摘要：奧肯定律是宏觀經(jīng)濟學中的一個重要定律或理論，它描述了失業(yè)率與產(chǎn)出變化之間的數(shù)量關(guān)系，但這個組合運用到中國，卻出現(xiàn)了失靈。故而本文通過構(gòu)建二元模型，對該問題進行了進一步的驗證和解釋。本文選取1979年以來我國GDP增長率與失業(yè)率的數(shù)據(jù)，再次進行考察，并引入了勞動轉(zhuǎn)移率等概念，試圖修正和擴大奧肯定律的概念。并在最后，根據(jù)當前經(jīng)濟形勢提出的政策思考及建議。

關(guān)鍵詞：奧肯定律；二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)；勞動轉(zhuǎn)移率

中圖分類號：F120.2 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）028-00000-04

一、綜述

GDP增長率、就業(yè)和通過膨脹是關(guān)乎國民經(jīng)濟和社會穩(wěn)定的兩個重要指標，所以三者之間的關(guān)系，即菲利普斯曲線和奧肯定律，可稱是宏觀經(jīng)濟學中兩個重大的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)。其中，前者描述通貨膨脹率和失業(yè)率的關(guān)系，而后者則描述了失業(yè)率和經(jīng)濟增長的關(guān)系。其中就奧肯定律而言，是在1962年，由美國經(jīng)濟學家阿瑟·奧肯（Arthur Okun）所提出，用于描述GDP和失業(yè)率之間的關(guān)系，即：g=α+β（ut-ut-1）（ut為失業(yè)率，gyt為經(jīng)濟增長率），他發(fā)現(xiàn)美國的GDP增長率每提高2%，失業(yè)率就會下降約1%。通過對其他發(fā)達經(jīng)濟體的后續(xù)研究發(fā)現(xiàn)，雖然不同經(jīng)濟體GDP增長率的變化對其失業(yè)率影響的具體數(shù)字有所不同，但是奧肯定律的正確性一再得到了驗證（Clark，1983；Gordon，1984；Adams and Coe，1989；Holloway，1989；Prachowny，1993；Moosa，1997；Attifeldand Silverstone，1998）。

從內(nèi)在原理上分析，奧肯定律的結(jié)論是符合經(jīng)濟直覺的，可提供給粗糙的宏觀分析一個可行的依據(jù)。當經(jīng)濟上升時，企業(yè)會得到更多的訂單，從而對勞動力的需求也會增加，進而起到降低失業(yè)率的作用。可惜的是，當我們將該定律照搬到我國的經(jīng)濟分析時，卻發(fā)現(xiàn)我國的失業(yè)率和經(jīng)濟增長率之間，竟然發(fā)生了反向的調(diào)整，統(tǒng)計上存在著不顯著的正向關(guān)系（如圖1.1）。

不少國內(nèi)學者對此進行過一系列的解釋。其中，早在07年，林秀梅和王磊（2007）就利用改革開放以來的數(shù)據(jù)檢驗了我國GDP增長率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率之間的關(guān)系，結(jié)果由于官方授意的登記失業(yè)率并不存在經(jīng)濟意義，發(fā)現(xiàn)并不存在線性相關(guān)關(guān)系；包括后來的很多研究都證實了，中國城鎮(zhèn)登記失業(yè)率變化和經(jīng)濟增長率之間沒有顯著關(guān)系，實際GDP增長率與失業(yè)率變動情況與標準奧肯模型中的參數(shù)性質(zhì)有相當大的出入（李晗、蒲曉紅，2009），中國就業(yè)人數(shù)增長率與經(jīng)濟增長率之間呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系表明奧肯定律并不在中國發(fā)揮作用（尹碧波、周建軍，2010），甚至有學者對奧肯定律的經(jīng)驗形式設立差分模型、缺口模型、動態(tài)模型、生產(chǎn)函數(shù)模型和不對稱性模型，分別加以實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)標準形式的奧肯定律依舊不能成立（方福前、孫永君，2010）?？傊F(xiàn)有的研究成果都告訴我們，我們標準的奧肯定律在中國無法成立。

所以，很多學者對傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)指標進行了修正。例如嘗試采用其他失業(yè)率替代之前官方公布的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（蔡昉，2004）。還有很多學者通過計算不在崗職工數(shù)量來重新估算真實城鎮(zhèn)失業(yè)率，并建立協(xié)整與誤差校正模型，并引入虛擬變量，來驗證在78年之后的三大階段中的奧肯定律適用性，但其忽略了中國的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對模型解釋力的影響。其他的研究還有很多，但都同樣存在明顯的問題：一是所使用的數(shù)據(jù)為城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，和經(jīng)濟真實情況相差較大，二是它們的模型同樣沒有考慮到中國二元經(jīng)濟這一結(jié)構(gòu)性影響。所以后文將集中在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)這一特定約束上，通過對模型和變量進行調(diào)整，來試圖解釋和說明在中國奧肯定律是否成立，以及這背后的邏輯。

其中，A是經(jīng)濟體整體的勞動生產(chǎn)率；為勞動轉(zhuǎn)移率，表示每年向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量占總就業(yè)的比重；為非農(nóng)業(yè)部門的真實失業(yè)率，Δ表示非農(nóng)業(yè)部門的真實失業(yè)率相對于前一期的變化量，也即失業(yè)率時間序列的一階差分變量。由①式可知，

在現(xiàn)代經(jīng)濟體中，特別是對于發(fā)展中經(jīng)濟體來說，非農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率往往會高于農(nóng)業(yè)部門，故模型本身結(jié)合經(jīng)濟學理論可以做出猜想： 。

從①式還可以得出，在二元經(jīng)濟體制的條件下，將其特有的變量，即勞動轉(zhuǎn)移率，加入標準奧肯模型中，對于解釋失業(yè)率變化與產(chǎn)出增長率間的數(shù)量關(guān)系會更有說服力。

當經(jīng)濟達到穩(wěn)態(tài)時，失業(yè)率不再變化，農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門間的勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟增長的影響不再顯著，可計為零，此時的經(jīng)濟增長率即為經(jīng)濟體的潛在增長率，也即自然增長率。假設勞動參與率不變，由經(jīng)濟體生產(chǎn)函數(shù)Yt=At·Lt可知：

即經(jīng)濟體的自然增長率近似等于勞動生產(chǎn)率的增長率與人口增長率之和。由此可知，①式中的即為潛在增長率，故：

因此，與①式對應的擴展奧肯模型的缺口形式為：

②式表明，在二元經(jīng)濟的條件下，相對于潛在增長率來說，經(jīng)濟增長率的高低受勞動轉(zhuǎn)移率及失業(yè)率變動影響，其影響的方式及影響幅度由和的符號以及數(shù)值大小來決定，還需要通過實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)對模型進行進一步實證估計。

三、數(shù)據(jù)預處理和實證檢驗

1.數(shù)據(jù)預處理

本文采用蔡昉（2004）的方法，將城鎮(zhèn)失業(yè)人口數(shù)量由城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口減去城鎮(zhèn)就業(yè)人口得到。但城鎮(zhèn)登記失業(yè)率所用人口基數(shù)為與城鎮(zhèn)戶籍人口數(shù)量大致相當，不能反映出城鎮(zhèn)的經(jīng)濟活動人口。而且城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口在統(tǒng)計年鑒中沒有相關(guān)指標，于是我們假設農(nóng)村不存在失業(yè)，則農(nóng)村經(jīng)濟活動人口就等于農(nóng)村就業(yè)人口數(shù)量。再用全國經(jīng)濟活動人口減去農(nóng)村就業(yè)人口就可以得到城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口數(shù)量。由于實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制，農(nóng)村勞動力要么在農(nóng)業(yè)部門就業(yè)，要么在非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)，失業(yè)率很低。因此假設農(nóng)村不存在失業(yè)對我們的數(shù)據(jù)處理來說不會產(chǎn)生太大的誤差。再將計算出的城鎮(zhèn)失業(yè)人口除以城鎮(zhèn)經(jīng)濟活動人口即可得到城鎮(zhèn)真實失業(yè)率，即：

③式中對城鎮(zhèn)失業(yè)率計算公式中分子與分母都做了更接近現(xiàn)實的修正，因此，③式的計算方法較為準確的反映了城鎮(zhèn)失業(yè)率。

接下來是對勞動轉(zhuǎn)移率這一變量的構(gòu)建。在模型推導中，我們定義了勞動轉(zhuǎn)移率為勞動轉(zhuǎn)移率，即每年向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移的農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量占社會總就業(yè)的比重。

由于農(nóng)業(yè)部門為第一產(chǎn)業(yè)，非農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)量就應該等于第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量之和，再假設城鎮(zhèn)人口增長率與全國總?cè)丝谠鲩L率相等，那么每年從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門的人數(shù)可由下列公式計算出：

ΔM= 非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)變化量+ 城鎮(zhèn)失業(yè)人數(shù)變化-上期城鎮(zhèn)人口× 人口增長率

再求得每年轉(zhuǎn)移人數(shù)與前一年的社會就業(yè)總量之間的比率，即為勞動轉(zhuǎn)移率。

因此勞動轉(zhuǎn)移率的計算公式為：

在對數(shù)據(jù)做出相關(guān)處理之后，就可以按照①式所述關(guān)系對模型做出實證檢驗。

2.實證檢驗

根據(jù)本文統(tǒng)計的“真實失業(yè)率”和官方給出的登記失業(yè)率之間有一定出入，但對于計量的檢驗來講，影響效果并不明顯，然而本文在開始會采用兩個失業(yè)率相比較的方法來進行實證檢驗，后半部分就只利用官方公布的失業(yè)率的變化來進行深入的分析。

首先，從圖 3.1 中可以發(fā)現(xiàn)，④式計算出的每年的勞動轉(zhuǎn)移率與經(jīng)濟增長率之間，存在著較為明顯的關(guān)聯(lián)。改革開放以來，勞動轉(zhuǎn)移率跟隨者經(jīng)濟周期，保持著較為平緩的波動，遂可初步證明將其加入模型的合理性。

下一步，為了驗證序列的平穩(wěn)性，防止非平穩(wěn)的序列在進行回歸時，會出現(xiàn)偽回歸問題，使得分析結(jié)果不可靠，本文對模型中使用的變量進行了 DF 單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表所示。

從上表可知，除了失業(yè)率，經(jīng)濟增長率序列、勞動轉(zhuǎn)移率序列以及失業(yè)率的變化序列在1979到2014年間是平穩(wěn)的。再對①式所對應的模型進行異方差檢驗，結(jié)果顯示異方差現(xiàn)象并不顯著。所以，可以通過穩(wěn)健標準誤下的OLS方法，來對①式中的變量所對應的數(shù)據(jù)進行回歸，并通過引入增長率的一階滯后項，可以得到對比結(jié)果，如下表3.2：

由上表可知，在有和沒有增長率一階滯后項的情況下，勞動轉(zhuǎn)移率m之前的系數(shù)非別為0.96和1.1，且在10%的顯著性水平上顯著，表示勞動轉(zhuǎn)移率每增加1個百分點，經(jīng)濟增長率可以上升約1.1個百分點，失業(yè)率變化△u之前的系數(shù)為分別為-0.61和-0.53 ，同樣在10%的顯著性水平下顯著，而系數(shù)符號為負，說明了失業(yè)率變化對經(jīng)濟產(chǎn)出增長起反向的影響作用，即在短期內(nèi)，失業(yè)率上升往往會伴隨著經(jīng)濟增速下降，而失業(yè)率下降伴隨著經(jīng)濟增長率的上升；對后者，系數(shù)的值表示失業(yè)率變化1個百分點的同時，經(jīng)濟增長率會反向變化約0.53個百分點。但失業(yè)率變化的滯后項并不顯著，這表明失業(yè)率變化和經(jīng)濟增長率之間并不存在顯著的統(tǒng)計關(guān)系。

結(jié)合模型構(gòu)建過程中的分析可知，常數(shù)項為潛在產(chǎn)出增長率的估計值，自1979至2014年，中國經(jīng)濟的潛在增長率約為8.20%，這與中國經(jīng)濟的現(xiàn)實契合度與比較高。整個模型通過了置信水平為5%的顯著性檢驗，也證明了用修正過的失業(yè)率變化，以及勞動轉(zhuǎn)移率來解釋經(jīng)濟增長是有說服力的。

此外，由于變量是平穩(wěn)的，故可以通過格蘭杰因果檢驗的方法來進一步發(fā)現(xiàn)變量間的關(guān)系，當然，這其中的因果關(guān)系并非我們通常理解的因與果的關(guān)系，而是指A的前期變化能有效地解釋B的變化。首先，通過白噪聲檢驗（Lagrange-multiplier test），看殘值是否存在自相關(guān)（表3.3）：

結(jié)果顯示，可以接受殘差“無自相關(guān)”的原假設，即擾動項為白噪聲。接著，通過Kurtosis檢驗（表3.4），所有檢驗結(jié)果均無法在10%的顯著水平下排除擾動項正態(tài)分布的假設，故可以認為殘差服從正態(tài)分布。

再者，將78年到14年的數(shù)據(jù)截取為兩部分，即78年到04年以及04年到14年兩個部分，并通過后者的10個時期來與前者構(gòu)成的趨勢來進行比對，來發(fā)現(xiàn)本文模型長期的穩(wěn)定性。從圖3.2中可見經(jīng)濟增長率和勞動轉(zhuǎn)移率在兩階段一直比較平緩，而失業(yè)率的變化波動較大。

接著，根據(jù)格蘭杰因果檢驗的結(jié)果（表3.5），我們可以發(fā)現(xiàn)勞動轉(zhuǎn)移率與經(jīng)濟增長率的關(guān)系在10%的顯著性水平上顯著，而失業(yè)率的變化對經(jīng)濟增長率并沒有顯著的格蘭杰原因。

因此，這基本驗證了我們的假說，即中國典型的二元經(jīng)濟體制中勞動力隨著經(jīng)濟周期反向遷移有著重要的關(guān)系。在經(jīng)濟上行期間，城市里工廠接收大量訂單，勞動力的需求增加，城市的“虹吸效應”把農(nóng)民從土地里“拉”了出來；而在經(jīng)濟相對不景氣的時候，工廠訂單減少，農(nóng)民工的需求減少，農(nóng)民不得不返回農(nóng)村，對勞動轉(zhuǎn)移率產(chǎn)生影響。

最后，我們來具體討論一下勞動轉(zhuǎn)移率變量m的系數(shù)β1所代表的經(jīng)濟意義。由圖3.3可知的大小從開始的1.8左右逐漸下降到2014年不到1。β1的大小反映了中國兩大部門間勞動生產(chǎn)率的差距。自1979至2011年間，實際的勞動轉(zhuǎn)移彈性比模型估計出來的β1大，而2011到2014年，實際勞動轉(zhuǎn)移彈性小于估計出來的β1，即模型在大部分時間段內(nèi)低估了勞動轉(zhuǎn)移對產(chǎn)出增長的影響。勞動力在從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移之后，大多就業(yè)于勞動密集型制造產(chǎn)業(yè)，因為勞動供給充足，伴隨著制度成本的下降，勞動力價格和發(fā)達國家相比要低得多，從而帶動經(jīng)濟出現(xiàn)額外的增長率，也即是勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了額外的貢獻。

四、結(jié)論及相關(guān)建議

本文結(jié)合了中國經(jīng)濟的二元經(jīng)濟體制現(xiàn)實，在標準的奧肯模型中加入了二元經(jīng)濟特有變量——勞動轉(zhuǎn)移率，并運用了相關(guān)的數(shù)據(jù)對模型進行檢驗。模型檢驗的結(jié)果表明，中國的經(jīng)濟增長受勞動力轉(zhuǎn)移的影響較大，并且其影響較為顯著。但估計出的勞動力轉(zhuǎn)移彈性小于實際數(shù)據(jù)計算出來的農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門勞動力生產(chǎn)力差距。這有可能是因為勞動力轉(zhuǎn)移加速了中國經(jīng)濟出口部門的增長，從而帶動經(jīng)濟增速上升。但自2010年到達劉易斯拐點、人口紅利消失之后，勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟增長的貢獻明顯下降。正如發(fā)展經(jīng)濟學經(jīng)典的二元模型所預測的一樣，人口在2010年左右達到了劉易斯拐點，發(fā)生了逆轉(zhuǎn)。而從本文所計算出來的勞動轉(zhuǎn)移彈性來看，改革開放三十年間，即從1979年到2010年，農(nóng)村的勞動力接近無限供給的假設。但由于長時間的經(jīng)濟快速發(fā)展，人口趨于老齡化，農(nóng)村也出現(xiàn)空心化等現(xiàn)象，人口紅利消耗殆盡。而人口紅利減少的一大重要標志便是人口轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟增長的貢獻減少。

但失業(yè)率變化和經(jīng)濟增長之間存在并不顯著的反向關(guān)系。這種現(xiàn)象和中國此前典型的二元經(jīng)濟體制有重要的關(guān)系。兩大部門間的勞動力轉(zhuǎn)移充當了就業(yè)的“蓄水池”，使得城鎮(zhèn)失業(yè)在中國并不像西方國家那樣會對經(jīng)濟產(chǎn)生重大的影響。但隨著中國二元體制的一體化和經(jīng)濟市場化進程不斷加快，勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟的貢獻不斷減小，城鎮(zhèn)失業(yè)對經(jīng)濟增長的影響會逐漸加大。

因此，在到達劉易斯拐點之后，中國經(jīng)濟增長政策應該加大對城市就業(yè)的重視程度。中國目前是一個逐漸老齡化的發(fā)展中國家，縱使二胎政策的放開利好于老齡壓力的緩解，但要實現(xiàn)“保就業(yè)、促增長”的宏觀調(diào)控目標，必須要重視人力資本的投資，提高教育水平；還需要建立更全面的社會保障體系，完善養(yǎng)老保障體制；還可以通過延緩退休等政策增加勞動參與率。

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作者簡介：代毓成（1993-），男，漢族，吉林人，現(xiàn)在中國青年政治學院的經(jīng)濟管理學院就讀研究生（研究生二年級），世界經(jīng)濟專業(yè)，研究方向：宏觀經(jīng)濟與城鎮(zhèn)化。