我國城鎮失業率的成分分解及應用

仇強振，年 杰，胡本田

（安徽大學 經濟學院，合肥230601）

0 引言

目前我國宏觀經濟正處于加速轉型時期,劇烈的經濟結構變動和產業結構升級,必然會帶來就業結構的持續調整,進而影響失業率，如最近出現的“用工荒”從一定程度上反映了這一問題。但是影響失業率的因素除了結構性變化帶來的長期影響，也有臨時性的影響因素。根據在宏觀經濟學中的定義，失業通常被分解為摩擦性失業、結構性失業和周期性失業三種形式。前兩種形式的失業因其不可避免的性質而被稱作自然失業，其主要由技術水平和經濟產業結構決定；而周期性失業由經濟周期決定。因此這就涉及到兩種分解的成分：永久成分與臨時成分。而最重要的問題是這兩種成分對失業率是否產生影響以及各自的影響大小。

本文則運用Beveridge-Nelson分解方法，在假定自然失業率為一隨機游走過程的基礎上分解出自然失業成分與周期性失業成分。雖然這種分解方法也存在假定問題，但是這與大多數的相關研究相一致[1][2]，并且在理論上經濟結構與技術水平對自然失業率有持久的影響這一假定也是可以成立的。

1 Beveridge-Nelson分解方法原理

Nelson和Plosser（1982）研究的結論指出，許多經濟時間序列并不是一個確定性趨勢，而是有一個隨機趨勢加一個平穩成分構成[3]。而更早的時候Beveridge和Nelson（1981）便提出怎樣將任意的一個ARIMA(p,1,q)模型分解為一個帶漂移的隨機游走過程和平穩成分的方法[4]，因此這一方法在分析經濟時間序列便十分有用。其具體推導過程如下，任何ARIMA(p,1,q)序列Yt的一階差分都可寫為平穩的無窮階移動平均表達式：

Yt-Yt-1=a+εt+β1εt-1+β2εt-2+…

定義et=εt+β1εt-1+β2εt-2+…，所以我們可以將Yt+s寫成：Yt+s=Yt+as+∑et+i，由于∑et+i=∑εt+i+β1∑εt+i-1+β2∑εt+i-2+…,因為當i＞0時，Etεt+i=0，于是預測函數可以寫為：

EtYt+s=Yt+as+（∑βi）εt+（∑βi）εt-1+（∑βi）εt-2+…

定義極限值Et（Yt+s-as）為隨機趨勢（或永久性成分）Ut，即帶漂移的隨機游走過程，其表達式為：

Ut=Yt+（∑βi）εt+（∑βi）εt-1+（∑βi）εt-2+…

為了便于計算實施分解的關鍵步驟在于重新構造Yt+s，將其寫為：

Yt+s=△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt，這樣隨機成分Ut就可以表示為：Ut=limEt（Yt-as）=lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt）-as,因此不規則成分（或平穩成分）就為：

Yt-Ut=-lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+ s-3+…+△Yt+1）+as

因此只要使得s足夠大，便可以求出每步預測值，進而可以求出永久成分與平穩成分。

2 我國城鎮失業率的Beveridge-Nelson分解過程

本文選取1978～2010年城鎮登記失業率作為城鎮實際失業率u，雖然國內有不少學者對這一失業率表示質疑，認為實際的失業率遠遠高于這個數字。對這一問題做過深入研究的有蔡等（2004）估計過我國的真實城鎮失業率[5]。通過比較發現蔡等（2004）估計的城鎮實際失業率與城鎮登記失業率存在很大的相關性，由于本文的目的不只是局限于精確地分解出我國城鎮自然失業率，而更多地在于分析失業率的推動原因。因此運用城鎮登記失業率也是一種比較合理的途徑。

2.1 城鎮失業率單位根檢驗

在進行分解之前，首先需要對城鎮失業率進行單位根檢驗，因為Beveridge-Nelson分解要求序列為一階單整。從城鎮失業率數據生成過程來看，單位根檢驗中確定性變量中不含時間趨勢變量，運用ADF檢驗，檢驗結果如表1所示：

從表1可以看出在5%的顯著性水平下，u為一階單整序列，并且直方圖也顯示u的自相關函數衰減很慢，而一階差分后的自相關函數很快衰減為0。

2.1 ARIMA(p,1,q)模型建立

單位根檢驗說明城鎮失業率為一階單整序列，因此建立一階差分的直方圖，如圖1所示

圖1 城鎮失業率u一階差分的直方圖

從圖1可以看出，ACF在滯后兩期后迅速趨于0，PACF在滯后一期后迅速趨于0。可以選擇的模型有ARIMA(1,1,2)、ARIMA(1,1,0)、ARIMA(0,1,2)、ARIMA(2,1,2)。具體回歸結果如表2所示：

表2 模型回歸結果

以上回歸結果是各個模型的最優結果，殘差與殘差平方均為白噪聲。從表2中可以看出ARIMA(2,1,2)的AIC與 SC最小，因此擬合效果最優，并且其特征根均在單位圓之內，所以是平穩的，因此可以將其作為城鎮失業率的生成模型。

2.3 城鎮失業率分解以及相關分析

由于城鎮失業率的生成模型可以用ARIMA(2,1,2)表示，因此便可以利用Ut=limEt（Yt-as）=lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt）-as和Yt-Ut=-lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1）+as來求出各年份的自然失業率以及周期性失業率。估計出的結果顯示城鎮自然失業率近似一隨機游走過程，符合理論假設。而分解出的臨時性成分（即周期性失業率部分）為一平穩過程，但是波段區間很小，因此可以看出周期性失業在我國幾乎不存在，這部分的短期波動可以理解為意外沖擊的短期影響。自然失業率分解結果如圖2所示：

圖2 城鎮失業率和城鎮自然失業率

從圖2中可以得出以下三點：

（1）我國城鎮自然失業率與城鎮失業率走勢基本相同，但在2001年之前，自然失業率基本上在城鎮失業率之下，而在2001年之后自然失業率卻在城鎮失業率之上。關于這一點筆者認為由于2001年是我國加入WTO所在年份，在這之前由于實體經濟沒有充分地融入國際，我國經濟基本上保持較為平緩的增長，因此表現在失業率上就是自然失業率基本上在城鎮失業率之下，這說明我國在2001年前絕大多數時間并沒有處于充分就業狀態。而加入WTO以后我國實體經濟呈現過快增長（或過熱），因此自然失業率一般在城鎮失業率之上或者接近城鎮失業率。

（2）在改革開放初期，由于公有制改革的開始，導致失業率很高，但隨著人們對新的經濟體制的適應，城鎮失業率與自然失業率均出現下降，一直到1985年的最低點。1985年之后城鎮失業率與自然失業率均出現上升的趨勢，這一趨勢是伴隨著我國改革的深入，經濟結構與技術水平都發生很大的改變，而這必然帶來自然失業率與城鎮失業率的上升。

（3）在一些重要的時間點上如1997年亞洲金融危機時，當年的自然失業率迅速上升，還高于城鎮失業率，但是城鎮失業率上升卻很慢，隨后的1998年與1999年自然失業率就開始下降了。而2008年金融危機時，自然失業率卻下降很快，而且城鎮失業率遠遠高于自然失業率。對于在兩次金融危機中自然失業率的不同變動，筆者認為主要是由于2008年金融危機時政府采取的應對政策更為及時，同時也帶動了自然失業率的下降。但是2008年后自然失業率又重新開始上升，這也體現出政策的效果具有短期性。

3 我國城鎮失業率與自然失業率因果關系分析

由于城鎮失業率可以分解為一個隨機游走的自然失業率以及一個平穩的臨時性成分，因此實際失業率與自然失業率間存在長期穩定關系，并且都是一階單整。由于Granger因果關系檢驗的F統計量只能適合平穩序列，因此可以先進行差分然后再進行因果關系檢驗[6]。Granger因果關系檢驗滯后期選擇結果如表3所示：

表3 Granger因果關系檢驗滯后期選擇

從表3可以看出在滯后期為2時AIC與SC顯示的值是最小的，因此選擇滯后期為2進行因果關系檢驗，檢驗結果如表4所示：

表4 Granger因果關系檢驗結果

在表4中DZIRAN表示自然失業率的差分項，DCHENGZHEN表示城鎮失業率的差分項，可以看出在5%的顯著性水平下，原假設自然失業率不是城鎮失業率的原因被拒絕，原假設城鎮失業率不是自然失業率的原因被接受。因此可以得出自然失業率對城鎮失業率具有單邊影響。這在一定程度上也駁斥了“失業回滯”理論，雖然并不是很強的結果。

由于臨時性成分對城鎮失業率的影響具有短暫性，不對其產生永久性影響，因此我們可以得出我國城鎮實際失業率的不斷上升主要是由于自然失業率不斷上升推動的。而自然失業率的不斷上升是由于經濟結構與技術水平等因素決定的。因此可以得出我國城鎮失業率近些年來的不斷上升是由于經濟結構調整以及技術水平上升造成的。此外曾湘泉等（2004）指出我國城鎮失業率的上升原因還有勞動力市場本身的改變如青年就業問題。

4 結論

運用Beveridge-Nelson分解方法將我國城鎮失業率分解為一個帶漂移的隨機游走過程和一個平穩過程。前者表示為自然失業率成分，后者表示為一個短暫的臨時性波動。通過分解的結果，我們發現我國城鎮失業率與自然失業率大致存在相同的走勢，改革開放初期至1985年城鎮失業率與自然失業率均呈現下降態勢，但1985年后便一直處于上升態勢，前期的下降主要由于主要是由于人們的一個適應過程造成的；后者主要由于1985年后我國加快了改革的步伐，經濟結構與技術水平均出現較快地變化，而這些變化會對整個勞動力市場產生永久的影響。而且在2001年前后城鎮失業率與自然失業率兩者的大小存在明顯的差別，這主要由我國加入WTO后經濟的過快增長來解釋。在一些重要的時間點上如1997年亞洲金融和2008年金融危機時，城鎮失業率與自然失業率的不同變動也主要是由于政策效果造成的。

大多數學者認為中國首先是一個人口和勞動力過剩的國家,因此總量失業是主要矛盾[7]。然而城鎮失業率與自然失業率的因果關系研究發現了自然失業率對城鎮失業率具有單邊影響，這說明了我國目前失業率的決定因素在于結構性矛盾。這一結論對于應對我國失業問題具有重大的意義，我國“十二五規劃”明確指出要加快經濟與產業結構的調整，促進經濟水平的升級，將外向型經濟轉變為內需型經濟。這一過程必定會對我國城鎮失業率造成很大的影響，最近出現沿海地區與部分內陸省份爭奪農民工便是這一影響的體現。為了減少結構性變動對失業率的影響，傳統的反周期貨幣政策與財政政策是無效的。因此，在今后相當長的一段時期內，治理失業最重要的政策目標應當是降低自然失業率。長遠的看，要降低自然失業率，一是要加強失業者培訓體系建設，采取各種措施,提高勞動者的就業能力；二是要打破勞動力流動的制度限制(如戶籍制度)，完善勞動力市場調節機制,健全就業中介服務體系；三是應對青年就業予以重點關注，通過加大培訓、推動教育體制改革等有效措施促進青年就業；最后是信貸政策需要改變那種偏好大項目、大企業、國有經濟的傾向，應充分重視中小企業、農村非農產業的資金需求，取消不合理的人為障礙，讓這些部門能夠有平等的機會獲得資本要素，加強對具有就業吸納傾向的小企業、非正規部門的政策扶持，從投資、稅收、融資、技術改造等多方面予以扶持。

[1]D.Staiger,J.H.Stock,M.W.Wst son.How Precise are Estimates of the Natural Rate of Unemployment?[C].NBER Working Paper, no.5477,1996.

[2]C.Logeay,S.Tober,Time Varying NAIRU and Real Interest Rates in The Euro Area[C].EN E PR I Working Paper,no.24,2003.

[3]Nelson,Charles,Charles Plosser.Trend and Random Walks in Macroeconomics Time Series:Some Evidence and Implications[J].Journal of Monetary Economics,1982,(10).

[4]Beveridge,Stephen,Charles Nelson.A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Meaurement of the Business Cycle [J].Journal of Monetary Economics,1981,(7).

[6][美]沃爾特·恩德斯.應用計量經濟學——時間序列分析[M].北京：高等教育出版社，2006.

[7]曾湘泉，于泳.中國自然失業率的測量與解析[J].中國社會科學，2006，（4）.

[8]康文.城鎮人口結構性失業的突出矛盾及治理體系[J].當代經濟研究，2003，（6）.