本文關鍵詞：中國經(jīng)濟對奧肯定律的偏離與失業(yè)問題研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

圖41980~1996產(chǎn)量缺口趨勢圖；20151050-5-101980；198219841986198819901992；圖51981-1996；年失業(yè)率偏離與產(chǎn)量缺口的關系；圖61980-1996年失業(yè)率變化率與GDP增長；-1.2；-1；-0.8；-0.6；-0.4；-0.2；0.2；0.4；0.6；0.8我國經(jīng)濟增長中資源長期得不到有效配置的滯后；圖

圖4 1980~1996產(chǎn)量缺口趨勢圖

20151050-5-101980

19821984198619881990199219941996

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圖5 1981-1996

年失業(yè)率偏離與產(chǎn)量缺口的關系

圖6 1980-1996年失業(yè)率變化率與GDP增長率關系圖

-1.2

-1

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.2

0.4

0.6

0.8我國經(jīng)濟增長中資源長期得不到有效配置的滯后效應，另一方面反映了當時盡管增長速度不低，但效率水平不高的狀況。1987-1990年經(jīng)濟增長連續(xù)出現(xiàn)正缺口，原因是城市中國有企業(yè)承包制改革初步取得成效，而且在這些年間出現(xiàn)了較強的投資過熱和通貨膨脹現(xiàn)象。1991-1993年，國民生產(chǎn)再度低于潛在產(chǎn)出額，這是1989、1990年增長減速（1989年經(jīng)濟增長率為4.2%，比上年減少6.9%）和從緊的宏觀經(jīng)濟政策造成的滯后效應。1992年底南巡講話后，增長率回升，產(chǎn)出水平逐漸恢復到潛在水平以上。

圖5反映的是1981-1996年失業(yè)率偏離與產(chǎn)出缺口之間關系，橫軸為失業(yè)率偏離，縱軸為產(chǎn)出缺口（均以%計）。從中可見，代表各年度經(jīng)濟情況的點成離散型不規(guī)則分布，而且在失業(yè)率高于或低于自然失業(yè)率時，產(chǎn)出正缺口和負缺口的情況都存在。整個圖形主要分布在產(chǎn)出為負缺口且失業(yè)率低于u*的區(qū)域（第3象限），以及產(chǎn)出為正缺口且失業(yè)率高于u*的區(qū)域（第1象限）。根據(jù)奧肯定律，適合其標準模型的結果應是，在失業(yè)率大于自然失業(yè)率時GNP缺口為負、失業(yè)率小于自然失業(yè)率時GNP缺口為正。顯然，圖5的分析表明中國經(jīng)濟并不適合于奧肯定律。從數(shù)學的角度分析，我們得到：

GNP: u-u*=1.2337*[(Y-Yp)/Yp+1.0071] R=0.1934 GDP: u-u*=1.2080*[(Y-Yp)/Yp+0.9850] R=0.1893

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R的值還不到0.2，說明u-u*與(Y-Yp)/Yp之間并無顯著線性相關關系，即失業(yè)率對自然失業(yè)率的偏離與產(chǎn)量缺口之間并無顯著線性相關關系。系數(shù)α>0，說明當產(chǎn)量缺口大于0 時失業(yè)率大于自然失業(yè)率，反之亦然。這一分析結果與對圖形的分析是吻合的，但是與奧肯定律卻是背離的。

圖6反映的是失業(yè)率變化率GNP增長率之間的關系，橫軸和縱軸分別為失業(yè)率變化率和GNP 增長率。從中可見，代表各年經(jīng)濟情況的點同樣呈不規(guī)則分布，兩個象限中的點不僅沒有多少相關性，反而呈蝴蝶狀不對稱分布。奧肯模型顯示，，當Δu>0時產(chǎn)出增長率應當下降而當Δu<0時產(chǎn)出增長率應當上升，亦即第二象限的點要普遍高于第一象限的點。圖6很明顯地不符合奧肯定律�；貧w分析所得的擬合結果為：

GNP: Δu=1.1404*[（Y-Y-1）/ Y-1-9.9136] R=0.1191 GDP: Δu=0.9787*[（Y-Y-1）/ Y-1-9.8031] R=0.2301

R的數(shù)值說明Δu與（Y-Y-1）/ Y-1之間并無相關關系，系數(shù)α>0說明（Y-Y-1）/ Y-1>9.9%時Δu也大于0，（Y-Y-1）/ Y-1<9.9%時Δu也小于0。與前一種方法相同，該回歸結果符合對圖形的分析卻不符合奧肯定律。

三、中國經(jīng)濟奧肯模型的校正

中國經(jīng)濟統(tǒng)計資料與奧肯定律的背離提出了以下幾個問題：奧肯定律是否適合于分析中國經(jīng)濟？什么原因造成上述的顯著偏離？

對前一問題的回答是肯定的。因為如前所述，奧肯定律的條件就是將失業(yè)率作為一個變量，來代表由于資源閑置而對產(chǎn)出額產(chǎn)生的一切影響。作為人口大國，中國擁有巨大的勞動力存量，勞動力資源的利用程度（反映為失業(yè)率）無疑對經(jīng)濟增長具有顯著影響；反過來，增長率的高低也對失業(yè)率構成顯著影響。換言之，中國經(jīng)濟應該是符合奧肯定律的�？墒菫槭裁磿霈F(xiàn)前面所述的偏離呢？

一個重要原因在于失業(yè)率統(tǒng)計指針的不完善性。長期以來，我國奉行“低工資、高就業(yè)”的政策，失業(yè)率一直控制在可忽略的水平。不僅如此，我國長期使用待業(yè)率指針，直到1989年后才逐步與國際接軌，開始使用失業(yè)率。城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員指有非農業(yè)戶口，在一定勞動年齡內，有勞動能力，無業(yè)而有就業(yè)愿望，并在當?shù)鼐蜆I(yè)機構登記求職的人員。城鎮(zhèn)登記失業(yè)率指登記失業(yè)人數(shù)與從業(yè)人數(shù)和登記失業(yè)人數(shù)之和的比值。計算公式為：城鎮(zhèn)登記失業(yè)率=登記失業(yè)人數(shù)/（從業(yè)人數(shù)+登記失業(yè)人數(shù)）*100%。中國的失業(yè)率統(tǒng)計面臨以下問題：1）失業(yè)統(tǒng)計反映不全面，不涉及農村人口。農村人口中隱性或半公開失業(yè)在全國占相當大的比重，這從大量流入城市的“民工潮”中可見一斑，然而卻沒有列入統(tǒng)計中。2）失業(yè)年齡上限為男50歲、女45歲，比實際退休年齡小10歲。這使得失業(yè)率統(tǒng)計值與實際值存在很大偏差。3）我國失業(yè)人數(shù)以年末最后一天的人數(shù)計算，是時點指針。而在理論上，應該以一段時間內的失業(yè)人數(shù)統(tǒng)計，即采用時期指針。4）國際通用的失業(yè)率為月度統(tǒng)計值，而我國采用的是年度統(tǒng)計值。5）國際上通用調查失業(yè)率，而我國采用的是登記失業(yè)率。由于種種原因，失業(yè)后到有關部門登記的人數(shù)與失業(yè)人數(shù)之間有頗大的出入。6）無法統(tǒng)計大量的隱性失業(yè)。長期以來，國有企業(yè)中“三個人的活五個人干”造成了大量隱性失業(yè)。近年來出現(xiàn)了許多只得到生活補助、且實際上沒有工作的下崗人員。他們都未被有效地加以統(tǒng)計。可見，中國失業(yè)統(tǒng)計的方法與指針已經(jīng)與現(xiàn)在的經(jīng)濟發(fā)展相脫節(jié)。

要彌補失業(yè)統(tǒng)計的不足，最直接的方法就是估算出隱性失業(yè)率。失業(yè)率=1-就業(yè)率，即通過計算就業(yè)率而得出失業(yè)率。但是由于不同行業(yè)在自然資源的配置和所用技術上存在很大差距，以及對自愿失業(yè)人口難以統(tǒng)計，這一方法基本上不可行。本文所使用的方法是依據(jù)三次產(chǎn)業(yè)的劃分分別計算。農業(yè)為第一產(chǎn)業(yè)。農業(yè)總產(chǎn)值的計算方法通常是按農林牧漁業(yè)產(chǎn)品及其副產(chǎn)品的產(chǎn)量分別乘以各自單位產(chǎn)品價格求得；少數(shù)生產(chǎn)周期較長，當年沒有產(chǎn)品或產(chǎn)品產(chǎn)量不易統(tǒng)計的，則采用間接方法匡算其產(chǎn)值。工業(yè)、建筑業(yè)為第二產(chǎn)業(yè)。工業(yè)指從事自然資源的開采，對采掘品和農產(chǎn)品進行加工和再加工的物質生產(chǎn)部門。1984年以前鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值歸屬農業(yè)，1984年以后劃歸工業(yè)。商業(yè)、服務業(yè)、交通運輸業(yè)為第三產(chǎn)業(yè)。在業(yè)（就業(yè)）人口

8

指十五周歲以上人口中從事一定的社會勞動并取得勞動報酬或經(jīng)營收入的人口。在計算中我們使用了一個新的指針：就業(yè)人口指數(shù)L，即以1978年的各行業(yè)就業(yè)人口數(shù)為基數(shù)100，計算出各年度相對就業(yè)人口數(shù)LK：1

L=LK當年/LK1978*100% 我們有方程式：

100*（1-u%）*Δy=100 （5） L*（1-u?%）*Δy?=y? （6）

u為1978年失業(yè)率；u?為當年失業(yè)率；100為1978年行業(yè)產(chǎn)出額指數(shù)；y?為當年行業(yè)產(chǎn)出額指數(shù)；Δy為1978年每人單位產(chǎn)量；Δy?為當年每人單位產(chǎn)量。

為了得到就業(yè)指數(shù)和失業(yè)率，假設Δy=Δy?，代入（5）和（6），聯(lián)立得： L*（1-u?%）/（1-u%）= y? （7） u?%/（1-u%）= y?/L （8） u?%=1- （y?/L）*（1-u%） （9） 這樣我們就得到了當年的行業(yè)失業(yè)率。

為建立奧肯模型，我們使用失業(yè)率對自然失業(yè)率的偏離?u?u?u?1，據(jù)（9）得： ?u?(y?1/L?1?y/L)?(1?u%)??a((y?y?1)/y?1??/a) (10)

'

'

其中u%為1978年的失業(yè)率，是常數(shù)。y?與y?-1，L-1與L都是統(tǒng)計資料，已知。因此可以求得α與β/α的擬合值。由于（1-u%）是常數(shù)，在下文使用的統(tǒng)計資料失業(yè)率的變化率中，我們將不一一乘以這一常數(shù)，表中所列直接為（y?-1/L-1-y?/L）的值。

這種計算方法的假設前提如下：

1．失業(yè)率作為一個指針代表所有資源閑置給產(chǎn)出量帶來的影響；

2．在充分就業(yè)前提下，人均單位產(chǎn)量與1978年相比無變化(此假定尚待修正)； 3．以1978年的統(tǒng)計指針為基數(shù)，定為100；

4．假設已知1978年的失業(yè)率，其中包括隱性失業(yè)率；

5．要注意公式（10）所得的失業(yè)率的變化率為隱性失業(yè)的變化率，因為各行業(yè)的就業(yè)人口是剔除了顯性失業(yè)人口的。由于我國的隱性失業(yè)率已高于顯性失業(yè)率，而且隱性失業(yè)問題在我國十分突出。所以在此集中考慮隱性失業(yè)。

表3、表4和圖7給出了計算結果。從表3和圖7可見，農業(yè)產(chǎn)值呈較大波動，以1985年為界，指數(shù)明顯降低。1980-85年第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)量指數(shù)最高，而90年代后產(chǎn)量指數(shù)以第二產(chǎn)業(yè)為最。而由表3，我們看到第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口指數(shù)增長速度最快，1980年為113.12，到了1995年達309.20，增長了近三倍。第二產(chǎn)業(yè)中就業(yè)指數(shù)緩慢攀生，而第一產(chǎn)業(yè)的人口指數(shù)在105-125的幅度內起伏。

根據(jù)表4，奧肯模型的擬合結果為：

設顯著性水平為α=0.05 t0.025?2.1448;F0.05?4.6 第一產(chǎn)業(yè)：Δu= -1.95[(y-y-1)/y-1-1.9086]*(1-u1%)

表3 產(chǎn)量指數(shù)、就業(yè)人口數(shù)和就業(yè)人口指數(shù)*

1

以上各定義來自中國統(tǒng)計局、中國統(tǒng)計信息網(wǎng) 2001年3月23日

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*1980~1984年產(chǎn)量指針、就業(yè)人數(shù)摘自《中國統(tǒng)計年鑒》，1991 1985~1995年產(chǎn)量指針、就業(yè)人數(shù)摘自《中國統(tǒng)計年鑒》，1996

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