“奧肯定理”中國有效性的實證研究

居科偉，王小利

（內(nèi)蒙古工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，呼和浩特 010051）

0 引言

就業(yè)與失業(yè)現(xiàn)象倍受關(guān)注，對此問題的研究產(chǎn)生了很多著名的就業(yè)理論，如基于“薩伊定律”的古典就業(yè)理論，基于有效需求的凱恩斯就業(yè)理論，以弗里德曼為代表的貨幣主義學(xué)派就業(yè)理論，因研究國家經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)而得出的發(fā)展經(jīng)濟學(xué)派就業(yè)理論等等。在20世紀50年代以前，西方經(jīng)濟學(xué)家重點在就業(yè)與經(jīng)濟增長的理論研究方面，并在促進就業(yè)問題是否需要政府干預(yù)的問題上爭論不休。20世紀70年代的石油危機帶來的“滯脹”現(xiàn)象對各種就業(yè)理論提出前所未有的挑戰(zhàn)，這一現(xiàn)象促使西方經(jīng)濟學(xué)家著重從經(jīng)驗和統(tǒng)計資料入手來研究失業(yè)和各經(jīng)濟變量之間的關(guān)系。這期間，新西蘭經(jīng)濟學(xué)家Phillips根據(jù)英國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，得出關(guān)于失業(yè)率和工資變動率之間交替關(guān)系的經(jīng)驗菲利普斯曲線，在此基礎(chǔ)之上，美國經(jīng)濟學(xué)家奧肯于1962年提出，在經(jīng)濟變化率和失業(yè)變化率之間存在著一種相當(dāng)穩(wěn)定的線性關(guān)系，即實際GDP增長率每比潛在GDP增長率高2%，則失業(yè)率就會降低1%；實際GDP增長率每比潛在GDP增長率低2%，則失業(yè)率將會升高1%，這就是奧肯定律。奧肯定律一經(jīng)提出，很多學(xué)者對這一定理的有效性作了具體的實證研究。美國經(jīng)濟學(xué)家可以準確地預(yù)測該國的失業(yè)率。世界各國的經(jīng)濟學(xué)家在利用該定律來檢驗自己本國GDP變化率與失業(yè)率之間的關(guān)系后，結(jié)果得到廣泛認可。關(guān)于我國經(jīng)濟增長與失業(yè)率之間是否符合奧肯定律關(guān)系眾說紛紜。大部分經(jīng)濟學(xué)家利用我國的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對奧肯定律進行實證檢驗后，認為我國的經(jīng)濟增長率與失業(yè)率之間的線性關(guān)系不符合奧克定律。

值得注意的是，在該研究領(lǐng)域的各種文獻中，鮮有從拉動經(jīng)濟增長的消費，投資，出口這三方面來較為系統(tǒng)地考察經(jīng)濟增長和就業(yè)關(guān)系的。因此，筆者試圖利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，從消費，投資，出口這拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車入手，研究其與就業(yè)增長的關(guān)系，通過四個內(nèi)生變量來建立一個理論框架，研究自1980年以來，各變量增長率對就業(yè)人員增長率的沖擊，并研究這種沖擊對我國就業(yè)人員增長率在長期走勢中的解釋性，試圖剖析“奧肯定律”在中國失效的真正原因。

1 現(xiàn)狀分析

在1980～2009年的三十年中，我國經(jīng)濟高速發(fā)展，年均GDP增長率達到9.9%，并在世界經(jīng)濟體系中占據(jù)了舉足輕重的位置，不管是90年代的亞洲金融風(fēng)暴，還是2007年的全球金融危機，我國經(jīng)濟增長一直強勁。2011年，發(fā)展態(tài)勢依然保持良好，GDP增長速度達9.2%。

然而我國經(jīng)濟的突飛猛進并沒有帶來相應(yīng)的就業(yè)增長，相反，就業(yè)人員增長率卻表現(xiàn)出下滑趨勢。如1995～1999年，全國GDP增長率為9.12%，同期就業(yè)人員增長率為1.14%，而2005～2009年，全國GDP增長率為10.54%，同期的就業(yè)人員增長率僅為0.73%。2000～2003年，我國城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)分別為595、681、770和800萬，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率分別為3.1%、3.6%、4.0%和4.3%，而同期我國GDP增長率卻是8.4%、8.3%、9.1%和10%。有學(xué)者在利用就業(yè)彈性分析我國經(jīng)濟增長率與就業(yè)增長率之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，在1997～2006年之間，我國的的就業(yè)彈性平均不到0.2，不僅低于同期發(fā)達國家的就業(yè)彈性，而且遠低于一些發(fā)展中國家的就業(yè)彈性（如印度尼西亞0.32，馬來西亞0.5），甚至于有學(xué)者指出“中國的就業(yè)幾乎零增長”。

表1列出了1980～2009年三十年間我國經(jīng)濟增長率與就業(yè)增長率的值。從表中可以看到，我國的經(jīng)濟增長一直保持較高水平，開始20年的波動幅度較大，而就業(yè)人員增長率雖然也表現(xiàn)出一定波動，但卻呈現(xiàn)出先升后降的趨勢。

表1 我國經(jīng)濟增長率和基業(yè)增長率值 （單位：%）

具體分析表1中的數(shù)據(jù)，我們得出，在1980～1990年間，就業(yè)人員增長率與經(jīng)濟增長率之間表現(xiàn)出一定的正相關(guān)性，在這期間，就業(yè)人員增長率的峰值在1983年達到3.79%，同期經(jīng)濟增長率的峰值為15.2%，而就業(yè)人員增長率的谷底出現(xiàn)在1990年為1.03%，同期經(jīng)濟增長率也是期間最低值3.8%。而1991年之后情況開始出現(xiàn)變化，1991～1993年，我國經(jīng)濟增長率不斷上升，而就業(yè)增長率卻不斷下降，兩者表現(xiàn)出明顯的負相關(guān)關(guān)系。1994～1999年，我國經(jīng)濟增長速度雖然有所降低，但由于我國宏觀經(jīng)濟實現(xiàn)軟著陸，降低幅度并不是很大，而同期就業(yè)人員增長率卻表現(xiàn)出先升后降的趨勢，2000年之后，我國經(jīng)濟保持穩(wěn)定增長，而就業(yè)人員增長率卻依舊維持在較低水平且逐年降低，2008年僅為0.64%。

以上數(shù)據(jù)表明，我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出高增長和低就業(yè)并存的現(xiàn)象。那么，為什么如此高的經(jīng)濟增長并沒有帶來就業(yè)人員的同比增加呢？本文的研究結(jié)果指出，經(jīng)濟增長未必能夠帶來就業(yè)人員的增加，原因在于：究竟是什么樣的因素在推動經(jīng)濟增長，如果這種推動因素本身僅僅帶動GDP增長而未必刺激就業(yè)，那么GDP的增長必然也不能夠拉動就業(yè)。

2 變量、模型與數(shù)據(jù)處理

2.1 變量選擇

本文把投資和出口納入模型。消費作為拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，雖然其在最近三十年對于我國經(jīng)濟增長的貢獻率總體上呈下降趨勢，但是消費變動引起的就業(yè)波動，即消費受到的沖擊對就業(yè)增長的動態(tài)影響并不能通過消費對經(jīng)濟增長的貢獻率得以表現(xiàn)。因此，基于以上分析，本文選定投資，出口，消費，經(jīng)濟增長和就業(yè)增長為模型變量。

2.2 模型設(shè)定

向量自回歸（VAR）模型是基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析性質(zhì)建立模型，它把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型中。一般的k元p階VAR模型為：

其中，yt是m維內(nèi)生變量；A1…Ap是待估計的系數(shù)矩陣，p代表滯后階數(shù)，εt是隨機擾動項，同期之間可以相關(guān)，但不能自相關(guān)，不能與模型右邊的變量相關(guān)。上式還可以滯后算子的形式表示為：

假定模型滿足平穩(wěn)性條件，則根據(jù)Wold定理可以將(2)式移動平均形式為：

VAR模型的優(yōu)點是克服了普通計量經(jīng)濟學(xué)模型必須建立在相關(guān)經(jīng)濟學(xué)理論基礎(chǔ)之上的不足，缺點是不能分析當(dāng)期變量之間的相互關(guān)系，而將關(guān)系隱藏在誤差項εt中。

為了明確變量之間的當(dāng)期關(guān)系，需要將(1)式轉(zhuǎn)變?yōu)榻Y(jié)構(gòu)式：

其中，A0為對角線元素全為1的k階方陣，反映了同期之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系；ut為不可觀測的結(jié)構(gòu)信息，將其寫為滯后算子的形式：A*(L)yt=ut，若矩陣多項式A*(L)可逆，則該式可以寫為：

由(3)式和(4)式可以得到：

該式就是典型的SVAR模型。從上式可以看出，簡化式擾動項εt是結(jié)構(gòu)式擾動項ut的線性組合，因此代表一種符合沖擊。運用SVAR模型，不僅可以發(fā)現(xiàn)變量之間當(dāng)期相互影響，而且還可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來捕捉擾動項對變量的沖擊效果，這是結(jié)構(gòu)向量自回歸模型為經(jīng)濟學(xué)家研究經(jīng)濟變量之間動態(tài)關(guān)系時提供的便利。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本文研究所用到的樣本時間序列數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)庫和歷年統(tǒng)計年鑒，樣本數(shù)據(jù)跨度從1980～2009年。為了克服物價波動的影響，所有的絕對量數(shù)據(jù)均已除以以1980年為基期的居民消費價格總指數(shù)。由于結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型所需要的數(shù)據(jù)需是平穩(wěn)的，所以對數(shù)據(jù)進行進一步處理。宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)一般經(jīng)過二階差分之后顯示為平穩(wěn)序列，但是二階差分之后的數(shù)據(jù)無有效的經(jīng)濟意義，而對呈指數(shù)趨勢增長的原數(shù)據(jù)取對數(shù)之后再一階差分也可能顯示平穩(wěn)，并且其代表的經(jīng)濟意義就是增長率。因此，本文中的數(shù)據(jù)除了對其進行消脹處理之外，還需取對數(shù)再進行進一步檢驗和處理。

序列的自相關(guān)函數(shù)（AC）可以用來判斷序列的平穩(wěn)性，如果一個時間序列是平穩(wěn)的，則其自相關(guān)函數(shù)將隨著滯后階數(shù)k增加而快速地下降為0。因此，若序列的樣本自相關(guān)函數(shù)不隨著滯后階數(shù)k的增加而快速地下降為0，則表明序列是非平穩(wěn)的。通過繪制各序列函數(shù)自相關(guān)的Spike圖，得出序列是非平穩(wěn)的。對變量進行一階差分，進行ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其不存在單位根，也就是說一階差分是平穩(wěn)的，原序列是一階單整序列I(1)。要建立SVAR模型，我們還需要確定VAR模型的滯后階數(shù)，利用EViews6.0軟件，根據(jù)模型的LR、FRE、AIC、SC和HQ值，經(jīng)過綜合比較將模型的滯后階數(shù)定義為2階。至此，我們試圖建立一個包含五個變量，滯后2階的SVAR模型。

3 模型檢驗與求解

3.1 模型檢驗

在建立模型之前，我們對滯后2階的SVAR模型實施因果關(guān)系檢驗，期望得到變量之間有意義的因果關(guān)系。

表2 Granger因果關(guān)系檢驗

檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，拒絕“LGDP不是LFC格蘭杰原因”的假設(shè)，而不拒絕“LFC不是LGDP格蘭杰原因“的假設(shè)；不拒絕“LL不是LFC格蘭杰原因”的假設(shè)，不拒絕“LFC不是LL格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，從2階滯后的情況來看，GDP的增長是最終消費增長的原因，但是消費增長不是GDP增長的原因；而就業(yè)人口的增長不是最終消費增長的原因，最終消費增長也不是就業(yè)人口增長的原因。也就是說，從我國歷年數(shù)據(jù)得出的結(jié)果表明，我國的就業(yè)人口增長和最終消費增長是相互獨立互不影響的，就業(yè)人口的增加并沒有刺激我國消費，就業(yè)所引起的收入部分最終沒有轉(zhuǎn)化為消費能力，這也進一步導(dǎo)致了我國的消費沒有足夠的能力去拉動經(jīng)濟增長。檢驗結(jié)果與我國現(xiàn)實情況相吻合。

3.2 模型求解

由格蘭杰因果檢驗結(jié)果，從模型中排除消費這一內(nèi)生變量，使用出口，投資，GDP和就業(yè)人口來建立一個四變量的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型：

其中，A和B都是一個4×4的矩陣，并且B是一個一個單位矩陣，εt和Ut都是四維列向量，εt代表是的是VAR模型的擾動項，而Ut代表的是結(jié)構(gòu)式擾動項，即作用在四個內(nèi)生變量上的結(jié)構(gòu)性沖擊。上式中的變量和參數(shù)矩陣為：

圖1

圖2

圖3

在模型滿足可識別條件的情況下，利用Eviews6.0軟件估計得到SVAR模型的所有未知參數(shù)，從而得到AB型結(jié)構(gòu)向量自回歸模型為：

由矩陣形式可以得出：

上式表明，出口和投資都可以提高我國經(jīng)濟增長率，可以擴大我國的產(chǎn)出。在其他條件保持不變的情況下，增加1%的出口可以提高0.11%的GDP的增長；增加1%的投資可以提高0.31%的GDP的增長。說明我國的經(jīng)濟增長主要是依靠投資和出口，投資對于經(jīng)濟增長的重要性大于出口。

上式表明，出口和投資對促進我國就業(yè)具有正面作用，增加1%的出口可以提高0.09%的就業(yè)人口，增加1%的投資可以提高0.18%的就業(yè)人數(shù)；而GDP的增長反而對我國就業(yè)人員的增加具有負作用，增加1%的GDP抑制了0.4%的就業(yè)人數(shù)，這也符合我國的“反奧肯定律”現(xiàn)象，國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高沒有帶來失業(yè)率的降低，而是引起了失業(yè)率的增高。

4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊（稱之為“脈沖”）時，對模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來取值的影響。本文分析的是當(dāng)其他變量發(fā)生變化時，對GDP和就業(yè)人員的動態(tài)影響，采用的是經(jīng)過自由度修正的殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖，整個動態(tài)響應(yīng)的過程如圖1、圖2、圖3所示。圖中橫坐標表示的是脈沖響應(yīng)追蹤時期數(shù)，本文選擇的是20期，縱坐標表示脈沖響應(yīng)函數(shù)大小，虛線表示的是正負兩倍的標準差偏離帶。

圖1描述的是GDP對出口和投資的擾動做出的響應(yīng)。由圖可知，GDP對出口和投資的擾動做出的響應(yīng)在第一期就達到最大值，然后開始逐漸下降，分別在第三期和第五期達到最小值，之后收斂于0?？偟膩碚fGDP對出口和投資的響應(yīng)值為正，并且在響應(yīng)初期正的效應(yīng)比較強，證明了我國的經(jīng)濟增長主要是依賴于出口和投資，而且從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，投資對于GDP的拉動作用要強于出口。

圖2描述的是就業(yè)人員增長對于出口和投資的擾動作出的響應(yīng)。從圖中看到，出口和投資對于就業(yè)增長的沖擊效應(yīng)類似，響應(yīng)函數(shù)都是在第一期達到最大值，之后開始快速下降到最低值，隨后開始緩慢上升，在第八期之后都表現(xiàn)出以3為周期在0軸上下徘徊，最后趨于0。由出口和投資對于就業(yè)的沖擊可以得出，沖擊的效應(yīng)是隨時間波動的，并非正向或者負向的單一效用，表明現(xiàn)階段的出口和投資的增長并不能穩(wěn)定有效的地刺激就業(yè)增加。而且，雖然短期內(nèi)出口和投資對于促進我國就業(yè)具有一定的效果，但中長期來看效果并不顯著，甚至總體上抑制作用更強。

而從圖2(下)就業(yè)人員對GDP的響應(yīng)函數(shù)可以看出，我國經(jīng)濟增長對于拉動就業(yè)在前六期都是一個負效用，從第七期之后開始逐漸產(chǎn)生正效用，但是正效用并不明顯，說明GDP的增加對帶動我國就業(yè)作用并不顯著。而結(jié)合圖1、圖2的分析，我們可以得出原因，由于我國的經(jīng)濟增長主要是由出口和投資推動的，而從中長期來看，出口和投資都對就業(yè)沒有顯著的拉動作用，反而會抑制就業(yè)人員增長，這樣出口和投資推動的經(jīng)濟增長自然而然也就不能帶動就業(yè)增加了。

由圖3可知，就業(yè)人數(shù)對其自身的一個標準差新息立即作出了響應(yīng)，并總體上以正響應(yīng)為主，第十期之后開始收斂于0。說明我國就業(yè)人員的增加會進一步促進社會就業(yè)，產(chǎn)生的是一個良性循環(huán)。

5 結(jié)論及政策提示

⑴Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明：傳統(tǒng)的消費，投資，凈出口這三駕拉動經(jīng)濟增長的馬車在我國只有投資和出口在起著推動經(jīng)濟前進的作用，格蘭杰因果分析證明消費是一根孤立的韁繩，并沒有栓在經(jīng)濟增長這個作用目的上，它與就業(yè)人員的增加之間也不存在因果關(guān)系。我國應(yīng)積極刺激國內(nèi)消費，增加消費占GDP比重，使得消費增長成為中國下一步經(jīng)濟社會發(fā)展的一個新的動力，并使之成為拉動國內(nèi)就業(yè)的重要力量。

⑵SVAR脈沖響應(yīng)函數(shù)證明：我國目前的出口和投資在短期內(nèi)雖然可以起到帶動就業(yè)的作用，但是從中長期的角度來看，這種效果不顯著，甚至?xí)a(chǎn)生負效用，抑制就業(yè)人員的增長。而這也就直接證明了為什么在我國會出現(xiàn)“反奧肯定律”現(xiàn)象，雖然經(jīng)濟增長了，但是失業(yè)率反而不降反升，原因就是推動經(jīng)濟增長的出口和投資并沒有刺激就業(yè)。相反，我們看到在一定時期內(nèi)，我國就業(yè)人員的增加本身卻可以刺激就業(yè)，產(chǎn)生了一個良性循環(huán)。這說明我國在加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的時候應(yīng)該以拉動經(jīng)濟增長、帶動地區(qū)就業(yè)為目的來安排投資和做好出口工作，減少盲目的以單純增加GDP為目的的投資活動。其次，我們還需要認識到提高就業(yè)人員初次就業(yè)的重要性，努力做好就業(yè)人員初次就業(yè)工作，這對以后增加就業(yè)具有良好地帶動作用。

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