

其中，k = 0 和1 分別對應(yīng)（2）式中i=1和i=2的情形。k=0表示經(jīng)濟處于衰退期，k=表示經(jīng)濟處于擴張期。

當(dāng)k=0時，此時（4）式演變成：

μt=α01+β1yt+■α1jμt-j+εt（6）

當(dāng)k=1時，此時（4）式可以寫成：

μt=（α01+α02）+（β1+β2）yt+■（α1j+α2j）μt-j+εt（7）

（二）模型的估計檢驗及分析

我們將首先應(yīng)用HP 濾波分析法對我國1991～2010年的GDP 增長率數(shù)據(jù)和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變化數(shù)據(jù)進行濾波。然后將得到的GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的波動項數(shù)據(jù)，分別在EVIEWS中做出各自的波動圖，并分析了波動圖的趨勢情況。通過比較了線性形式的奧肯方程估計效果和非線性形式的奧肯方程的估計效果，對我國1991～2010年的經(jīng)濟進行分析。

1.應(yīng)用HP 濾波方法分離趨勢項。為了估計等式（4），本文借鑒林秀梅（2007）的HP 濾波分析法。湯鐸鐸認(rèn)為在對中國的年度宏觀時間序列進2-8年頻段的濾波時優(yōu)先考慮HP（λ=6.25）濾波和CF濾波。GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的趨勢與波動的分解結(jié)果分別見圖2、圖3。從圖2 和圖3 中我們可以看到，GDP 增長率的趨勢呈現(xiàn)出波浪狀總體而言趨勢較緩和，從1990-1995年GDP 增長率呈現(xiàn)小幅度下降趨勢，之后又呈現(xiàn)緩慢平和的上升趨勢，到2008年又小幅度下降；而城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變動的趨勢：首先是在1993-2000年有所緩慢的下降，然后從2000年開始后迅速上升，隨后又快速下降。總的來說，失業(yè)率變動較劇烈且幅度較大，不太平穩(wěn)。

本文已經(jīng)做出GDP 增長率波動項趨勢圖以及城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變動的波動項趨勢圖（圖4），我們可以發(fā)現(xiàn)雖然兩者變化幅度截然不同，但不難發(fā)現(xiàn)，兩者之間存在輕微的負(fù)向關(guān)系，較明顯的的是在波段2000-2005年，2000和2004年的GDP 增長率波動部分的波峰對應(yīng)失業(yè)率波動部分的波谷；2001年GDP 增長率波動部分的波谷對應(yīng)失業(yè)率波動部分的波峰。由此可以看出：GDP 增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的波動部分表現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)的特征。

2.非線性模型與線性模型估計結(jié)果比較。我們使用Eviews7.0計量軟件，分別對帶有自回歸項的線性奧肯方程（1）式和區(qū)制相依的非線性的奧肯模型（4）式進行回歸分析（自回歸的階數(shù)為3）。分析結(jié)果如下（見表2）。

由表格2可以看出，線性模型的R-squared 為0.576516，非線性模型的R-squared為0.654093大于線性模型的R-squared，同樣，非線性模型的調(diào)整 R-squared 為0.369672，比線性模型的調(diào)整 R-squared=0.223613大，這說明非線性模型更加能夠度量失業(yè)率變動與解釋變量GDP增長率之間的相關(guān)程度；似然比（likelihood ratio，LR）是反映真實性的一種指標(biāo)，屬于同時反映靈敏度和特異度的復(fù)合指標(biāo)。再來看一下似然值，線性模型的似然比值為 7.531465，而非線性模型的似然比值為8.253824，非線性更能真實地反應(yīng)失業(yè)率變動與解釋變量GDP增長率之間的關(guān)系， 綜上可知，非線性模型比線性模型要好。

因此，綜合上面的結(jié)果，無論從擬合優(yōu)度方面，還是從對原始數(shù)據(jù)所含信息的利用程度方面，非線性模型均比線性模型要好。本文認(rèn)為，我國的經(jīng)濟增長率和失業(yè)率變動之間存在著比較顯著的非線性關(guān)系，即在我國在1991-2010年中奧肯定律不是表現(xiàn)為一般的線性形式，而是表現(xiàn)為非線性形式。

六、政策建議

本文的分析表明，1991-2010年中國的GDP增長率與失業(yè)率變動之間的關(guān)系不符合奧肯定律，因為奧肯定律在我們的驗證中并沒有表現(xiàn)為線性形式，而是表現(xiàn)為非線性形式。本文闡述了奧肯定律在中國的非線性表現(xiàn)形式，一定程度解釋了奧肯定律在我國不適用的原因。第一二三產(chǎn)業(yè)都沒有得出理想的結(jié)果，都不符合奧肯定律，可見政府應(yīng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，調(diào)整經(jīng)濟增長模式，促進就業(yè)增長；完善勞動力市場，拓展就業(yè)渠道，順利實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的良性變動，促進經(jīng)濟有效增長。

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（作者單位：劉小霞，肖揚系華中師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院；吁巍系華中師范大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院）