中國廣義奧肯模型分析
——基于VAR的實證研究

鄧佳琪

(廣西大學商學院 廣西 南寧 530000)

一、引言

“奧肯定律”是宏觀經濟學中一個非常重要的模型。其揭示了一國經濟中產出增長與失業率之間的關系。美國經濟學家阿瑟.奧肯(Oken，1962)利用美國1947年第二季度到1960年第四季度的55個季度數據分析了美國失業率變動與實際產出變動之間的關系，其得出結論在之前季度數據不變的情況下，失業率每上升1%，實際產出將下降3.3%。根據奧肯的解釋，失業率下降將有助于產出的上升，而失業率上升將對產出產生不利的影響。

從20世紀70年代末開始，中國經歷了從計劃經濟體制向市場經濟體制的轉變，在這個過程中中國經歷了將近40年的高速發展，年均GDP增長率接近10%。同時伴隨著市場化改革，就業問題也成為政府和社會所關心的問題，但是令人吃驚的是根據中國GDP數據與官方所公布的失業率之間并不存在標準的奧肯定律所描述的反向變動關系。這明顯與傳統的經濟理論與人們的認知不符，因此針對奧肯定律在中國的失靈，有必要對其進行分析和解釋。

二、文獻綜述

針對奧肯定律在中國的“水土不服”，相關學者進行了大量研究。鄒薇(2003)認為導致中國實際與奧肯定律不符的主要原因是由于失業率統計指標的不完善。通過根據三次產業的劃分，并采用計算就業人口指數取代失業率的方法，分別建立的奧肯模型表明第一，第二產業的發展符合奧肯定律：農業的失業率下降2%,農業產出量要增加大約1%,類似地,如果讓失業率下降3%,就得讓工業的產出量增加1%。而第三產業由于假設前提不足而沒有得到理想的結果。同時中國宏觀經濟政策具有較大波動，從而引起了產出與失業的不規則變化。蔡昉、都陽、高文書(2004，2007)通過考察就業彈性與自然失業率得出了經濟增長并沒有帶來顯性的就業。同時通過對政府宏觀經濟政策的實施情況進行分析認為擴張性的政府投資所投資的行業主要是吸納就業能力較弱的行業，從而具有逆就業傾向。姜巍、劉石成(2005)則根據奧肯定律與菲利普斯曲線之間的關系，通過分析就業與經濟增長以及通貨膨脹之間的關系，分別構建第一、二、三產業的就業增長回歸模型。通過用就業來替代失業率所構建的擴大的奧肯模型，得出結論我國二、三產業的就業增加與產出增長和物價上漲均為正相關。而我國農業就業增加與產出增長存在負相關，GDP每增加1%，導致農業就業減少約0.83%。方福前、孫永君(2010)通過對五種形式(差分版本、缺口版本、動態版本、生產函數版本和不對稱版本)的奧肯定律進行檢驗，發現五種版本的奧肯定律均不適用于中國。認為奧肯定律不適用于中國主要是因為第一奧肯定律只是一種經驗數量關系，有著時空上的限制，其次數據的不完整、不真實也造成了奧肯定律的不適用，最后可能是因為中國自1978年以來經濟時時刻刻處于巨大的變化之中，從而生產函數的形式和生產要素之間的替代率可能是變化的，從而造成產出與失業率變化的不一致，從而使奧肯定律失效。伊碧波、周建軍(2010)通過對1978-2007年之間的數據進行實證檢驗發現，雖然中國經濟增長中總體檢驗通過，但是并不能說說明中國經濟增長中就存在經濟增長率缺口與失業率缺口的負向關系，也就是說并不存在奧肯定律的作用。孫文凱(2014)的研究表明經濟增長對就業有顯著的拉動作用，也就是說是用另一種形式的奧肯定律得到驗證，并且通過分析說明國有經濟部門在就業和增長間起到了調節作用，并且對經濟周期不同階段影響有著對稱性。

本文在借鑒相關研究成果的基礎上，對于基于中國國情的奧肯關系進行研究與實證分析。模型在基本的奧肯定律的基礎上，基于中國國情，將勞動力轉移對非農部門產出的影響考慮進模型，同時也考慮了該因素對農業部門產出的影響，即分析和檢驗勞動力轉移對經濟產出的總影響。

本文其余部分安排如下：第三部分介紹中國廣義奧肯關系；第四部分介紹實證策略與實證結果和分析；第五部分是結論與政策啟示。

三、中國廣義奧肯關系分析

本文所介紹的中國廣義奧肯關系分析主要是借鑒了盧峰、劉曉光、姜志霄、張志杰(2015)對中國廣義奧肯定律關系的分析。該分析適用于轉型期中國的奧肯關系，包含兩部分部分。第一部分是介紹了勞動力轉移變量的度量指標。第二部分討論了中國失業率指標，并補充構造了兩種用于計量分析的調整失業率指標。

(一)中國農業勞動力轉移變量

在過去一個世紀中，OECD國家農業勞動力占比均值從53%下降到現在的10%左右。中國自改革開放以來，農業勞動力占比也出現上述規律，隨著經濟的快速發展和就業結構的改變，農業勞動力占比從改革開放初期的超過70%下降到2010年的約35%，估計2030年將接近10%①。

對農業勞動力新增轉移量M??及其比率m利用以下公式估計：

M??=(非農部門就業變化量②)+(失業人數變化量③)-(上期非農勞動力*經濟活動人口增長率④)

m =(M??)/(上一年社會總就業量)*100

這里勞動力新增轉移數量M??和比率m的計算方法與黎德福基本相同，不過計算m時采用社會總就業人數，而不是第二、第三產業加總的非農就業人數作為分母項指標。

M??和m的估算結果表明979-2016年我國平均每年農業勞動力轉移數量為932萬人，轉移率平均為1.48%。GDP增長率與農業勞動力轉移率大部分時間具有明顯的正向關系。

(二)中國城鎮失業率指標

在實證分析中，由于數據的限制，我們需要尋找失業率的合理的代理指標以便進行實證檢驗。我國官方公布的失業率指標為城鎮登記失業率，這一指標存在兩方面問題。

一是該指標沒有考慮農村勞動力可能的失業情況，或者假設農業勞動力沒有失業。一般認為中國農業中存在著大量勞動力，這主要是由于農業的低效率導致農業勞動力利用不夠充分。不過在中國實際中由于大部分農戶仍然保留一定面積承包土地的條件下，農業勞動力的利用雖然粗放或低效，但這與嚴格的失業定義仍有實質性的不同。與此同時，對農業失業率的統計與計算也會面臨一些無法克服的困難。因此本文在估計城鎮失業率時也假設不存在農業勞動力失業。

二是城鎮失業人員中，沒有考慮20世紀90年代以后數量增加的下崗工人。

本文在官方公布的城鎮登記失業率的基礎上，再引入調查失業率，國家統計局從1996年開始進行城鎮勞動力住戶抽樣調查。我們利用其中提供的信息估計調查失業率，即用城鎮經濟活動人口減去城鎮就業人口，即可得出失業人口。城鎮經濟活動人口用國家統計局提供的城鄉加總數減去農村就業人口數得到。由此可獲得兩種口徑不同的失業率指標：

失業率1=官方城鎮登記失業率；

失業率2=[(經濟活動總人數-農村就業人數)-城鎮就業人口]/城鎮就業人口*100

上述兩種失業率數據顯示我國城鎮失業率的兩次較高值，分別發生于改革初期和世紀之交前后，主要原因是“知青回城潮”和國企改革突破，伴隨著城鎮失業人數短期的較大幅度增長。兩個峰值以外的年份的城鎮失業率較低。可見，我國經濟高速增長環境下，解決傳統城鎮就業問題難點，主要在于應對制度轉型釋放的失業壓力，其中更為根本的問題是解決長期勞動力轉移的挑戰。僅僅用失業率估計奧肯關系，難以解釋宏觀經濟變動與勞動力市場的真實關系。

四、實證策略與實證結果和分析

(一)數據來源說明

原始數據來自于東方財富choice數據庫、國家統計局。其中農業勞動轉移速度以及調查失業率經作者估算，估算方法見第三節。

(二)實證分析

1.平穩性分析

為避免偽回歸，對時間變量進行平穩性分析。運用stata15，平穩性檢驗結果結果表明所有的一階差分序列變量都平穩，可判定時間序列為一階單整，滿足協整檢驗條件。

2.協整檢驗

協整檢驗可以作為區分真實回歸和虛假回歸的有效途徑。根據前文的平穩性檢驗可知，雖然文中各個變量的原序列并不都是平穩的，但是所有變量在經過一階差分后I(1)過程，其一階單整序列符合協整檢驗的條件，即各變量的一階單整序列之間可能存在協整關系。因此，基于所建立的VAR模型，本文運用Johansen協整檢驗方法對各個變量進行檢驗。判斷這三個變量之間是否存在長期均衡的關系，并且假設包含截距項但是不包含趨勢項。跡檢驗得結果表明至少存在2個協整關系。

3.脈沖響應分析

通過脈沖響應分析，考慮各擾動項對各變量產生影響的路徑，分析各個變量收到單位標準差沖擊后得結果，本文誤差項正交化脈沖響應函數來分析GDP、農業勞動力轉移速度、失業率之間的動態關系。

當在本期給GDP一個標準差沖擊后，勞動力轉移速度在初始狀態下輕微上升而后又下降并在第三期達到最小值，從第三期開始又輕微上升而后在第五期又輕微下降。總的來看，GDP的變動對于勞動力的轉移速度的影響主要體現在第一期，這主要是因為1978年以來中國農民進城務工主要集中在勞動密集型產業，這些產業的技術往往不高，農民工往往經過簡單的培訓就可以上崗，因此，當經濟形勢不好時，招工人數減少，農民工就會會回到農村從事農業生產，當經濟形勢好轉時，農民工又會重新回到城市。農業勞動力的速度的調整往往很快，在很短的時間內就可以完成。

在本期給GDP一個標準差沖擊時，初期對城鎮失業率一個負的沖擊，在第一期達到最低值，之后逐漸緩慢上升并逐漸向零收斂，總體表現為負效用。這表明中國GDP的變動確實會造成城鎮失業率的反向變動。

但是當在本期給勞動力轉移速度一個沖擊時，GDP與城鎮失業率都沒有變化，這說明GDP和城鎮失業率的變動是不受勞動力轉移速度的影響的。這主要是因為以下幾個原因：一是中國的GDP增長長期以來主要依靠出口和投資，由于中國在過去的30多年長期處于勞動力過剩的情況中，因此勞動力的轉移速度對GDP的影響很小甚至可以忽略。二是城鎮失業率的變動主要受公有制企業改革的影響，國有企業和集體企業中農民工占比相對很少，所以農業勞動力轉移速度對城鎮失業率沒有影響。

當在本期給城鎮失業率一個標準差沖擊時，對GDP和農業勞動力轉移速度也沒有影響。這主要是因為如之前分析的一樣，城鎮失業率所衡量的失業本身就會忽略掉社會中大量的失業人群，因此城鎮失業率的變動對GDP基本沒有影響也就不足為奇，而由于城鎮失業率衡量的基本是城市中的公有制企業的員工的失業率，自然與農業勞動力轉移速度沒有關系

在用調查失業率替換城鎮失業率的模型中，當在本期給予GDP一個標準差沖擊時，對農業勞動力轉移速度初始效應為正，從第一期后開始下降，最后馬上收斂到零。而對調查失業率初始效應為負，在第二期迅速收斂到零。與模型一相比，在模型二中GDP的沖擊對農業勞動力轉移速度的效應和調查失業率的效應都比較大，而且農業勞動力轉移速度和調查失業率的調整也比較迅速。同樣在模型二中可以看出GDP的變動對從調查失業率有反向作用，但與模型一一樣，調查失業率的變動同樣對GDP的變動沒有影響。

五、結論及政策建議

隨著我國經濟增長逐漸由高速增長轉為中高速增長，經濟結構不斷變化，經濟結構從勞動密集型開始向資本密集型和技術密集型轉變，從而引發失業率上升。基于這樣的現實，本文主要分析了“奧肯定律”是否在中國成立，得到的主要結論如下：

(1)產出的變動確實會對農業勞動力轉移速度產生正向影響，這說明在中國農業勞動力轉移速度與經濟增長密切相關；

(2)產出變動會對失業率產生負效應，但對不同的失業率所產生的效應的持續時間長短不一，這說明不同的失業人群面對經濟結構的變動所做出的就業調整是不同的，同時也說明“奧肯定律”在中國也是成立的，在中國，同樣GDP的變動與失業率的變動呈現出反向關系。

(3)農業勞動力的轉移速度與失業率的變動對GDP的變動沒有影響，這可能是由于中國長期以來處于勞動力過剩的狀態，且轉移速度和失業率變動幅度小，對GDP的變動產生不了顯著的影響。

(4)農業勞動力轉移速度和失業率之間沒有關系，這可能是由于我們所使用的失業率仍然不夠完善，不能將農村失業人口以及城鎮的隱性失業人口納入到我們的指標計算中。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：

第一，加快經濟發展與城鎮化進程，經濟的發展是影響勞動力轉移速度的一個重要因素，經濟發展越快，勞動力轉移速度也就越快；與此同時，經濟發展也可以降低失業率，從而提高人民的收入水平。

第二，注意防止經濟短期內出現較大波動，從之前的分析可以看出，勞動力轉移速度和失業率對于經濟的沖擊的反應是非常迅速的，短期內經濟發生大的波動可能會導致失業率的迅速上升，從而引發嚴重的社會問題。

【注釋】

①盧峰、楊業偉：《中國農業勞動力占比變動因素估測：1990-2030》，《中國人口科學》2012年第4期

②假定第一產業為農業部門，第二和第三產業為非農產業。

③此處失業人口為城鎮登記失業人數。

④假定兩部門的人口增長率為經濟活動人口增長率。