失業(yè)率對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響

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1、失業(yè)率對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響 [摘要] 近年來，中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長，但失業(yè)率也在同步增長。這明顯是違背“奧肯定律”的。下面我們對GDP與失業(yè)率進(jìn)行回歸分析，找出中國失業(yè)率與國內(nèi)生產(chǎn)總值的真實(shí)關(guān)系，為探索降低失業(yè)率、提高國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的最佳道路提供理論依據(jù)。 [關(guān)鍵詞] 失業(yè)率、國內(nèi)生產(chǎn)總值、奧肯定律 一、 問題的提出 美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家奧肯（Okun，A），在擔(dān)任約翰遜總統(tǒng)時期的經(jīng)濟(jì)顧問委員會主席時，為了使總統(tǒng)、國會和公眾相信，如果把失業(yè)率從7%降到4%，會使全國經(jīng)濟(jì)收益匪淺，便根據(jù)美國55個季度（1947—1960年）的失業(yè)率和實(shí)際GNP的變化資料，通過簡單的回歸

2、方程，估算出當(dāng)失業(yè)率超過自然失業(yè)率水平（4%）時，失業(yè)率每增加1%，實(shí)際GDP將損失3%。其方程式為:Y=1-3X。式中Y為實(shí)際GNP的變化率（%），X為失業(yè)率的季度變化率（%）。結(jié)果產(chǎn)生了著名的“奧肯定律”。 近年來，中國城鎮(zhèn)登記失業(yè)率一直處于小幅攀升態(tài)勢。1999年到2000年，失業(yè)率一直保持在3。1%左右，2001年升至3。6%，2002年升至3。6%，2002年底為4%，2003年一季度末為4。1%，全年目標(biāo)控制在4。5%。就業(yè)與失業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的重新界定會在一定程度上影響失業(yè)率。據(jù)《人民日報》報道，勞動和社會保障部對就業(yè)與失業(yè)的概念作了重新界定，按照新的標(biāo)準(zhǔn)，“失業(yè)人員”指男在16—60歲

3、、女在16—55歲的法定勞動年齡內(nèi)、有工作能力，無業(yè)、要求就業(yè)而未能就業(yè)的人員。雖然從事一定社會勞動，但勞動報酬低于當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的，視同失業(yè)。 反觀中國的GDP，卻一直呈穩(wěn)定的上升趨勢，自從1978年改革開放以來，經(jīng)濟(jì)一直保持較高速度的增長，年平均增長率達(dá)到9。4%，但就業(yè)并沒有相應(yīng)的增長。下表我們列出了中國自1978年以來的GDP與失業(yè)率（城鎮(zhèn)登記失業(yè)率）。 表一： 年份 GDP（億元） 城鎮(zhèn)失業(yè)率（%） 1978 3624.1 5.3 1979 3899.5 5.4 1980 4517.8 4.9 1981 4752.7 3.8 19

4、82 5185.2 3.2 1983 5750.4 2.3 1984 6624.5 1.9 1985 8964.4 1.8 1986 10202.2 2.0 1987 11962.5 2.0 1988 14928.3 2.0 1989 16909.2 2.6 1990 18547.9 2.5 1991 21617.8 2.3 1992 26638.1 2.3 1993 34634.4 2.6 1994 46759.4 2.8 1995 58478.1 2.9 1996 67884.6 3.0 1997

5、74462.6 3.1 1998 78345.2 3.1 1999 82067.5 3.1 2000 89468. 1 3.1 2001 97314.8 3.6 2002 104790.6 4.0 資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》 從表中可以看到，中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長，但失業(yè)率也在同步增長。這明顯是違背“奧肯定律”的。下面我們對GDP與失業(yè)率進(jìn)行回歸分析。設(shè)方程為Δu=-AX+B(其中Δu為失業(yè)率的變化，即Δu=，X為GDP增長率，用百分?jǐn)?shù)表示，X=。用表一中的數(shù)據(jù)回歸得： Dependent Variable: DU Method: Least Square

6、s Date: 11/30/04 Time: 20:51 Sample(adjusted): 1979 2002 Included observations: 24 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.001934 0.001649 -1.172521 0.2535 DY 0.009051 0.009281 0.975267 0.3400 R-squared 0.041442 Mean dependent var

7、 -0.000542 Adjusted R-squared -0.002129 S.D. dependent var 0.004043 S。E。 of regression 0.004047 Akaike info criterion -8.101868 Sum squared resid 0.000360 Schwarz criterion -8.003697 Log likelihood 99.22241 F-statistic 0.951146 Durbin-Watson stat 0.803347 Prob

8、(F-statistic) 0.340030 由回歸分析的結(jié)果可見，GDP的變化與失業(yè)率的變化無顯著相關(guān)關(guān)系，且DY的系數(shù)為正值，與奧肯定律相悖。下面的散點(diǎn)圖也印證了這一說法。 就中國的具體情況而言，怎樣對這一悖論作出合理的解釋，下面將依據(jù)中國的實(shí)際情況進(jìn)行探討。 二、理論綜述 對于中國經(jīng)濟(jì)增長率與失業(yè)率背離“奧肯定律”（即高增長與高失業(yè)并存的現(xiàn)狀），理論界具有代表性的解釋有： 1．從總量方面考察投入變化，來解釋這種背離。在具體分析上有兩種觀點(diǎn): A．勞動投入貢獻(xiàn)在GDP中下降，從而就業(yè)相應(yīng)下降，失業(yè)也就相應(yīng)增加。（湯光華1999）要素投入對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

9、在改革前后都是最大的，其次才是要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)（科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步）。在要素投入中，又是以資本的投入為主。資本的貢獻(xiàn)和要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)逐步提高，而勞動投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)逐漸減小。根據(jù)按要素分配理論，勞動投入貢獻(xiàn)率減小意味著失業(yè)的相對增加。 B．應(yīng)區(qū)分有效勞動投入和名義勞動投入。（龔玉泉，袁志剛2002）與我國經(jīng)濟(jì)增長相伴的是名義就業(yè)率的下降和有效就業(yè)量的上升。就業(yè)增長的質(zhì)量效應(yīng)大于數(shù)量效應(yīng)，從而使我國經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間呈現(xiàn)出不一致性。 2．強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整對就業(yè)的影響。主要觀點(diǎn)可以概括為：經(jīng)濟(jì)增長方式發(fā)生了變化，粗放型增長向集約型增長轉(zhuǎn)變，從而擠出了就業(yè)；就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

10、相對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)遲緩帶來結(jié)構(gòu)性失業(yè)，體制改革導(dǎo)致原本就存在的隱性失業(yè)凸顯出來。如王國榮（2001）中國經(jīng)濟(jì)增長與失業(yè)背離，其根源在很大程度上是體制性隱性失業(yè)顯性化與結(jié)構(gòu)性失業(yè)共同作用的結(jié)果；張本波（2002）認(rèn)為，我國20世紀(jì)90年代以來，經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長不一致的原因在于：經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的互動模式發(fā)生了根本性改變。而引起就業(yè)彈性模式改變的因素主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，宏觀制度變遷，市場化過程等。 我們認(rèn)為：導(dǎo)致高增長，低就業(yè)的原因主要是隱性失業(yè)的大量存在。目前我國國內(nèi)的就業(yè)登記制度不夠健全，我國目前實(shí)行的城鎮(zhèn)失業(yè)登記率，只能反映失業(yè)的局部情況，即只能反映登記者而不能反映未登記者，只能反映城鎮(zhèn)

11、而不能反映農(nóng)村，只能反映顯性失業(yè)而不能反映隱性失業(yè)。因此，失業(yè)比例并不顯得很高，容易導(dǎo)致盲目樂觀。據(jù)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者估計，我國的實(shí)際失業(yè)率可能已達(dá)15-20%。只要將隱性失業(yè)造成的影響排除掉，即找到一個真實(shí)的失業(yè)率，中國依然存在穩(wěn)定的“奧肯定律”。 我們的理論和其他學(xué)者的研究的不同之處：很多學(xué)者在用奧肯模型時，都是用經(jīng)濟(jì)增長率和失業(yè)率來做回歸，而我們是按照奧肯的原義，看失業(yè)的增長會造成實(shí)際GDP與潛在GDP的偏離有多大。 三、中國經(jīng)濟(jì)奧肯模型的校正 奧肯提出這一定律的出發(fā)點(diǎn)是為了測度“可能的產(chǎn)出額”（即在充分就業(yè)條件下整個經(jīng)濟(jì)所能生產(chǎn)出來的產(chǎn)出額），它確立在U=的基礎(chǔ)上?！皧W肯定律”即

12、代表由于U與的偏離造成產(chǎn)出額的損失（Y-Y）。所以“奧肯定律”標(biāo)準(zhǔn)模型為： U-U=-（Y-Y） （U為真實(shí)失業(yè)率） 造成中國城鎮(zhèn)失業(yè)率與GDP增長回歸不顯著的原因是多方面的，其中最主要的一個原因就是失業(yè)率的統(tǒng)計失真。在此我們用社會失業(yè)率來替代城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，并結(jié)合中國的實(shí)際情況對奧肯方程進(jìn)行了一定的改進(jìn)：用社會失業(yè)率代表失業(yè)率來與經(jīng)濟(jì)增長損失率做回歸，從而在一定程度上說明社會失業(yè)率對GDP增長造成的損失。數(shù)學(xué)模型為： U=A+B*Y （1-1） 其中：U為社會失業(yè)率 Y為經(jīng)濟(jì)增長損失率 A為自然失業(yè)率（即因勞動合理流動而導(dǎo)致的摩擦性失業(yè)）

13、 B為經(jīng)濟(jì)增長損失率的彈性系數(shù) 由（1-1）式整理得： Y=（1/B）*（U-A） 即社會失業(yè)率導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長損失的數(shù)學(xué)模型。我們將從這個模型出發(fā)，定量地研究社會失業(yè)率對中國經(jīng)濟(jì)增長率造成的損失。 （一）社會失業(yè)率的界定 目前，我國統(tǒng)計的失業(yè)率是城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，但城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來代替中國整體的失業(yè)率明顯有兩個漏洞：第一，沒有包括城鎮(zhèn)中已經(jīng)失業(yè)而沒有登記的人，也沒有包括雖然從事一定社會勞動，但勞動報酬低于當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的人。第二，沒有包括大量農(nóng)村剩余勞動力。其中，農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量龐大，據(jù)農(nóng)村調(diào)查課題組估計：中國農(nóng)村剩余勞動力為1。5億左右。這些勞動力資

14、源的閑置對中國經(jīng)濟(jì)造成的損失是不可小視的。 所以要反映中國的失業(yè)狀況和失業(yè)對經(jīng)濟(jì)造成的真實(shí)影響，必須把大量的農(nóng)村剩余勞動力記入失業(yè)人員。 關(guān)于農(nóng)村剩余勞動力的計算方法，主要有以下幾種： 1．國際對比法：即在農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重相當(dāng)?shù)膰一蛞粋€國家的歷史時期中，找到一般農(nóng)業(yè)勞動力比重標(biāo)準(zhǔn)，然后將中國的農(nóng)業(yè)勞動比重與此標(biāo)準(zhǔn)對照，如果有多出的部分視為農(nóng)村剩余勞動力。 2．調(diào)查法： RDU=RE-TUE-PE-IE-FE-CE （1-2） 其中：RDU——農(nóng)村剩余勞動量 RE——農(nóng)村總就業(yè)量 TUE——鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)量 PE——私營企業(yè)就業(yè)量

15、 IE——個體勞動就業(yè)量 FE——流入城市崗位就業(yè)量 CE——農(nóng)村資源可容納就業(yè)量 公式中的各項(xiàng)指標(biāo)由抽樣調(diào)查獲得。 3．耕地法：首先確定農(nóng)村勞動力按勞動能力每人平均可耕種的土地面積，根據(jù)耕地保有量和農(nóng)村勞動力人數(shù)來計算。 RDU=RL-耕地面積/單位面積土地應(yīng)當(dāng)容納的勞動力人數(shù) （1-3） 其中：RDU——農(nóng)村剩余勞動力 RL——農(nóng)村勞動力人數(shù) 即土地所能吸納的勞動力，由于城鄉(xiāng)二元體制，造成農(nóng)村勞動力流動困難，所以留在農(nóng)村中那部分邊際產(chǎn)出為零的農(nóng)村勞動，也就是剩余勞動力。根據(jù)有關(guān)專家的研究，中國一個農(nóng)村勞動力

16、可耕種的土地面積約為四畝。 由此可得社會失業(yè)率： 社會失業(yè)率=（農(nóng)村剩余勞動力+城鎮(zhèn)失業(yè)人員）/（總就業(yè)人員+城鎮(zhèn)失業(yè)人員） 注：農(nóng)村剩余勞動力我們采用耕地法計算。根據(jù)公式（1-3），我們可算出農(nóng)村剩余勞動力。 表二 1987年——2002年中國社會失業(yè)率 單位：萬人 年份 城鎮(zhèn)失業(yè)人員 農(nóng)村剩余勞動力 總就業(yè)人員 社會失業(yè)率 1985 238.5 10982.24 49873 0.223915 1986 264.4 11221.92 51282 0.222835 1987 276.6 11692.26 52783 0.225574 198

17、8 296.2 12311.34 54334 0.23078 1989 377.9 13309.3 55329 0.2457 1990 383.2 14201.82 63909 0.226855 1991 352.2 15055.58 64799 0.236493 1992 363.9 14951.84 65554 0.232346 1993 420.1 14237.92 66373 0.219454 1994 476.4 13708.96 67199 0.209609 1995 519.6 13340.32 6794

18、7 0.202433 1996 552.8 6252.56 68850 0.098056 1997 576.8 6499.64 69600 0.100837 1998 571 6872.68 69957 0.105542 1999 575 7258.38 71394 0.108844 2000 595 7257.92 72085 0.108048 2001 681 7034.6 73025 0.104681 2002 770 8021.26 73740 0.117988 資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》 （二）潛在GDP

19、增長率的計算； 按照“奧肯定律”的三大假定：1，單一的發(fā)達(dá)的市場經(jīng)濟(jì)；2，相對稀缺的勞動力資源；3，失業(yè)的公開化。 可見，在“奧肯定律”中，勞動力資源充分利用時產(chǎn)出，為潛在產(chǎn)出。我們用柯布——道格拉斯（Cobb-Doglos）生產(chǎn)函數(shù)來表示總量生產(chǎn)函數(shù)。 即：Y=AKL （） 注：規(guī)模報酬不變這個前提已被數(shù)據(jù)所支持，N.喬治.曼昆，戴維.羅墨，以及戴維.N.威爾等人用近70多個國家（包括中國）的數(shù)據(jù)以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)估計經(jīng)典的索羅增長模型，得出這一結(jié)論。 要計算潛在GDP的增長，首先，必須確定資本和勞動投入對產(chǎn)出的彈性系數(shù)（），以及社會資本存量（K）和充分就業(yè)是的勞動量

20、（L），還有由技術(shù)進(jìn)步而引起的綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)（A）。 1． 資本和勞動的投入對產(chǎn)出的彈性系數(shù)（）的確定 由要素貢獻(xiàn)率=要素報酬率的基本原則，可以用國民收入（NI）——即國內(nèi)生產(chǎn)凈值（GDP-折舊）——的報酬分配比例來確定資本和勞動投入對產(chǎn)出的彈性系數(shù)。中國勞動和資本在國內(nèi)生產(chǎn)凈值中的報酬分配比例如表： 表三 勞動分配比例與資本分配比例（1985——2002） 單位：億元 年份 GDP 勞動報酬 折舊 勞動分配比例 資本分配比例 1985 8964.4 1014.62 6427.85 0.4144763 0.585524 1986 10202.2 1

21、459.324 6553.89 0.4154827 0.584517 1987 11962.5 2081.636 6758.41 0.3968323 0.603168 1988 14928.3 3197.148 6935.43 0.4145814 0.585419 1989 16909.2 3877.132 7216.37 0.4035457 0.596454 1990 18547.9 4404.048 7537.78 0.3940547 0.605945 1991 21617.8 5508.764 7845.89 0.41541

22、41 0.584586 1992 26638.1 7381.42 8184.55 0.3901771 0.609823 1993 34634.4 10422.188 8578.93 0.4169995 0.583001 1994 46759.4 15196.02 8769.35 0.3950484 0.604952 1995 58478.1 19805.332 8964.77 0.3997884 0.600212 1996 67884.6 23506.468 9118.43 0.4160187 0.583981 1997 744

23、62.6 26098.012 9217.57 0.4151268 0.584873 1998 78345.2 27562.924 9437.89 0.3842109 0.615789 1999 82067.5 28958.396 9671.51 0.4144112 0.585589 2000 89468.1 31892.936 9735.76 0.4142642 0.585736 2001 97314.8 34991.208 9836.78 0.4145597 0.585644 2002 104790.6 37523.12 109

24、82.8 0.3950412 0.604959 注：勞動報酬分配比例=勞動報酬/（GDP-折舊） 資本報酬分配比例=1-勞動報酬分配比例 資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》 其中“折舊”由中國平均折舊率計算得到 由上表可知，中國的勞動分配比例和資本分配比例是相對穩(wěn)定的，所以，勞動對產(chǎn)出的彈性系數(shù)確定為0.4，資本對產(chǎn)出的彈性系數(shù)確定為0.6，以下計算按此數(shù)據(jù)進(jìn)行。 2．資本存量（K）和實(shí)際就業(yè)人員（L）的確定 1）在中國的統(tǒng)計年鑒中沒有對資本存量的統(tǒng)計，對于社會資本存量，我們采用增量來推算存量，即對新增固定資本逐年扣除折舊，一旦折舊提取完畢，就不再視為固定資本存量。

25、這樣，只要新增固定資本的統(tǒng)計年限足夠長，就可以方便的推算出社會資本存量。 即： 對于固定資本的平均折舊率，考慮到固定資產(chǎn)投資中建筑安裝工程與設(shè)備購置的比例大體為6：4，而建筑無的平均折舊年限為20年，設(shè)備的平均折舊年限為10年，由此可以把綜合折舊年限定為16年，即綜合折舊率為6。25%。在按統(tǒng)一價格換算各年固定資本形成總額的基礎(chǔ)上按照6.25%的綜合折舊率增量推算存量，就得到中國各年固定資本存量及其增長率（見表）。 表四：1985年——2002年中國社會資本存量 年份 社會資本存量（億元） 社會資本增長率（%） 1985 32683.21 0.

26、144294 1986 37284.98 0.140799 1987 42429.39 0.137976 1988 48186.3 0.135682 1989 54634.12 0.13381 1990 61860.98 0.132277 1991 69965.87 0.131018 1992 79060.08 0.129981 1993 89268.7 0.129125 1994 100732.3 0.128417 1995 114455.8 0.136237 1996 130215.9 0.137696 1997 147

27、018.5 0.129037 1998 166236 0.130715 1999 185701 0.117092 2000 207012.4 0.114762 2001 231287.6 0.117265 2002 260332 0.125577 資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》 注：社會資本存量（n）=社會固定資本投資（n-1）*(1-0.0625)+社會固定資本投資（n） 2）而實(shí)際就業(yè)人員以當(dāng)年就業(yè)人員為準(zhǔn)。 3由技術(shù)進(jìn)步而引起的綜合要素生產(chǎn)率（A） 總量生產(chǎn)函數(shù)可由柯布—道格拉斯（Cobb-Doglos）生產(chǎn)函數(shù)來表示：

28、 （1） （）---規(guī)模報酬不變 其中：表示資本的產(chǎn)出彈性（） 表示勞動的產(chǎn)出彈性（） A表示引起產(chǎn)出增長的技術(shù)進(jìn)步因素，且Y，K，L，A都是t的函數(shù)。 對（1）式兩邊取自然對數(shù)得： (2) 對（2）式兩邊微分得： （3） 又 則（3）式變形為： （4） -——增長函數(shù)的分解式 令為全部要素生產(chǎn)率的提高率（）；為資本增長率（）；為實(shí)際就業(yè)增長率 則（4）式變形為：

29、 整理得： 在資本和勞動對產(chǎn)出的彈性系數(shù)（），以及社會資本存量確定后，可求出綜合要素提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。 表五 1985—2002年中國逐年的綜合要素生產(chǎn)率 年份 1985 0.353219110876 0.6 0.4 0.144294 0.034773948586 0.252733131 1986 0.138079514524 0.6 0.4 0.140799 0.0282517594691 0.042299411 1987 0.1725412166 0.

30、6 0.4 0.137976 0.0292695292695 0.078047805 1988 0.24792476489 0.6 0.4 0.135682 0.029384460906 0.154761781 1989 0.132694278652 0.6 0.4 0.13381 0.0183126587404 0.045083215 1990 0.0969117403544 0.6 0.4 0.132277 0.155072385187 -0.044483414 1991 0.165511998663 0.6 0.4 0.1310

31、18 0.0139260511039 0.081330778 1992 0.232229921639 0.6 0.4 0.129981 0.0116514143737 0.149580756 1993 0.300182820847 0.6 0.4 0.129125 0.0124935167953 0.217710414 1994 0.350085464163 0.6 0.4 0.128417 0.0124448194296 0.268057336 1995 0.250616988242 0.6 0.4 0.136237 0.011131

32、1180226 0.164422341 1996 0.160855089341 0.6 0.4 0.137696 0.0132897699678 0.072921581 1997 0.0968997386742 0.6 0.4 0.129037 0.0108932461874 0.01512024 1998 0.0521416120307 0.6 0.4 0.130715 0.00512931034483 -0.028339112 1999 0.0475115259135 0.6 0.4 0.117092 0.0205411895879

33、 -0.03096015 2000 0.0901769884546 0.6 0.4 0.114762 0.00967868448329 0.017448315 2001 0.087703885519 0.6 0.4 0.117265 0.0130401609211 0.012128821 2002 0。0768207919042 0.6 0.4 0.125577 0.00979116740842 -0.002441875 注：為資本分配比例 為勞動分配比例 為資本增長率 為實(shí)際就業(yè)增長率= 為要素生產(chǎn)率的提高率 為實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率 4．

34、潛在經(jīng)濟(jì)增長率 在綜合要素生產(chǎn)率的變動固定之后，按照資本存量的增長及其對產(chǎn)出的彈性系數(shù)，以及假設(shè)充分就業(yè)情況下的勞動力增長（潛在就業(yè)增長），及對產(chǎn)出的彈性系數(shù)，可由 計算出潛在增長率 表六 在1985——2002中國逐年的潛在經(jīng)濟(jì)增長率 年份 1985 0.252733131 0.6 0.144294 0.4 0.346549057417 0.477929 1986 0.042299411 0.6 0.140799 0.4 0.333634144246 0.260232 1987 0.078047805 0.6 0.1379

35、76 0.4 0.340236131887 0.296928 1988 0.154761781 0.6 0.135682 0.4 0.349838380734 0.376106 1989 0.045083215 0.6 0.13381 0.4 0.357886834029 0.268524 1990 -0.044483414 0.6 0.132277 0.4 0.563253303533 0.260184 1991 0.081330778 0.6 0.131018 0.4 0.333605712763 0.293384 1992

36、 0.149580756 0.6 0.129981 0.4 0.322400313278 0.356529 1993 0.217710414 0.6 0.129125 0.4 0.301601759137 0.415826 1994 0.268057336 0.6 0.128417 0.4 0.285040038706 0.459124 1995 0.164422341 0.6 0.136237 0.4 0.271226847743 0.354655 1996 0.072921581 0.6 0.137696 0.4 0.1249

37、44160284 0.205517 1997 0.01512024 0.6 0.129037 0.4 0.125523573561 0.142752 1998 -0.028339112 0.6 0.130715 0.4 0.124358572947 0.099833 1999 -0.03096015 0.6 0.117092 0.4 0.14785620481 0.098438 2000 0.017448315 0.6 0.114762 0.4 0.133215500542 0.139592 2001 0.012128821 0.

38、6 0.117265 0.4 0.13305990432 0.135712 2002 -0.002441875 0.6 0.125577 0.4 0.146241739321 0.131401 注：潛在的就業(yè)增長，即（當(dāng)年的從業(yè)人員+城鎮(zhèn)失業(yè)人員）/上年實(shí)際就業(yè)人數(shù) 實(shí)際就業(yè)人數(shù)=上年從業(yè)人員-農(nóng)村富余勞動力 代表潛在經(jīng)濟(jì)增長率 三、社會失業(yè)率導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長的損失 我們將實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長與潛在經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系的差額看著是經(jīng)濟(jì)的損失，用經(jīng)濟(jì)損失與社會失業(yè)率作回歸，即用上文的數(shù)學(xué)模型： 注： Y（經(jīng)濟(jì)增長損失率）=

39、 A為自然失業(yè)率 B為經(jīng)濟(jì)增長損失率的彈性系數(shù) 表七 1985——2002中國社會失業(yè)率與潛在經(jīng)濟(jì)增長損失 年份 - u 1985 0.477929 0.353219110876 0.12471 0.223915 1986 0.260232 0.138079514524 0.122152 0.222835 1987 0.296928 0.1725412166 0.124387 0.225574 1988 0.376106 0.24792476489 0.128181 0.23078

40、 1989 0.268524 0.132694278652 0.13583 0.2457 1990 0.260184 0.0969117403544 0.163272 0.226855 1991 0.293384 0.165511998663 0.127872 0.236493 1992 0.356529 0.232229921639 0.124299 0.232346 1993 0.415826 0.300182820847 0.115643 0.219454 1994 0.459124 0.350085464163 0.109039

41、 0.209609 1995 0.354655 0.250616988242 0.104038 0.202433 1996 0.205517 0.160855089341 0.044662 0.098056 1997 0.142752 0.0968997386742 0.045852 0.100837 1998 0.099833 0.0521416120307 0.047691 0.105542 1999 0.098438 0.0475115259135 0.050926 0.108844 2000 0.139592 0.0901769

42、884546 0.049415 0.108048 2001 0.135712 0.087703885519 0.048008 0.104681 2002 0.131401 0.0768207919042 0.05458 0.117988 注：-是經(jīng)濟(jì)增長損失率 U為社會失業(yè)率 對Y和U進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)得： 首先，對Y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn) 我們根據(jù)Akaike info criterion和Schwarz criterion可知Y的無約束方程為滯后0階的方程。 ADF Test Statistic -2.041221 1% Critic

43、al Value* -4.6193 5% Critical Value -3.7119 10% Critical Value -3.2964 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(Y) Method: Least Squares Date: 12/27/04 Time: 11

44、:02 Sample(adjusted): 1986 2002 Included observations: 17 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. Y(-1) -0.414769 0.203197 -2.041221 0.0605 C 0.063992 0.033407 1.915568 0.0761 @TREND(1985) -0.003052 0.001616 -1.888277 0.0799 R-squared 0.2

45、33250 Mean dependent var -0.004125 Adjusted R-squared 0.123714 S.D. dependent var 0.018618 S.E. of regression 0.017428 Akaike info criterion -5.102686 Sum squared resid 0.004252 Schwarz criterion -4.955648 Log likelihood 46.37283 F-statistic 2.129439 Durbin-Wat

46、son stat 1.911196 Prob(F-statistic) 0.155804 從ADF Test Statistic可知應(yīng)接受，進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。有約束方程模型為D(Y)=C+,回歸結(jié)果如下： Dependent Variable: DY Method: Least Squares Date: 12/27/04 Time: 11:20 Sample(adjusted): 1986 2002 Included observations: 17 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std.

47、 Error t-Statistic Prob. C -0.004125 0.004515 -0.913594 0.3745 R-squared 0.000000 Mean dependent var -0.004125 Adjusted R-squared 0.000000 S.D. dependent var 0.018618 S.E. of regression 0.018618 Akaike info criterion -5.072386 Sum squared resid 0.005546 Schwar

48、z criterion -5.023373 Log likelihood 44.11528 Durbin-Watson stat 2.189036 最后，用公式計算出標(biāo)準(zhǔn)的F值： == 4.26058325494 因?yàn)镕>F (1,14)=1.44，所以拒絕，意味著0， 含時間趨勢。繼續(xù)做t檢驗(yàn)。 又因?yàn)?2.041221>=0.6912，所以拒絕，為退勢平穩(wěn)過程。 其次，對U進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn) 同理，根據(jù)Akaike info criterion和Schwarz criterion可知U的無約束方程為滯后0階的方程。 ADF Test Statistic -

49、1.963073 1% Critical Value* -4.6193 5% Critical Value -3.7119 10% Critical Value -3.2964 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(U) Method: Least Squares

50、Date: 12/27/04 Time: 12:22 Sample(adjusted): 1986 2002 Included observations: 17 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. U(-1) -0.391698 0.199533 -1.963073 0.0698 C 0.104171 0.056124 1.856069 0.0846 @TREND(1985) -0.004325 0.002382 -1.81603

51、1 0.0908 R-squared 0.219257 Mean dependent var -0.006231 Adjusted R-squared 0.107722 S.D. dependent var 0.026813 S.E. of regression 0.025327 Akaike info criterion -4.355089 Sum squared resid 0.008981 Schwarz criterion -4.208052 Log likelihood 40.01826 F-statis

52、tic 1.965820 Durbin-Watson stat 1.812335 Prob(F-statistic) 0.176830 從ADF Test Statistic可知應(yīng)接受，進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。有約束方程模型為D(Y)=C+, 回歸結(jié)果如下： Dependent Variable: DU Method: Least Squares Date: 12/27/04 Time: 12:24 Sample(adjusted): 1986 2002 Included observations: 17 after adjusting endpoints

53、Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.006231 0.006503 -0.958175 0.3522 R-squared 0.000000 Mean dependent var -0.006231 Adjusted R-squared 0.000000 S.D. dependent var 0.026813 S.E. of regression 0.026813 Akaike info criterion -4.342874 Sum squared

54、resid 0.011503 Schwarz criterion -4.293861 Log likelihood 37.91443 Durbin-Watson stat 2.050608 最后，用公式計算出標(biāo)準(zhǔn)的F值： ==3.93141075604 因?yàn)镕>F (1,14)=1.44，所以拒絕，意味著0， 含時間趨勢。繼續(xù)做t檢驗(yàn)。 又因?yàn)?1.963073>=0.6912，所以拒絕，為退勢平穩(wěn)過程。 由此可得，Y和U均為退勢平穩(wěn)過程，下面對模型進(jìn)行回歸： 通過回歸得： Dependent Variable: Y Method: Lea

55、st Squares Date: 12/05/04 Time: 11:13 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. U 0.647892 0.039502 16.40134 0.0000 C -0.020314 0.007437 -2.731291 0.0148 R-squared 0.943860 Mean dependent var 0.095587 Adjusted R-squar

56、ed 0.940352 S。D。 dependent var 0.040293 S。E。 of regression 0.009841 Akaike info criterion -6.300109 Sum squared resid 0.001549 Schwarz criterion -6.201179 Log likelihood 58.70098 F-statistic 269.0041 Durbin-Watson stat 2.189342 Prob(F-statistic) 0.000000 由Evie

57、ws回歸得到如下回歸模型： Y=-0.020314+0.647892*U=0.647892（u-0.03135） (0.7437) (0.039502) T=-2.731291 16.40134 =0.94386 F=269.0041 該模型不但擬合度高達(dá)0.94386，并且順利通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)。 經(jīng)濟(jì)意義： 1. 由模型結(jié)果可得,奧肯系數(shù)為0.647892,即社會失業(yè)率每上漲1個百分點(diǎn)，GDP將損失0.647892個百分點(diǎn) ,這明顯小于奧肯在研究美國經(jīng)濟(jì)時得出的3個百分點(diǎn).我們認(rèn)為這是符合中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀的:我國的產(chǎn)業(yè)主要是勞動密集型產(chǎn)業(yè)而且勞

58、動投資貢獻(xiàn)率是呈不斷下降的趨勢,而資本在過去的幾十年中都是稀缺的生產(chǎn)要素,資本要素貢獻(xiàn)率相當(dāng)大,這也就造成了失業(yè)對GDP增長的影響不是那么大。造成這一差別的原因,我們認(rèn)為是由于中國的現(xiàn)狀不符合“奧肯定律”隱含的三大假定 : 第一、中國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，并不是單一發(fā)達(dá)的市場經(jīng)濟(jì)。 第二、中國存在大量過剩勞動力，中國的勞動力供給曲線在有些情況 下可能是向下的，這與“奧肯定律”相對稀缺的勞動力資源相反。 第三、中國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在很大不足，如前文所說，未包括大量隱性失業(yè)和未登記的下崗職工，統(tǒng)計數(shù)據(jù)不能反映中國真實(shí)失業(yè)率。這與失業(yè)的公開化是相悖的。另外

59、，統(tǒng)計數(shù)據(jù)也存在人為誤差，比如個別年份的GDP在不同年份的統(tǒng)計年鑒上的數(shù)據(jù)是不同的。 2．從模型中我們還可以得到一個重要的信息-自然失業(yè)率. 在回歸得到的模型中,自然失業(yè)率為3.135%這一結(jié)果與我國的現(xiàn)狀基本吻合.奧肯認(rèn)為政府只要努力將失業(yè)率降低到自然失業(yè)率的水平,經(jīng)濟(jì)增長就能達(dá)到潛在經(jīng)濟(jì)增長率,即充分利用了一切生產(chǎn)要素的最佳狀態(tài).那么中國是不是也存在這一定論呢?即中國的失業(yè)率如果降到自然失業(yè)率水平(3.135%),經(jīng)濟(jì)增長是否能達(dá)到潛在經(jīng)濟(jì)增長水平?我們認(rèn)為這是不可能的.因?yàn)槊绹碾[性失業(yè)(農(nóng)村和城市)是非常少的,有效勞動力數(shù)量與名義就業(yè)人數(shù)一致,而中國則存在很大偏差,如果把失業(yè)

60、率降到自然失業(yè)率水平,則會有更多的勞動力返回工作崗位,嚴(yán)重降低企業(yè)的生產(chǎn)效率,隱性失業(yè)更加嚴(yán)重. 政策建議： 基于以上兩點(diǎn),我們的分析對政策制定提供了一些依據(jù): 1.“把蛋糕做精美”:失業(yè)率對經(jīng)濟(jì)增長的影響很小,而且企業(yè)中的隱性失業(yè)還十分嚴(yán)重,尤其是國有企業(yè), 有效勞動需求量小于名義就業(yè)人數(shù),企業(yè)對勞動力的低效率使用,表現(xiàn)為消極怠工,人浮于事,有職無工等現(xiàn)象.為了提高企業(yè)的生產(chǎn)效率,使經(jīng)濟(jì)健康運(yùn)行,首先必須擠掉就業(yè)隊(duì)伍中大量的隱性失業(yè),使每一單位勞動力資源都得到充分利用,以勞動力的邊際產(chǎn)品價值等于勞動力價格(工資成本)為原則,保證最優(yōu)的勞動量. 2．“把蛋糕做大”:在效率得到保證

61、的情況下,盡可能創(chuàng)造出更多的就業(yè)機(jī)會,正如我們上文所說的一樣,在勞動力是得到充分利用的前提下,失業(yè)率越低,經(jīng)濟(jì)增長的也就越快。 [參考文獻(xiàn)] 袁志剛: 中國經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的非一致性, 新華文摘,2003 年第2 期。 2003 年宏觀經(jīng)濟(jì)形勢與預(yù)測1 宏觀經(jīng)濟(jì)與就業(yè)形勢[N] 1 經(jīng)濟(jì)參考報, 2003 - 04 – 151 袁志剛：失業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海人民出版社. 1997 鄒 薇: 中國經(jīng)濟(jì)對奧肯定律的偏離與失業(yè)問題研究. 　 　世界經(jīng)濟(jì).2003年第6期 戴園晨、陳東琪(1996) :《勞動過剩經(jīng)濟(jì)的就業(yè)與收入》, 上海遠(yuǎn)東出版社, 1996 年1

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