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(jì)增長之間的關(guān)系，是指導(dǎo)國家進(jìn)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(dòng)進(jìn)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(shí)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(jì)運(yùn)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(duì)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(jì)形勢(shì)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(jì)學(xué)家阿瑟·奧肯（Arthur Kun）根據(jù)美國1947-1960年的數(shù)據(jù)，對(duì)美國經(jīng)濟(jì)增長率與失業(yè)率之間的關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)高速增長時(shí)，就業(yè)彈性也高，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長對(duì)就業(yè)增長的強(qiáng)大拉動(dòng)作用，即奧肯定律。奧肯定律闡明了經(jīng)濟(jì)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(dòng)率（百分?jǐn)?shù)）；X——實(shí)際產(chǎn)出的增長率（百分?jǐn)?shù)），用實(shí)際GDP度量；2.5——美國長期產(chǎn)出增長率。這個(gè)回歸方程表示，實(shí)際GDP增長每超過2.5個(gè)百分點(diǎn)，失業(yè)率將降低0.4個(gè)百分點(diǎn)。

國內(nèi)許多學(xué)者根據(jù)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的各種方法探討了中國經(jīng)濟(jì)增長率和失業(yè)率變化之間的關(guān)系。王明艦（ 2001） 對(duì)中國的通貨膨脹與產(chǎn)出缺口的關(guān)系進(jìn)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(duì)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(jìn)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(jì)運(yùn)行的奧肯模式；林秀梅和王磊（2004）通過對(duì)中國1978-2004年的實(shí)際GDP增長率與城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)失業(yè)率的變動(dòng)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(jì)的二元結(jié)構(gòu)特征納入考慮范圍， 研究了勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門之間轉(zhuǎn)移對(duì)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(zhēng)議。本文以為不同時(shí)間段的奧肯定律驗(yàn)證結(jié)果應(yīng)該會(huì)有不同，以往的時(shí)間段如：1980-1996、1978-2004等只反映該時(shí)間段的失業(yè)率和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，而近些年（1991-2010年）來我國經(jīng)濟(jì)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(dòng)之間關(guān)系未曾有人進(jìn)行實(shí)證分析，關(guān)于近年來奧肯定律在中國的實(shí)用性也未曾得到驗(yàn)證。

本文創(chuàng)新點(diǎn)在于：1.選取1991年-2010年我國GDP增長率與失業(yè)率變動(dòng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究考察。2.基于中國的國情，考慮到時(shí)間的宏觀背景對(duì)GDP增長率與失業(yè)率變動(dòng)的影響，引入時(shí)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(duì)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(jì)形勢(shì)提出的政策思考及建議，為政府指導(dǎo)國家進(jìn)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(duì)象，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)與社會(huì)保障年鑒》和《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)我國失業(yè)率變動(dòng)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(jì)增長表現(xiàn)出明顯的周期性波動(dòng)。第一輪經(jīng)濟(jì)周期是1991-1998，第二輪經(jīng)濟(jì)周期從1999年開始，1999-2007年我國的經(jīng)濟(jì)處于經(jīng)濟(jì)周期的上升階段，在這個(gè)階段我國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出波動(dòng)上升的趨勢(shì)。2001年中國加入WTO，中國加入世貿(mào)組織以后，中國進(jìn)出口貿(mào)易和引進(jìn)外資規(guī)模不斷的擴(kuò)大，將直接推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)的高速增長。通過曲線我們可以看出2007年我國經(jīng)濟(jì)達(dá)到這輪周期的波峰，隨后進(jìn)入這輪的下降階段，在接下來的三年里我國經(jīng)濟(jì)緩慢增長，至2009年到達(dá)谷底。2008年開始美國次貸危機(jī)引發(fā)全球經(jīng)濟(jì)動(dòng)蕩后，美國消費(fèi)需求進(jìn)一步放慢，而我國直接出口對(duì)美國市場(chǎng)依賴較大，影響我國實(shí)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(jìn)出口對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)。

三、奧肯定律的驗(yàn)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(shí)際失業(yè)率， U1-Ut-1表示失業(yè)率的變動(dòng)，表示實(shí)際GDP增長率。α為系數(shù)， ■為GDP的趨勢(shì)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(duì)失業(yè)率的變動(dòng)的解釋比例很小。根據(jù)上述實(shí)證分析：失業(yè)率的變動(dòng)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(jì)增長表現(xiàn)出明顯的周期性波動(dòng)。第一輪經(jīng)濟(jì)周期是1991-1998，第二輪經(jīng)濟(jì)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(jì)增長方式轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型這些因素的影響，引入虛擬變量Dt，當(dāng)時(shí)間在1991-1998時(shí)取Dt=0，當(dāng)時(shí)間為1999-2010時(shí)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(dòng)與GDP增長率之間沒有相關(guān)關(guān)系。其次，時(shí)間這個(gè)虛里變量對(duì)失業(yè)率變動(dòng)有顯著影響，且失業(yè)率的變動(dòng)與時(shí)間這個(gè)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(dòng)相差1.009。雖然引入虛里變量試圖改進(jìn)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(duì)失業(yè)率變動(dòng)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(yùn)輸業(yè)為第三產(chǎn)業(yè)，分別對(duì)失業(yè)率變動(dòng)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(duì)奧肯定律直接進(jìn)行校正，基于目前中國的實(shí)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(duì)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(duì)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?cè)诖嘶A(chǔ)上加入了失業(yè)的滯后項(xiàng)，如下：

μt=α0+βyt+■αjμt-j+εt（1）

上式中，μt代表失業(yè)的波動(dòng)部分， yt代表產(chǎn)出的波動(dòng)部分， εt～NID（0，σ2i）。本文做出了對(duì)奧肯定律區(qū)制相依（regime-dependent）的設(shè)定，這個(gè)假定是對(duì)Moosa（1997） 提出的線性模型（1）的一個(gè)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(dòng)部分，yt代表產(chǎn)出的波動(dòng)部分，εt～NID（0，）。εt1獨(dú)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(shí)i=1，模型處于區(qū)制1，當(dāng)>0 時(shí)i=1 ， 模型處于區(qū)制2。一般而言， GDP 增長率的波動(dòng)部分的正負(fù)可以作為經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)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(jì)衰退期， 把yt>0 的區(qū)制2 稱為經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期。

在對(duì)參數(shù)的估計(jì)中， 我們借鑒林秀梅和王磊（2004）的處理方法，對(duì)（1）式進(jìn)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(duì)應(yīng)（2）式中i=1和i=2的情形。k=0表示經(jīng)濟(jì)處于衰退期，k=表示經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張期。

當(dāng)k=0時(shí)，此時(shí)（4）式演變成：

μt=α01+β1yt+■α1jμt-j+εt（6）

當(dāng)k=1時(shí)，此時(shí)（4）式可以寫成：

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

（二）模型的估計(jì)檢驗(yàn)及分析

我們將首先應(yīng)用HP 濾波分析法對(duì)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(jìn)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(dòng)項(xiàng)數(shù)據(jù)，分別在EVIEWS中做出各自的波動(dòng)圖，并分析了波動(dòng)圖的趨勢(shì)情況。通過比較了線性形式的奧肯方程估計(jì)效果和非線性形式的奧肯方程的估計(jì)效果，對(duì)我國1991～2010年的經(jīng)濟(jì)進(jìn)行分析。

1.應(yīng)用HP 濾波方法分離趨勢(shì)項(xiàng)。為了估計(jì)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(duì)中國的年度宏觀時(shí)間序列進(jìn)2-8年頻段的濾波時(shí)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(shì)與波動(dòng)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(shì)呈現(xiàn)出波浪狀總體而言趨勢(shì)較緩和，從1990-1995年GDP 增長率呈現(xiàn)小幅度下降趨勢(shì)，之后又呈現(xiàn)緩慢平和的上升趨勢(shì)，到2008年又小幅度下降；而城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變動(dòng)的趨勢(shì)：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?？偟膩碚f，失業(yè)率變動(dòng)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(dòng)項(xiàng)趨勢(shì)圖以及城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變動(dòng)的波動(dòng)項(xiàng)趨勢(shì)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(dòng)部分的波峰對(duì)應(yīng)失業(yè)率波動(dòng)部分的波谷；2001年GDP 增長率波動(dòng)部分的波谷對(duì)應(yīng)失業(yè)率波動(dòng)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(dòng)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(jì)結(jié)果比較。我們使用Eviews7.0計(jì)量軟件，分別對(duì)帶有自回歸項(xiàng)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(jìn)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(dòng)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(shí)性的一種指標(biāo)，屬于同時(shí)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(shí)地反應(yīng)失業(yè)率變動(dòng)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(duì)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(jì)增長率和失業(yè)率變動(dòng)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(dòng)之間的關(guān)系不符合奧肯定律，因?yàn)閵W肯定律在我們的驗(yàn)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(jì)增長模式，促進(jìn)就業(yè)增長；完善勞動(dòng)力市場(chǎng)，拓展就業(yè)渠道，順利實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的良性變動(dòng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)有效增長。

參考文獻(xiàn)：

1.李晗，蒲曉紅.奧肯定律在中國的適用性分析[J].商業(yè)研究，2009（6）.

2.王明艦.中國通貨膨脹問題分析[M].北京大學(xué)出版社.

3.林秀梅，張屹山，方毅.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效益分析——基于勞動(dòng)力的視角[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2004（11）.

4.周游，秦向東.2006.奧肯定理在中國適用情況的實(shí)證分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2006（10）.

5.劉渝琳，郭嘉志，陸建渝.基于轉(zhuǎn)型期中國失業(yè)問題的思考——奧肯定律的失靈問題分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2005（2）.

6.鄒薇，胡翾.2003.中國經(jīng)濟(jì)對(duì)奧肯定律的偏離與失業(yè)問題研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003（6）.

7.林秀梅，王磊.2007.我國經(jīng)濟(jì)增長與失業(yè)的非線性關(guān)系研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（6）.

8.熊祖轅，喻東.中國失業(yè)問題的簡便測(cè)量[J].統(tǒng)計(jì)研究，2004（7）.

9.湯鐸鐸.2007.三種頻率選擇濾波及其在中國的應(yīng)用.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（9）.

10.黎德福.二元經(jīng)濟(jì)條件下中國的菲利普斯曲線和奧肯法則.世界經(jīng)濟(jì)，2005（6）.

11. Amid.A Moosa. 1997.A cross-country comparison of Okun‘s coefficient.Journal of Comparative Economics.1997.

（作者單位：劉小霞，肖揚(yáng)系華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)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(jì)學(xué)院）