奥肯定律在中国的验证
内容摘要：中国经济在改革开放的25中取得了较高的增长，这主要得益于社会主义市场经济的发展，而市场经济的必然结果是资源的优胜劣汰，随着经济从原来的粗放式的增长向集约式增长的转变，必然面对大量的隐形失业的显性化，失业人口增加，失业率上升，本文试图通过对隐形失业的估计来逼近真实的失业率，利用奥肯的分析方法，来得出失业率的变动同经济增长之间的关系，在验证奥肯定律在中国的实用情况下，对得出的结论提出一些政策性的建议。
关键词：奥肯定律 失业率
改革开放25年已来，中国经济取得了翻天覆地的变化，根据统计资料显示，国内生产总值年均增长率从改革前（1953-1978）的6.1%提高到改革期间（1979-1999）的9.6%，人均GDP增长率由4.0%提高到改革期间的8.2%，GDP连年保持较高的增长速度，市场得到了基本的构建，市场机制逐渐发挥了资源配置的基础性作用，国家的宏观经济调控体现出了较改革开放初期的高效性，国家通过财政政策和货币政策的杠杆作用对经济进行一种反衰退的调控，取得了经济的持续的高增长，尽管在改革开放以后出现了几次经济大的波动，物价上涨的比较高，或者出现有些学者说的市场经济所固有的经济过剩，但是在宏观调控下，经济的增长的大环境不会发生改变。随着市场经济的冲击，国有企业面临国企改革，大量工人下岗，还有加上农村剩余劳动力从土地中脱离出来， 加入城市的就业大军的行列，这个无疑在经济增长的同时加大了对就业的压力，本文就是基于这种随着经济的增长而失业率上升的表面现象入手，通过对中国失业率的研究，运用奥肯的研究方法，得出经济增长与失业的关系，以期对政策的制定能够提供一定的理论依据。
一：奥肯定律产生的历史背景以及与中国的比较
我们大家知道，奥肯定律是奥肯根据美国1947年第二季度至1960年第四季度数据得到的一个经验公式，他得出美国的GDP的增长率高于潜在GDP 每2.5个百分点，失业率将会下降一个百分点，其中得出的潜在的GDP增长是3%，潜在失业率（自然失业率）是4%，此处潜在失业率是社会劳动力得到充分利用的失业率，即自然失业率，美国80年代和90年代的数据很好地证明了该经验公式的正确性，结合我过的具体国情，我们就不禁要问奥肯定律得出的GDP的增长与失业率的减少的高度相关性在中国是否成立，要分析该问题，就有必要对美国的经济背景有一个了解，相应的其与中国经济背景的差别，在满足奥肯定律的前提条件上存在的差异。
美国的经济背景：
1：高度的市场化。美国的市场经济发展有200多年的历史，市场的结构发展的非常完善，市场配置资源的作用能够得到充分的发挥，对信息的吸收处理能力非常迅速，市场的反映机制非常灵敏，只要GDP的少许变动，都会通过市场机制很快地反映到要素的投入，进而影响劳动力的需求，改变就业状况，因此可以看出劳动力的就业状况与GDP的变动通过市场很密切地联系起来了，这一点也是奥肯定律必不可少的一个前提条件。
2：就业大部分集中在服务业，工业中新的产业对劳动力发吸收与旧的或者被淘汰的和由于资本的有机构成增加而对劳动力的排斥大致相当，工业中的就业量基本保持稳定，农业的就业人口由于高新技术的更加广泛的运用，总体上是下降的趋势，第三产业发挥了蓄水池的作用，目前第三产业创造了超过70%的GDP。同时由于第三产业科技含量较第二产业底，资本的有机构成不高，因此在对经济的贡献中劳动力所占的比重相对较大，经济的增长在很大一部分体现在劳动力的就业的增加，这也体现出了GDP的增长与就业可能存在的高度的相关性。
3：国家有效的宏观调控。美国通过Keynes理论作为其宏观调控的理论依据，50-60年代 的反经济周期宏观调控理论，70年代的以货币学派为背景的理论，80年代供给学派为基础的理论，90年代的新Keynes理论，这些政策使失业率在很长一段时间内维持在较低的水平，特别是战后近四分之一个世纪的高增长，低失业的发展时期，当然也有70年代出现的滞长，即高失业与高通货膨胀并存，但是排除特殊时期，整个社会的失业率的平均水平可以视为自然失业率，奥肯也是这样估计的（这里必须有个前提条件就是失业率能够真正反映劳动力的就业情况）。
相比之下中国的经济环境与美国相差很大（其对我们运用奥肯定律分析方法以至于结论的成立性影响很大），具体体现在以下几个方面：
1：虽然实行了社会主义市场经济，但是目前市场发育的还很不完善。中国改革开放所提的目标是用将近20年多一点是时间建立市场经济，用10年的时间来完善市场，我们现在改革开放过去了25年，市场的构建已经基本完成，但是市场还很不完善，主要体现在政府对市场的过多的干预，影响市场配置资源的作用，使市场不能够很好的吸收和吐出，比如说在国有企业，就体现在将过多的金融资源通过行政干预将其流向这些企业，使其维持生存，达到解决就业和保持国有资产保值增值的目的，还有通过严格的户籍制度将农民索附在土地上，限制其自由流动等。这种政府对市场的干预最直接的后果就是经济的增长与失业率有所脱节，也就是中间环节反映失灵，在奥肯定律的运用中就体现在GDP的增长率与显性失业率的变化不显著相关。
2：存在大量的隐形失业。我过是一个农业大国，在13亿人口中大约有9亿农民，而在失业率的官方统计中将这9亿农民完全排除在外，认为其完全就业，这在数据的统计中是明显不合理的。根据有些学者的研究我国的农村失业人口2亿以上（注3），如果扣除农村的乡镇机构就业和农村流向城市的就业，农业过剩人口近1.5亿。在国有企业中下岗人口从1993年的300万到1997年的1150万，1998年的1650万，1999年超过2000万，可见国有企业普遍存在富余人员，而将这一部分考虑在就业的范围也明显具有不合理性。
3：我国还正在经历工业化的初期阶段，第二产业中资本的有机构成大幅度提高使就业人口减少，但是基于新的行业的产生吸收新的就业，最终两相抵，第二产业的就业人口也体现出产业发展的规律，即农业劳动人口向第二产业转移，但是在一定时期会趋于稳定。相应的服务业在GDP中所占的比重相对较小，大约在
30%左右，服务业没有很好地发挥蓄水池的作用。
根据以上的我国的国情的分析，我们可以看出奥肯定律在我国的验证不是简单的用GDP的增长与现有的失业率进行回归，而应该是将失业率进行一定的修正，然后在运用该分析方法看其结论是否成立。
二．奥肯定律的基本介绍以及我国学者的观点
1：奥肯定律。
奥肯定律是奥肯为了测量潜在的产出额而提出的一种方法，他是想通过对由于失业的产生而给经济带来的损失的估计，然后在加上实际的产量水平来得出，因此奥肯定律可以用来反映GDP对失业的影响。奥肯定律有两个修正的表达式：(1)实际GDP相对于潜在GDP的增长率与失业率相对于潜在失业率的增量的关系，其表达式是，其中是自然失业率，是潜在的产出水平。（2）为了避免潜在GDP失业率的估计误差，而将奥肯定律修改成GDP连续高于一个增长率（因此在模型中应该设常数项）的部分与失业率的变化部分的关系，模型设定为：，其中u是第t 年的失业率，为上一年的失业率，为第t 年的产出水平，表示GDP的增长率，即表示前文所提到的稳定的增长率。奥肯根据美国的数据得到的c值为-0.3，也就是说实际GDP的增长高于潜在GDP增长3个百分点，失业率就会下降一个百分点。
2：目前我国学者对该问题的观点。
我国学者对奥肯定律在我国的可行性持有两中观点，
一：认为奥肯定律在我过不适用，认为随着经济的增长，市场经济改革逐步深入，资本的有机构成不断提高，劳动对经济的增长的边际贡献率不短降低，经济的增长率与就业不存在显著的替代关系。
二：认为奥肯定律在中国同样适用，他们通过建立模型对我国的失业率进行估计测算，运用奥肯的研究方法得出我国的经济增长与就业增长之间的替代关系，这一方面大家可以参考附注
奥肯定律在我国的验证。
1：给出前提假设：<1>不考虑科学技术的进步 <2>将我国现有的人口分为乡村和城镇两大部分（以是否具有城镇户口为依据）。<3>假设农村转移到城市的人口能够完全实现就业。
2：失业率的求得。我国现在是失业率只有城镇登记失业率，这个失业率出除了政治上的价值以外，基本上没有任何经济上的价值，用它来衡量我国的失业情况很不准确，其中原因有四：一是由于农村的隐性失业没有被统计进来，二是城市内已经失业但是没有登记的人口，三是国有企业内部也存在隐性失业，四是国有的下岗职工由于有社会低保也没有被统计进来。因此用我国城镇登记失业率来估计奥肯定律具有一定的偏差，这一点很多文章已经有所研究。下面注重如何对我国的失业率进行估计，本文对失业的估计通过以下两个方面进行：
（其中农村劳动力不具有城市户口的总人数，城镇总人口是具有城市户口的劳动力人数。该图形的目的只是说明大的分块，没有任何数据比例的内容）
2.1：对农村隐性失业的估计。我们对农村失业人口的描述通过对就业人口的求得而得到，在对就业人口的求解中我们通过用总的播种面积处以人均播种面积得到，表达式是：
其中乡村其他就业我们包括乡镇企业，私人企业，个体就业
其中人均播种面积我们取
obs 农业播种面积 乡村总劳动人口 农业就业人口 失业人口
1985 143626.0 37065 14463.85 16641.15
1986 144204.0 37990 14522.05 16689.95
1987 144957.0 39000 14597.89 17016.11
1988 144869.0 40067 14589.02 17607.98
1989 146554.0 40939 14758.71 18411.29
1990 148362.0 47708 14940.79 19108.21
1991 149586.0 48026 15064.05 19811.95
1992 149007.0 48291 15005.74 19763.26
1993 147741.0 48546 14878.25 19087.75
1994 148241.0 48802 14928.60 18457.40
1995 149879.0 49025 15093.55 17924.45
1996 152381.0 49028 15345.52 19474.48
1997 153969.0 49039 15505.44 19334.56
1998 155706.0 49021 15680.36 19496.64
1999 156373.0 8982 15747.53 20020.47
2000 156300.0 48934 15740.18 20302.82
2001 155708.0 49085 15680.56 20832.44
数据来源《中国统计年鉴2002》。 由于从1978年到1984年的农村耕地面积与1985年以后的统计值相差太大，故省略。
2.2：城市失业人口的估计。
我们对城市失业的估计中关键是对国有企业的隐性失业的估计，根据各位经济学者通过各种方法估计到城市隐性失业在１５％——２０％，因此我们对城市失业的估计采用以下的公式：
因为国有企业的下岗职工受国家的低保，应该统计在国有企业职工中，因此分析下岗与否没有实质的意义。我们在对这一部分中分别采用15%和20%两种情况，通过对数据的收集计算得到：
obs 国有企业职工 城市登记失业率 按15%计算的国有企业隐性失业 按15%计算的城市失业 按20%计算的国有企业隐性失业 按20%计算的城市失业
1985 12808.00 239.0000 1921.200 2160.200 2561.600 2800.600
1986 13293.00 264.0000 1993.950 2257.950 2658.600 2922.600
1987 13784.00 277.0000 2067.600 2344.600 2756.800 3033.800
1988 14267.00 296.0000 2140.050 2436.050 2853.400 3149.400
1989 14390.00 378.0000 2158.500 2536.500 2878.000 3256.000
1990 17041.00 574.0000 2556.150 3130.150 3408.200 3982.200
1991 17465.00 600.0000 2619.750 3219.750 3493.000 4093.000
1992 17861.00 630.0000 2679.150 3309.150 3572.200 4202.200
1993 18262.00 660.0000 2739.300 3399.300 3652.400 4312.400
1994 18653.00 680.0000 2797.950 3477.950 3730.600 4410.600
1995 19040.00 790.0000 2856.000 3646.000 3808.000 4598.000
1996 19922.00 815.0000 2988.300 3803.300 3984.400 4799.400
1997 20781.00 980.0000 3117.150 4097.150 4156.200 5136.200
1998 21616.00 1450.000 3242.400 4692.400 4323.200 5773.200
1999 22412.00 1397.000 3361.800 4758.800 4482.400 5879.400
2000 23151.00 1907.000 3472.650 5379.650 4630.200 6537.200
2001 23940.00 1407.000 3591.000 4998.000 4788.000 6195.000
数据来源《中国统计年鉴2002》
2.3:总的失业率。
obs 按15%计算的城市失业 按20%计算的城市失业 按15%计算的总失业人口 按20%计算的总失业 经济活动人口 农村失业人口 失业率U1（15%的情况） 失业率U2（按20%的情况）
1985 2160.200 2800.600 18801.35 19441.75 50112.00 16641.15 0.375187 0.387966
1986 2257.950 2922.600 18947.90 19612.55 51546.00 16689.95 0.367592 0.380486
1987 2344.600 3033.800 19360.71 20049.91 53060.00 17016.11 0.364883 0.377872
1988 2436.050 3149.400 20044.03 20757.38 54630.00 17607.98 0.366905 0.379963
1989 2536.500 3256.000 20947.79 21667.29 55707.00 18411.29 0.376035 0.388951
1990 3130.150 3982.200 22238.36 23090.41 65323.00 19108.21 0.340437 0.353481
1991 3219.750 4093.000 23031.70 23904.95 66091.00 19811.95 0.348485 0.361698
1992 3309.150 4202.200 23072.41 23965.46 66782.00 19763.26 0.345488 0.358861
1993 3399.300 4312.400 22487.05 23400.15 67468.00 19087.75 0.333299 0.346833
1994 3477.950 4410.600 21935.35 22868.00 68135.00 18457.40 0.321940 0.335628
1995 3646.000 4598.000 21570.45 22522.45 68855.00 17924.45 0.313274 0.327100
1996 3803.300 4799.400 23277.78 24273.88 69765.00 19474.48 0.333660 0.347938
1997 4097.150 5136.200 23431.71 24470.76 70800.00 19334.56 0.330956 0.345632
1998 4692.400 5773.200 24189.04 25269.84 72087.00 19496.64 0.335553 0.350546
1999 4758.800 5879.400 24779.27 25899.87 72791.00 20020.47 0.340417 0.355811
2000 5379.650 6537.200 25682.47 26840.02 73992.00 20302.82 0.347098 0.362742
2001 4998.000 6195.000 25830.44 27027.44 74432.00 20832.44 0.347034 0.363116
（3）奥肯定律的回归验证。
obs 实际产出水平 失业率U1（15%的情况） 失业率U2（按20%的情况） （在U1情况下） （在U2情况下）
1985 8964.400 0.135 0.375187 0.387966 NA NA
1986 10202.20 0.088 0.367592 0.380486 -0.007595 -0.007480
1987 11962.50 0.116 0.364883 0.377872 -0.002709 -0.002614
1988 14928.30 0.113 0.366905 0.379963 0.002022 0.002091
1989 16909.20 0.041 0.376035 0.388951 0.009130 0.008988
1990 18547.90 0.038 0.340437 0.353481 -0.035598 -0.035470
1991 21617.80 0.092 0.348485 0.361698 0.008048 0.008217
1992 26638.10 0.142 0.345488 0.358861 -0.002996 -0.002836
1993 34634.40 0.135 0.333299 0.346833 -0.012189 -0.012028
1994 46759.40 0.126 0.321940 0.335628 -0.011360 -0.011206
1995 58478.10 0.105 0.313274 0.327100 -0.008666 -0.008528
1996 67884.60 0.096 0.333660 0.347938 0.020386 0.020838
1997 74462.60 0.088 0.330956 0.345632 -0.002704 -0.002306
1998 78345.20 0.078097 0.335553 0.350546 0.004597 0.004914
1999 82067.50 0.071409 0.340417 0.355811 0.004863 0.005265
2000 89442.20 0.079521 0.347098 0.362742 0.006681 0.006931
2001 95933.30 0.073 0.347034 0.363116 -6.39E-05 0.000374
对估计的失业率的经济意义上的一些分析：
一：有的学者通过其他方法对九五时期末（2000年）的失业率的估计为28%左右，此时他只是考虑了城市中已经显现出来的失业人口，我认为城市同农村一样同样有大量的隐性失业，如果加入这一部分的失业人口（2000万左右），大约在35%左右是合理的。
二：我们可以通过以上的数据可以观察到1994年以前失业率是呈现下降的趋势，而相反的是在1994年以后呈现上升的趋势，这正好与我国在软着陆以前的粗放式增长，而软着陆以后由于市场的萎缩，很多企业从以前的那一种追求数量的增加转变到追求质量和效率的提高，体现为一种节约式的增长。
具体回归情况：
在采用U1的情况：
Dependent Variable: U
Method: Least Squares
Date: 12/27/04 Time: 14:18
Sample(adjusted): 1986 2001
Included observations: 16 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.003212 0.006604 0.486350 0.6342
Y -0.030515 0.035693 -0.854937 0.4070
R-squared 0.049618 Mean dependent var -0.001760
Adjusted R-squared -0.018267 S.D. dependent var 0.012407
S.E. of regression 0.012520 Akaike info criterion -5.806572
Sum squared resid 0.002194 Schwarz criterion -5.709998
Log likelihood 48.45258 F-statistic 0.730917
Durbin-Watson stat 2.663123 Prob(F-statistic) 0.406979
回归方程为：
t=（0.6342） （0.4070） F=0.730917 0.049618
DW=2.663123
在采用U2的情况：
Dependent Variable: U
Method: Least Squares
Date: 12/27/04 Time: 14:22
Sample(adjusted): 1986 2001
Included observations: 16 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.003540 0.006620 0.534776 0.6012
Y -0.031265 0.035782 -0.873756 0.3970
R-squared 0.051712 Mean dependent var -0.001553
Adjusted R-squared -0.016023 S.D. dependent var 0.012451
S.E. of regression 0.012551 Akaike info criterion -5.801591
Sum squared resid 0.002205 Schwarz criterion -5.705018
Log likelihood 48.41273 F-statistic 0.763450
Durbin-Watson stat 2.648542 Prob(F-statistic) 0.396992
回归方程为：
t=（0.6212） （0.3970） F=0.763450 0.051712
DW=2.648542
(4)奥肯定律的回归结果的分析。
根据上面的两个模型我们可以看出失业率的改变与产出的增长率呈负相关，但是从个别数据的统计结果来看不是很理想，两个回归模型都不能够通过统计上的检验，回归的拟和效果非常不显著，我们分析可能存在以下的原因：
1）失业率的估计不够准确，由于假设条件和模型的设定存在问题而导致的失业率与真实的失业率存在偏差，但是从我们对我国当前的失业情况的分析，我们认为我们估计的35%左右的失业率具有一定的经济价值，并且基于已有的学者对奥肯定律在中国不成立的观点支撑下，我们排除了该种情况的可能。
2）经济增长率与失业率在我国的具体国情的情况下本身就不存在一种替代关系即上面我国学者的观点中的第一种观点。我们采用后一种观点，因为我们认为这种经济增长与失业率的替代关系的偏离主要是由于随着经济的发展，科学技术的广泛运用，资本的有机构成普遍提高，国民经济的增长主要依靠资本密集型和技术密集型产业的发展，劳动对经济的增长的边际贡献率下降。对于此点我们做如下的分析：
（1）资本与经济增长密切相关，经济的增长依赖于资本的增长，资本对经济的边际贡献在提高，我们把此种情况称为资本有机构成的升级。
G1表示GDP的增长率，B1表示资本存量的变化率，从图中我们可以看出两者之间存在高度的相关性，其中资本的变化要先于GDP的改变，说明经济在增长受资本存量的影响非常显著。根据一些学者所做的研究可以看出，我国GDP增长率在1979——1999年平均增长9.60%，资本的边际贡献率为5.1%，劳动为0.81%，其中1979——1990年GDP增长为9%，资本贡献率为4.58%，劳动为0.99%，1991——1999年资本的边际贡献率上升为5.45%，劳动则下降为0.48%，下将幅度相当大，这个明显区别于人力资本的贡献增加的情况，这同时还说明随着资本的深化，对劳动力的需求也在下降。
（2）经济增长中生产率的作用在加强，伴随该过程的必然是结构性失业的增加和劳动利用效率的提高，对劳动需求的减少。根据有关统计结果生产率在1979——1999年对经济的贡献是1.46个百分点，其中1979——1990年为1.34，1991——1999年上升为1.77，生产率的提高在经济的增长中有越来越重要的作用，，我国现在的生产率增长基本上保持在3%左右，由生产率的增加对经济增长的贡献将是1.77个百分点以上，可以得出生产率的弹性值为0.6左右，均高于资本，劳动力的弹性值。
（3）第三产业根本没有发挥蓄水池的作用。
三、政策分析和建议
1：为了解决我国的就业困境，我们应该更加注重劳动密集型产业的发展，应该多给这些企业一些扶持等措施。
2：从发展经济学的观点出发，经济发展不同于经济的增长，我们政策的目标不应该只重视GDP的增长，而应该全面考虑，应该是经济的综合的全面发展。
3：努力使第三产业得到发展，通过第三产业对劳动力的吞吐作用，更好的解决就业问题。
注：
1：王小鲁 樊纲《中国经济增长的可持续性---跨世纪的回顾与展望》 经济科学出版社 2000年12月 P1
2：参见刘诗白《中国经济过剩运行研究》西南财经大学出版社2000
3：王小鲁 樊纲《中国经济增长的可持续性---跨世纪的回顾与展望》 经济科学出版社 2000年12月 P417
4：吴宏洛 《奥肯定律变异发分析与解释——对经济增长与就业增长关系的思考》 福建教育学院学报二○○二年第四期
扬富荣 《奥肯定律在中国的失效即其对策》金融论坛2004年第7期
5：邹薇 《中国经济对奥肯定律的偏离与失业问题研究》一文 《世界经济》 2003.6
6：邹薇 《中国经济对奥肯定律的偏离与失业问题研究》一文 《世界经济》 2003.6
7：参考 孟昕 白南生 《结构变动：中国农村劳动力的转移》第208—216页 浙
江人民出版社 1988 书中先是根据实际的统计情况得到江西，安徽，河南三省的人均耕种能力7.7亩/人，然后在在此基础上根据全国的生产力与三省的平均生产力比较，复种指数的比较进行一种修正而得到全国的水平为9.93亩/人
8：袁志刚 《失业经济学》 上海人民出版社 1997年9月 P60
“中国国家科委从1985年起对全国上千家国有企业的抽样调查显示，沟有企业职工平均每周投入的实际工时是40.64小时，仅占制度工时（48小时）的84.7%，有效工时为19.2——28.8小时仅占旧制度工时的40——60%，按新制度工时计算，有效工时占新制度工时（40小时）的48%——72%”。根据这些计算可以得到沟有企业是隐性失业占城市登记失业的18%，同时文章也指出用其他方式测得的隐性失业率也在15%——20%。
9：王小鲁 樊纲《中国经济增长的可持续性---跨世纪的回顾与展望》 经济科学出版社 2000年12月 P414表11-2
10：王小鲁 樊纲《中国经济增长的可持续性---跨世纪的回顾与展望》 经济科学出版社 2000年12月 P46
11：同上