中国广义奥肯模型分析——基于VAR的实证研究

邓佳琪

(广西大学商学院 广西 南宁 530000)

一、引言

“奥肯定律”是宏观经济学中一个非常重要的模型。其揭示了一国经济中产出增长与失业率之间的关系。美国经济学家阿瑟.奥肯(Oken，1962)利用美国1947年第二季度到1960年第四季度的55个季度数据分析了美国失业率变动与实际产出变动之间的关系，其得出结论在之前季度数据不变的情况下，失业率每上升1%，实际产出将下降3.3%。根据奥肯的解释，失业率下降将有助于产出的上升，而失业率上升将对产出产生不利的影响。

从20世纪70年代末开始，中国经历了从计划经济体制向市场经济体制的转变，在这个过程中中国经历了将近40年的高速发展，年均GDP增长率接近10%。同时伴随着市场化改革，就业问题也成为政府和社会所关心的问题，但是令人吃惊的是根据中国GDP数据与官方所公布的失业率之间并不存在标准的奥肯定律所描述的反向变动关系。这明显与传统的经济理论与人们的认知不符，因此针对奥肯定律在中国的失灵，有必要对其进行分析和解释。

二、文献综述

针对奥肯定律在中国的“水土不服”，相关学者进行了大量研究。邹薇(2003)认为导致中国实际与奥肯定律不符的主要原因是由于失业率统计指标的不完善。通过根据三次产业的划分，并采用计算就业人口指数取代失业率的方法，分别建立的奥肯模型表明第一，第二产业的发展符合奥肯定律：农业的失业率下降2%,农业产出量要增加大约1%,类似地,如果让失业率下降3%,就得让工业的产出量增加1%。而第三产业由于假设前提不足而没有得到理想的结果。同时中国宏观经济政策具有较大波动，从而引起了产出与失业的不规则变化。蔡昉、都阳、高文书(2004，2007)通过考察就业弹性与自然失业率得出了经济增长并没有带来显性的就业。同时通过对政府宏观经济政策的实施情况进行分析认为扩张性的政府投资所投资的行业主要是吸纳就业能力较弱的行业，从而具有逆就业倾向。姜巍、刘石成(2005)则根据奥肯定律与菲利普斯曲线之间的关系，通过分析就业与经济增长以及通货膨胀之间的关系，分别构建第一、二、三产业的就业增长回归模型。通过用就业来替代失业率所构建的扩大的奥肯模型，得出结论我国二、三产业的就业增加与产出增长和物价上涨均为正相关。而我国农业就业增加与产出增长存在负相关，GDP每增加1%，导致农业就业减少约0.83%。方福前、孙永君(2010)通过对五种形式(差分版本、缺口版本、动态版本、生产函数版本和不对称版本)的奥肯定律进行检验，发现五种版本的奥肯定律均不适用于中国。认为奥肯定律不适用于中国主要是因为第一奥肯定律只是一种经验数量关系，有着时空上的限制，其次数据的不完整、不真实也造成了奥肯定律的不适用，最后可能是因为中国自1978年以来经济时时刻刻处于巨大的变化之中，从而生产函数的形式和生产要素之间的替代率可能是变化的，从而造成产出与失业率变化的不一致，从而使奥肯定律失效。伊碧波、周建军(2010)通过对1978-2007年之间的数据进行实证检验发现，虽然中国经济增长中总体检验通过，但是并不能说说明中国经济增长中就存在经济增长率缺口与失业率缺口的负向关系，也就是说并不存在奥肯定律的作用。孙文凯(2014)的研究表明经济增长对就业有显著的拉动作用，也就是说是用另一种形式的奥肯定律得到验证，并且通过分析说明国有经济部门在就业和增长间起到了调节作用，并且对经济周期不同阶段影响有着对称性。

本文在借鉴相关研究成果的基础上，对于基于中国国情的奥肯关系进行研究与实证分析。模型在基本的奥肯定律的基础上，基于中国国情，将劳动力转移对非农部门产出的影响考虑进模型，同时也考虑了该因素对农业部门产出的影响，即分析和检验劳动力转移对经济产出的总影响。

本文其余部分安排如下：第三部分介绍中国广义奥肯关系；第四部分介绍实证策略与实证结果和分析；第五部分是结论与政策启示。

三、中国广义奥肯关系分析

本文所介绍的中国广义奥肯关系分析主要是借鉴了卢峰、刘晓光、姜志霄、张志杰(2015)对中国广义奥肯定律关系的分析。该分析适用于转型期中国的奥肯关系，包含两部分部分。第一部分是介绍了劳动力转移变量的度量指标。第二部分讨论了中国失业率指标，并补充构造了两种用于计量分析的调整失业率指标。

(一)中国农业劳动力转移变量

在过去一个世纪中，OECD国家农业劳动力占比均值从53%下降到现在的10%左右。中国自改革开放以来，农业劳动力占比也出现上述规律，随着经济的快速发展和就业结构的改变，农业劳动力占比从改革开放初期的超过70%下降到2010年的约35%，估计2030年将接近10%①。

对农业劳动力新增转移量M??及其比率m利用以下公式估计：

M??=(非农部门就业变化量②)+(失业人数变化量③)-(上期非农劳动力*经济活动人口增长率④)

m =(M??)/(上一年社会总就业量)*100

这里劳动力新增转移数量M??和比率m的计算方法与黎德福基本相同，不过计算m时采用社会总就业人数，而不是第二、第三产业加总的非农就业人数作为分母项指标。

M??和m的估算结果表明979-2016年我国平均每年农业劳动力转移数量为932万人，转移率平均为1.48%。GDP增长率与农业劳动力转移率大部分时间具有明显的正向关系。

(二)中国城镇失业率指标

在实证分析中，由于数据的限制，我们需要寻找失业率的合理的代理指标以便进行实证检验。我国官方公布的失业率指标为城镇登记失业率，这一指标存在两方面问题。

一是该指标没有考虑农村劳动力可能的失业情况，或者假设农业劳动力没有失业。一般认为中国农业中存在着大量劳动力，这主要是由于农业的低效率导致农业劳动力利用不够充分。不过在中国实际中由于大部分农户仍然保留一定面积承包土地的条件下，农业劳动力的利用虽然粗放或低效，但这与严格的失业定义仍有实质性的不同。与此同时，对农业失业率的统计与计算也会面临一些无法克服的困难。因此本文在估计城镇失业率时也假设不存在农业劳动力失业。

二是城镇失业人员中，没有考虑20世纪90年代以后数量增加的下岗工人。

本文在官方公布的城镇登记失业率的基础上，再引入调查失业率，国家统计局从1996年开始进行城镇劳动力住户抽样调查。我们利用其中提供的信息估计调查失业率，即用城镇经济活动人口减去城镇就业人口，即可得出失业人口。城镇经济活动人口用国家统计局提供的城乡加总数减去农村就业人口数得到。由此可获得两种口径不同的失业率指标：

失业率1=官方城镇登记失业率；

失业率2=[(经济活动总人数-农村就业人数)-城镇就业人口]/城镇就业人口*100

上述两种失业率数据显示我国城镇失业率的两次较高值，分别发生于改革初期和世纪之交前后，主要原因是“知青回城潮”和国企改革突破，伴随着城镇失业人数短期的较大幅度增长。两个峰值以外的年份的城镇失业率较低。可见，我国经济高速增长环境下，解决传统城镇就业问题难点，主要在于应对制度转型释放的失业压力，其中更为根本的问题是解决长期劳动力转移的挑战。仅仅用失业率估计奥肯关系，难以解释宏观经济变动与劳动力市场的真实关系。

四、实证策略与实证结果和分析

(一)数据来源说明

原始数据来自于东方财富choice数据库、国家统计局。其中农业劳动转移速度以及调查失业率经作者估算，估算方法见第三节。

(二)实证分析

1.平稳性分析

为避免伪回归，对时间变量进行平稳性分析。运用stata15，平稳性检验结果结果表明所有的一阶差分序列变量都平稳，可判定时间序列为一阶单整，满足协整检验条件。

2.协整检验

协整检验可以作为区分真实回归和虚假回归的有效途径。根据前文的平稳性检验可知，虽然文中各个变量的原序列并不都是平稳的，但是所有变量在经过一阶差分后I(1)过程，其一阶单整序列符合协整检验的条件，即各变量的一阶单整序列之间可能存在协整关系。因此，基于所建立的VAR模型，本文运用Johansen协整检验方法对各个变量进行检验。判断这三个变量之间是否存在长期均衡的关系，并且假设包含截距项但是不包含趋势项。迹检验得结果表明至少存在2个协整关系。

3.脉冲响应分析

通过脉冲响应分析，考虑各扰动项对各变量产生影响的路径，分析各个变量收到单位标准差冲击后得结果，本文误差项正交化脉冲响应函数来分析GDP、农业劳动力转移速度、失业率之间的动态关系。

当在本期给GDP一个标准差冲击后，劳动力转移速度在初始状态下轻微上升而后又下降并在第三期达到最小值，从第三期开始又轻微上升而后在第五期又轻微下降。总的来看，GDP的变动对于劳动力的转移速度的影响主要体现在第一期，这主要是因为1978年以来中国农民进城务工主要集中在劳动密集型产业，这些产业的技术往往不高，农民工往往经过简单的培训就可以上岗，因此，当经济形势不好时，招工人数减少，农民工就会会回到农村从事农业生产，当经济形势好转时，农民工又会重新回到城市。农业劳动力的速度的调整往往很快，在很短的时间内就可以完成。

在本期给GDP一个标准差冲击时，初期对城镇失业率一个负的冲击，在第一期达到最低值，之后逐渐缓慢上升并逐渐向零收敛，总体表现为负效用。这表明中国GDP的变动确实会造成城镇失业率的反向变动。

但是当在本期给劳动力转移速度一个冲击时，GDP与城镇失业率都没有变化，这说明GDP和城镇失业率的变动是不受劳动力转移速度的影响的。这主要是因为以下几个原因：一是中国的GDP增长长期以来主要依靠出口和投资，由于中国在过去的30多年长期处于劳动力过剩的情况中，因此劳动力的转移速度对GDP的影响很小甚至可以忽略。二是城镇失业率的变动主要受公有制企业改革的影响，国有企业和集体企业中农民工占比相对很少，所以农业劳动力转移速度对城镇失业率没有影响。

当在本期给城镇失业率一个标准差冲击时，对GDP和农业劳动力转移速度也没有影响。这主要是因为如之前分析的一样，城镇失业率所衡量的失业本身就会忽略掉社会中大量的失业人群，因此城镇失业率的变动对GDP基本没有影响也就不足为奇，而由于城镇失业率衡量的基本是城市中的公有制企业的员工的失业率，自然与农业劳动力转移速度没有关系

在用调查失业率替换城镇失业率的模型中，当在本期给予GDP一个标准差冲击时，对农业劳动力转移速度初始效应为正，从第一期后开始下降，最后马上收敛到零。而对调查失业率初始效应为负，在第二期迅速收敛到零。与模型一相比，在模型二中GDP的冲击对农业劳动力转移速度的效应和调查失业率的效应都比较大，而且农业劳动力转移速度和调查失业率的调整也比较迅速。同样在模型二中可以看出GDP的变动对从调查失业率有反向作用，但与模型一一样，调查失业率的变动同样对GDP的变动没有影响。

五、结论及政策建议

随着我国经济增长逐渐由高速增长转为中高速增长，经济结构不断变化，经济结构从劳动密集型开始向资本密集型和技术密集型转变，从而引发失业率上升。基于这样的现实，本文主要分析了“奥肯定律”是否在中国成立，得到的主要结论如下：

(1)产出的变动确实会对农业劳动力转移速度产生正向影响，这说明在中国农业劳动力转移速度与经济增长密切相关；

(2)产出变动会对失业率产生负效应，但对不同的失业率所产生的效应的持续时间长短不一，这说明不同的失业人群面对经济结构的变动所做出的就业调整是不同的，同时也说明“奥肯定律”在中国也是成立的，在中国，同样GDP的变动与失业率的变动呈现出反向关系。

(3)农业劳动力的转移速度与失业率的变动对GDP的变动没有影响，这可能是由于中国长期以来处于劳动力过剩的状态，且转移速度和失业率变动幅度小，对GDP的变动产生不了显著的影响。

(4)农业劳动力转移速度和失业率之间没有关系，这可能是由于我们所使用的失业率仍然不够完善，不能将农村失业人口以及城镇的隐性失业人口纳入到我们的指标计算中。

基于以上结论，本文提出以下政策建议：

第一，加快经济发展与城镇化进程，经济的发展是影响劳动力转移速度的一个重要因素，经济发展越快，劳动力转移速度也就越快；与此同时，经济发展也可以降低失业率，从而提高人民的收入水平。

第二，注意防止经济短期内出现较大波动，从之前的分析可以看出，劳动力转移速度和失业率对于经济的冲击的反应是非常迅速的，短期内经济发生大的波动可能会导致失业率的迅速上升，从而引发严重的社会问题。

【注释】

①卢峰、杨业伟：《中国农业劳动力占比变动因素估测：1990-2030》，《中国人口科学》2012年第4期

②假定第一产业为农业部门，第二和第三产业为非农产业。

③此处失业人口为城镇登记失业人数。

④假定两部门的人口增长率为经济活动人口增长率。