奥肯定律

中国经济对奥肯定律的偏离与失业问题研究

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武汉大学经济发展研究中心 邹薇

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一、引言

奥肯定律是有关实际产出与失业率之间关系的一个重要定律。实现经济增长与降低失业率是两个重要的宏观经济指针。在中国经济中，由于改革前长期实行低工资高就业，失业问题基本上被掩盖住了。改革以来，随着国内国外市场竞争的加剧，各种非国有经济的出现和发展，失业问题逐渐公开化。尤其是90年代下半期以来，由于出口下降，国有企业效益低迷，失业和下岗人数日益增多，已经成为不容忽视的宏观经济问题。

奥肯(Okun,A. 1928-1980)研究经济增长与失业率之间关系的出发点是为了测度 “可能的产出额”(potential output)。奥肯认为“可能的产出额”是指“在充分就业条件下整个经济所能生产出来的产出额”，它确立在总需求正好处于失业率4%（美国六十年代自然失业率）的基础上。奥肯定律即奥肯用来测量“可能的产出额”的方法。奥肯把失业率作为一个变量，代表由于资源闲置而对产出额产生的一切影响。他将求出的失业率对自然失业率的偏差给与产出量的损失再加上已达到的实际产出额，便是“可能的产出额”。反过来考虑，奥肯定律反映了失业率给GDP造成的损失(Okun, 1969)。

改进后的奥肯定律有两种基本形式。一是认为只要失业率偏离了自然失业率，就会对经济产生反面影响。方程式如下：u=-αX (其中X为实际GNP变化率，α为系数，u为失业变化率)和（u-u*）=-α((Yp-Y)/Yp) （其中u*为自然失业率，X=(Yp-Y)/Yp,Y为实际产出额，Yp为潜在产出额）。通过美国从1947年第二季度至1960 年第四季度的实际GNP和失业率的变化，奥肯得出: u=-0.3X。即GNP 每增长一个百分点，失业率下降0.3个百分点。

二是为了避免潜在产出额的误差，奥肯定律可表示为实际产出额在一年内持续高于趋势增长率，则失业率会下降。方程式为Δu=-αX+β或 Δu=-α(X-β/α)（其中Δu为失业率的变化，即uuu1 ,X为产出增长率，用百分数表示，X(YY1)/Y1 β/α为实际产出的趋势增长率，α为系数）。运用美国1962-1988年的资料得到的结果是：Δu=-0.4(y-2.5)。由此，如果某年的产出增长率为4%，则意味着失业率为0.6%；或者还可计算出，若要使失业率下降1%，产出增长率应达到5%(Dornbusch and Fischer,1990,pp.18-19)。

奥肯定律给出了一个特定的增长目标在长期中如何影响失业率的，作为一种经验规则，它说明产出增长率与失业率之间是负相关的，并且在美国经济中得到了良好的印证，以致被上升为定律，影响了美国宏观经济的制定。中国经济在持续达到较高增长率的同时，失业率却居高不下，这是否意味着对奥肯定律的偏离？如果是，它背后的经济逻辑是什么？如何通过优化拟合，得出中国经济的奥肯模式？这是本文要研究的问题。

本文通过GNP、GDP与城镇登记失业率建构的模式表明，中国总量经济增长与城镇登记失业率之间的关系明显偏离奥肯定律。因此我们通过对三次产业分别计算，以及使用就业人口指数取代失业率加以修正， 1

本项研究得到了中国国家自然科学基金（#70203008）和中国国家教育部重大课题（JAZJD790022）的资助，特此感谢。作者感谢武汉大学“增长与发展”研讨班和由中国国家科学技术协会主办的“青年科学家论坛”的参与者对本文提出的有益见解和建议。 2

邹薇，女, 经济学博士，武汉大学商学院经济学教授，博士生导师。教育部百所重点人文社科研究基地“武汉大学经济发展研究中心”执行副主任，武汉大学商学院经济系副主任，发展经济学研究所副所长。主要研究涉及经济增长理论、技术创新与制度创新、中国经济的长期动态分析等领域。Email: zouwei@email.whu.edu.cn; zouwei@whu.edu.cn; 湖北武汉, 430072

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构造了中国经济的奥肯模式。本文将做如下安排：第二部分根据1980-1996年统计资料，测度中国经济对奥肯定律偏离的程度。第三部分分三次产业构造修正后的中国经济奥肯模式。第四部分讨论在中国各时期的宏观经济对奥肯模式的影响。第五部分是结语，同时提出若干建议。

二、中国经济对奥肯定律的偏离

本节主要通过对中国1980-1996年间GNP（GDP）与失业率的关系做出回归分析，研究在时间序列中它们的相关性以及回归系数的大小和意义。在经济指针的选取中，GNP、GDP绝对数为名义GNP、名义GDP，失业率为官方公布的城镇登记失业率，其中19年以前的为城镇待业率。由于1996 年以后国家公布的经

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济统计资料，尤其是失业率资料，与前几年差异太大，难以保证可比性，故下面着重考察1980-1996年间的经济运行。

表1 1980~1996年产出额与失业* 年份 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 19 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 GNP(亿元) 4470.0 4773.0 5193.0 5809.0 6962.0 8557.6 10201.4 119.5 14922.3 16917.8 18598.4 21662.5 26651.9 34560.5 46532.9 57277.3 67559.7 GDP(亿元) 4470.0 4773.0 5193.0 5809.0 6962.0 .4 10202.2 11962.5 14928.3 16909.2 187.9 21617.8 26638.1 34634.4 46622.3 58260.5 68593.8 GNP指数 （1978年=100） 116.0 121.2 131.8 145.4 166.6 193.5 209.9 234.1 260.5 271.5 283.0 308.8 352.2 398.4 448.7 4.2 536.5 GDP指数 （1978年=100） 116.0 121.2 131.8 145.4 166.6 192.9 210.0 234.3 260.7 271.3 281.7 307.6 351.4 398.8 449.3 496.7 4.2 城镇失业率 4.9 3.8 3.2 2.3 1.9 1.8 2.0 2.0 2.0 2.6 2.5 2.3 2.3 2.6 2.8 2.9 3.0 3 1996年后乡镇企业中的失业计入城镇失业而不是农村失业，这一变化明显改变了可比的基础。同时自1997到1999年，公布的城镇登记失业率一直为4.2%，与观察到的实际和抽样结果相左。

*1997年《中国统计年鉴》

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图1. 1980~1996 GNP、GDP绝对值趋势图80000700006000050000400003000020000100000012345670123456888899999999999999999911111111111111111GNP(亿元)GDP(亿元)图2.1980-1996 GNP、GDP指数波动图600500GNP400指数300GDP200指数1000012345670123456888899999999999999999911111111111111111

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图3. 1980~1996年失业率波动图63210198019821984198619881990199219941996城镇失业率观察图1可知，中国名义GNP、GDP增长在80年代趋向于一条相对平缓的直线，而90年代，特别是1992年后则趋向于另一条斜率较大的直线，说明名义GNP、GDP在90年代增幅加大。图2表明， GNP、GDP指数的变动比名义GNP、GDP较为稳定，增长趋势更具规律性。图3的失业率曲线显示，城镇失业率（待业率）于1980年最高为4.9%，随后逐步下降，1985年降至最低点1.8%，1986年至1988年三年内较为稳定，维持在2%的失业率，其后失业率又逐渐波动上扬。另据统计报告，“九五”时期的城镇登记失业率为3.1%。

为了得出潜在产出量和产出缺口的计算公式，我们首先对1980-1996年名义GNP、GDP值做了线性回归，结果非常不显着（R指数分别仅为0.4693和0.4656，在给定显着性水平上t检测或F检测均说明回归模式不显着），原因是80和90年代经济增长发生了变化，需要分别加以研究。为了更好的拟合模型，我们分1980-19年和1990-1996年两个时段就名义GNP、GDP的值(记为下标a)进行回归分析，所求关系为产出额与时间（年份为T）的关系。结果如下：

;F0.055.32 1980~19：α=0.05;t0.0252.3060GNPa=8141.5881+1791.0639*(T-1978)

R=0.7931； Sxy=3637.1695； t=2.21； F=5.24 GDPa=8141.4882+17.5329*(T-1978)

R=0.7928； Sxy=3638.9657； t=2.21； F=5.2259

;F0.057.71 1990~1996：α=0.05;t0.0252.77GNPa=-80093.4362+7883.2657*(T-1978)

R=0.9757； Sxy=3701.7163； t=8.90； F=79.3168 GDPa=-822.7552+8044.9371*(year-1978)

R=0.9741； Sxy=3907.2061； t=8.6134； F=74.1909

从1980~19年的模型来看，回归系数b仍不显着，整个模型也没有显着相关性，但误差减小了，更多的资料（79%）符合这一模型。1990~1995的模型结果显然要好得多，有97%左右的资料落在模型的范围内，回归系数b通过了t检验，整体回归模型具有显着性。同样，下面给出实际GNP、GDP指数（记为下标e）拟合结果以作比较，将包括三个模型：总体模型、1980~19、1990~1996。

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;F0.054.6 1980~1996: α=0.05；t0.0252.1448GNPe=208.2347+40.1530*(T-1978)

R=0.5619； Sxy=100.0226； t=2.14； F=6.45 GDPe=208.5675+40.1317*(T-1978)

R=0.5567； Sxy=101.3181； t=2.5076； F=6.2881

;F0.055.32 1980~19: α=0.05；t0.0252.3060GNPe=62.6333+18.8333*(T-1978)

R=0.99； Sxy=8.5998； t=19.13； F=394.01 GDPe=62.6309+18.8291*(T-1978)

R=0.96； Sxy=8.7679； t=13.5916； F=378.6258

;F0.057.71 1990~1996: α=0.05；t0.0252.77GNPe=-240.0943+42.7686(T-1978)

R=0.9965； Sxy=7.4842； t=23.9055； F=568.43 GDPe=-2.3333+44.5*(T-1978)

R=0.9991； Sxy=3.85； t=47.8612； F=2219.3224

可见，利用产出指数所做的模型显示出极强的相关性，分时间段后，模型包括了近99%的资料，估计标准误只有8个百分点左右。这次的模型拟合是较成功的。我们从以上各模型中选出最优拟合：

1980~19: GNPe=62.6333+18.8333*(T-1978) GDPe=62.6309+18.8291*(T-1978) 1990~1996: GNPe =-240.0943+42.7686*(T-1978) GDPe=-2.3333+44.5*(T-1978)

此模型给出了潜在产出量Yp的数学公式。本文以下分析中的产量缺口即用这一模型的值与实际产出额的偏差得出。公式如下：

产出缺口：X(YYp)/Yp （1） 产出增长率：Y=（Y-Y-1）/ Y-1 （2） 实际失业率与自然失业率的偏离：plu=u-u* （3） （其中假设自然失业率为平均失业率，即u*=∑u/n=2.44%。n为总劳动力） 失业率的变化率：uuu1 （4）

由以上公式，计算出各变量的值并列表如下：

从图4中看到，80年产量处于很高的正缺口状态，即实际产出额大大高于潜在产出额，这显然是不符合实际的。出现这一偏差主要是由于80 年的潜在产出额是由80 年代整个经济增长形势所推导出来，因而对前几年都存在数值偏低的情况。在下文分析中，我们将除去偏差过大的80 年统计值，这不影响结论的一般性。1982-86年经济增长速度虽然很高（参表1），但产出水平却一直存在负缺口，在一方面反映了

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表2 产出缺口、产出增长率、失业率偏离与失业率变化率 年份 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 19 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 产出缺口（%） GNP GDP 15.62 15.65 1.70 1.75 -4.49 -4.46 -7.29 -7.26 -5.16 -5.13 -0.51 -0.79 -1.61 -1.53 0.83 0.95 3.78 3.90 0.62 0.57 3.60 4.46 -2.25 -2.09 -1.80 -2.03 -0.75 -1.08 1.01 0.36 0.46 0.92 1.28 1.40 产出增长率（%） GNP GDP 7.9 7.9 4.4 4.4 8.8 8.8 10.4 10.4 14.7 14.7 12.8 13.5 8.5 8.8 11.5 11.6 11.3 11.3 4.2 4.1 4.2 3.8 9.1 9.2 14.1 14.2 13.1 13.5 12.6 12.6 9.0 10.5 18.0 17．7 Plu（%） 失业率偏离 2.46 1.36 0.76 -0.14 -0. -0. -0.44 -0.44 -0.44 0.16 0.06 -0.14 -0.14 0.16 0.36 0.46 0.56 Δu（%） 变化率 -0.3 -1.1 -0.6 -0.9 -0.4 -0.1 0.2 0.0 0.0 0.6 -0.1 -0.2 0.0 0.3 0.2 0.1 0.1

图4 1980~1996产量缺口趋势图20151050-5-10198019821984198619881990199219941996GNPGDP6

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图5 1981-1996年失业率偏离与产量缺口的关系

10 5 -1 -0.5 0 -5 -10

GDP 0.5 1 1.5

图6 1980-1996年失业率变化率与GDP增长率关系图20151050-1.2-1-0.8-0.6-0.4-0.200.20.40.60.8GDP我国经济增长中资源长期得不到有效配置的滞后效应，另一方面反映了当时尽管增长速度不低，但效率水

平不高的状况。1987-1990年经济增长连续出现正缺口，原因是城市中国有企业承包制改革初步取得成效，而且在这些年间出现了较强的投资过热和通货膨胀现象。1991-1993年，国民生产再度低于潜在产出额，这是19、1990年增长减速（19年经济增长率为4.2%，比上年减少6.9%）和从紧的宏观经济造成的滞后效应。1992年底南巡讲话后，增长率回升，产出水平逐渐恢复到潜在水平以上。

图5反映的是1981-1996年失业率偏离与产出缺口之间关系，横轴为失业率偏离，纵轴为产出缺口（均以%计）。从中可见，代表各年度经济情况的点成离散型不规则分布，而且在失业率高于或低于自然失业率时，产出正缺口和负缺口的情况都存在。整个图形主要分布在产出为负缺口且失业率低于u*的区域（第3象限），以及产出为正缺口且失业率高于u*的区域（第1象限）。根据奥肯定律，适合其标准模型的结果应是，在失业率大于自然失业率时GNP缺口为负、失业率小于自然失业率时GNP缺口为正。显然，图5的分析表明中国经济并不适合于奥肯定律。从数学的角度分析，我们得到：

GNP: u-u*=1.2337*[(Y-Yp)/Yp+1.0071] R=0.1934 GDP: u-u*=1.2080*[(Y-Yp)/Yp+0.9850] R=0.13

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R的值还不到0.2，说明u-u*与(Y-Yp)/Yp之间并无显着线性相关关系，即失业率对自然失业率的偏离与产量缺口之间并无显着线性相关关系。系数α>0，说明当产量缺口大于0 时失业率大于自然失业率，反之亦然。这一分析结果与对图形的分析是吻合的，但是与奥肯定律却是背离的。

图6反映的是失业率变化率GNP增长率之间的关系，横轴和纵轴分别为失业率变化率和GNP 增长率。从中可见，代表各年经济情况的点同样呈不规则分布，两个象限中的点不仅没有多少相关性，反而呈蝴蝶状不对称分布。奥肯模型显示，当Δu>0时产出增长率应当下降而当Δu<0时产出增长率应当上升，亦即第二象限的点要普遍高于第一象限的点。图6很明显地不符合奥肯定律。回归分析所得的拟合结果为：

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的数值说明Δu与（Y-Y-1）/ Y-1之间并无相关关系，系数α>0说明（Y-Y-1）/ Y-1>9.9%时Δu也大于0，（Y-Y-1）/ Y-1<9.9%时Δu也小于0。与前一种方法相同，该回归结果符合对图形的分析却不符合奥肯定律。

三、中国经济奥肯模型的校正

中国经济统计资料与奥肯定律的背离提出了以下几个问题：奥肯定律是否适合于分析中国经济？什么原因造成上述的显着偏离？

对前一问题的回答是肯定的。因为如前所述，奥肯定律的条件就是将失业率作为一个变量，来代表由于资源闲置而对产出额产生的一切影响。作为人口大国，中国拥有巨大的劳动力存量，劳动力资源的利用程度（反映为失业率）无疑对经济增长具有显着影响；反过来，增长率的高低也对失业率构成显着影响。换言之，中国经济应该是符合奥肯定律的。可是为什么会出现前面所述的偏离呢？

一个重要原因在于失业率统计指针的不完善性。长期以来，我国奉行“低工资、高就业”的，失业率一直控制在可忽略的水平。不仅如此，我国长期使用待业率指针，直到19年后才逐步与国际接轨，开始使用失业率。城镇登记失业人员指有非农业户口，在一定劳动年龄内，有劳动能力，无业而有就业愿望，并在当地就业机构登记求职的人员。城镇登记失业率指登记失业人数与从业人数和登记失业人数之和的比值。计算公式为：城镇登记失业率=登记失业人数/（从业人数+登记失业人数）*100%。中国的失业率统计面临以下问题：1）失业统计反映不全面，不涉及农村人口。农村人口中隐性或半公开失业在全国占相当大的比重，这从大量流入城市的“民工潮”中可见一斑，然而却没有列入统计中。2）失业年龄上限为男50岁、女45岁，比实际退休年龄小10岁。这使得失业率统计值与实际值存在很大偏差。3）我国失业人数以年末最后一天的人数计算，是时点指针。而在理论上，应该以一段时间内的失业人数统计，即采用时期指针。4）国际通用的失业率为月度统计值，而我国采用的是年度统计值。5）国际上通用调查失业率，而我国采用的是登记失业率。由于种种原因，失业后到有关部门登记的人数与失业人数之间有颇大的出入。6）无法统计大量的隐性失业。长期以来，国有企业中“三个人的活五个人干”造成了大量隐性失业。近年来出现了许多只得到生活补助、且实际上没有工作的下岗人员。他们都未被有效地加以统计。可见，中国失业统计的方法与指针已经与现在的经济发展相脱节。

要弥补失业统计的不足，最直接的方法就是估算出隐性失业率。失业率=1-就业率，即通过计算就业率而得出失业率。但是由于不同行业在自然资源的配置和所用技术上存在很大差距，以及对自愿失业人口难以统计，这一方法基本上不可行。本文所使用的方法是依据三次产业的划分分别计算。农业为第一产业。农业总产值的计算方法通常是按农林牧渔业产品及其副产品的产量分别乘以各自单位产品价格求得；少数生产周期较长，当年没有产品或产品产量不易统计的，则采用间接方法匡算其产值。工业、建筑业为第二产业。工业指从事自然资源的开采，对采掘品和农产品进行加工和再加工的物质生产部门。1984年以前乡镇工业产值归属农业，1984年以后划归工业。商业、服务业、交通运输业为第三产业。在业（就业）人口

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指十五周岁以上人口中从事一定的社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人口。在计算中我们使用了一个新的指针：就业人口指数L，即以1978年的各行业就业人口数为基数100，计算出各年度相对就业人口数

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LK：

L=LK当年/LK1978*100% 我们有方程式：

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

u为1978年失业率；u’为当年失业率；100为1978年行业产出额指数；y’为当年行业产出额指数；Δy为1978年每人单位产量；Δy’为当年每人单位产量。

为了得到就业指数和失业率，假设Δy=Δy’，代入（5）和（6），联立得： L*（1-u’%）/（1-u%）= y’ （7） u’%/（1-u%）= y’/L （8） u’%=1- （y’/L）*（1-u%） （9） 这样我们就得到了当年的行业失业率。

为建立奥肯模型，我们使用失业率对自然失业率的偏离uuu1，据（9）得：

''u(y/Ly/L)(1u%)a((yy1)/y1/a) (10) 11其中u%为1978年的失业率，是常数。y’与y’-1，L-1与L都是统计资料，已知。因此可以求得α与β/α的拟合值。由于（1-u%）是常数，在下文使用的统计资料失业率的变化率中，我们将不一一乘以这一常数，表中所列直接为（y’-1/L-1-y’/L）的值。

这种计算方法的假设前提如下：

1．失业率作为一个指针代表所有资源闲置给产出量带来的影响；

2．在充分就业前提下，人均单位产量与1978年相比无变化(此假定尚待修正)； 3．以1978年的统计指针为基数，定为100；

4．假设已知1978年的失业率，其中包括隐性失业率；

5．要注意公式（10）所得的失业率的变化率为隐性失业的变化率，因为各行业的就业人口是剔除了显性失业人口的。由于我国的隐性失业率已高于显性失业率，而且隐性失业问题在我国十分突出。所以在此集中考虑隐性失业。

表3、表4和图7给出了计算结果。从表3和图7可见，农业产值呈较大波动，以1985年为界，指数明显降低。1980-85年第三产业的产量指数最高，而90年代后产量指数以第二产业为最。而由表3，我们看到第三产业的就业人口指数增长速度最快，1980年为113.12，到了1995年达309.20，增长了近三倍。第二产业中就业指数缓慢攀生，而第一产业的人口指数在105-125的幅度内起伏。

根据表4，奥肯模型的拟合结果为：

;F0.054.6 设显着性水平为α=0.05 t0.0252.1448第一产业：Δu= -1.95[(y-y-1)/y-1-1.9086]*(1-u1%)

表3 产量指数、就业人口数和就业人口指数*

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以上各定义来自中国统计局、中国统计信息网 2001年3月23日

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年份 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 19 1990 1991 1992 1993 1994 1995 产量指数（1978年=100） 一 104.6 111.9 124.8 135.4 152.6 155.4 160.5 168.1 172.3 177.6 190.9 195.2 204.2 214.0 222.6 233.1 二 122.9 125.2 132.1 145.8 166.9 197.9 218.2 248.1 284.1 294.5 310.5 346.3 419.5 502.8 595.2 619.4 三 114.3 122.2 135.2 152.3 178.3 207.9 231.0 260.8 293.3 308.3 314.9 395.0 444.0 491.3 538.3 581.4 就业人口数（万人） 一 29117 29771 30853 31145 30862 31105 31212 31614 32197 33170 34049 34876 34769 33966 33386 33768 二 7736 8033 8377 8711 9622 10418 11251 11762 12188 12012 12158 12469 12921 13517 13966 14315 三 5508 5912 6065 6580 7713 8350 8819 9407 9949 10147 10533 11015 11742 12737 14123 15055 一 就业人口指数 二 110.99 115.25 120.19 124.98 138.05 149.47 161.42 168.75 174.86 172.34 174.43 178.90 185.38 193.93 200.37 205.38 三 113.12 121.61 124.56 135.14 158.41 171.49 181.13 193.20 204.33 208.40 216.33 226.23 241.16 261.59 290.06 309.20 102.84 105.15 108.97 110.00 109.00 109.86 110.24 111.66 113.72 117.15 120.26 123.18 122.80 119.97 117.92 116.62 *1980~1984年产量指针、就业人数摘自《中国统计年鉴》，1991 1985~1995年产量指针、就业人数摘自《中国统计年鉴》，1996

表4 产量变化率与失业率变化率 年份 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 19 1990 1991 1992 1993 1994 1995 产量变化率（%） 一 -1.4 7.0 11.5 8.3 13.0 1.8 3.3 4.7 2.5 3.1 7.4 2.4 4.7 4.7 4.0 5.0 二 13.6 1.9 5.5 10.4 14.5 18.6 10.3 13.7 14.5 3.8 5.2 13.9 21.1 19.9 18.4 13.9 三 5.9 10.5 13 15.2 19.4 18.3 12.1 14.4 13.2 5.4 2.3 8.8 12.4 10.7 9.6 8.4 一 -1.71 -4.71 -8.11 -8.60 -16.90 -1.45 -4.14 -4.96 -0.97 -0.08 -7.14 0.27 -7.82 -12.10 -12.40 -11.62 失业率变化率（%） 二 -10.73 2.10 -1.28 -6.75 -4.24 -11.50 -2.77 -11.85 -15.45 -8.59 -6.95 -15.57 -32.71 -32.98 -37.78 -33.76 三 -8. 5.69 -3.09 -1.84 2.53 -10.04 -5.07 -7.95 -10.62 -2.42 -2.07 -9. -20.88 -18.25 -12.99 -14.53 10

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图7 1980-1995年产量变化率趋势图2520151050-5一二三

R=0.6963； Sxy=2.7036； t=3.6296； F=13.1686 第二产业：Δu= -2.96[(y-y-1)/y-1-7.5776]*(1-u2%) R=0.7402； Sxy=4.0693； t=4.1196； F=16.97

第三产业：Δu= 12.70[(y-y-1)/y-1-11.8244]*(1-u3%) R=0.1155； Sxy=4.6832；

模型表明，第一产业中，产出量比上年每增长1%，失业率大约下降2%，第一产业的产量增长趋势约为每年1-2%之间,其失业率下降幅度约为每年2-4%。其回归系数b及整个回归模型的检验结果被认为是显着的，统计资料具有代表性，约70%的资料符合模型。第二产业中，产出量比上年每增加1%，失业率大约下降3%。第三产业的模型看来明显不符合奥肯定律，其中系数α>0，而且只有不到12%的资料符合模型，相关关系很低。

经过校正后的奥肯模型对于第一、第二产业是符合奥肯定律的，而第三产业显而易见没有得到理想的结果。为什么会出现这种情况呢？原因在于这一模型的假设条件2过于苛刻。模型要求人均单位产量在充分就业的条件下与1978年相比没有很大变化，以至在计算中可以忽略不计。但是15年间第三产业发展非常迅速。除19、1990两年以外，其余年份第三产业的增加值增长率都高达10%左右；产业结构中第三产业所占的比重由1980年的19%上升到1996年的31.1%。假设条件2明显不适合第三产业，而且第三产业的产值、就业等指针的统计都不如其它产业规范，也影响了回归结果。同时从表面上来看，第二产业的拟合是比较成功的，但深入探讨研究表明，失业率变化率在1991~1995年之间迅猛下降，下降总幅度哪怕设1978 年u2%达30%也超过了100%，这显然是不可能的。拟合模型R值显示有1/3的资料不符合模型，正是指这5年的发展状况。造成这一现象的重要原因同样是，由于高新技术的普遍运用，人均单位产量已经提高，从而与假定2不尽一致。

尽管存在以上问题，经过校正的奥肯模型还是对宏观经济在控制失业率和增加产出量方面给出了一个估计方案，即如果我们想让农业的失业率下降2个百分点，农业产出量要增加大约1个百分点；类似地，如果想让失业率下降3 个百分点，就得让工业的产出量增加1个百分点。

四、宏观经济对奥肯定律的影响

1980198119821983198419851986198719881919901991199219931994199511

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奥肯定律对宏观经济具有一定指导作用，反过来，宏观经济也影响着奥肯模型。不管的效力是否足以强到改变模型中的相关关系，宏观经济都会对之产生一定影响。以下的实证分析补充描述了我国经济中失业率与增长率相关变动的轨迹。

1980-1985年，即“六五”期间分析。从财政收支来看，财政缺口不大。1980年起，对我国15个省实行“划分收支、分级包干”的所谓“分灶吃饭”，明确划分和地方财政的收支范围，收大于支的地区，多余部分按一定比例上交，支大于收的地区，由财政给与补助。1984年以后，两步“利改税”使得税收取代企业收入而成为财政收入的主体。同期的财政支出主要用于经济建设上，以至打破了30多年来财政支出每增长1%，国民收入仅增长1.09%的局面。“六五”时期，财政收入增长了8.75%，而国民收入增长了13.09%，弹性系数扩大到1.5。“六五”时期的货币仍实行严格的现金管制，各企事业单位必须使用转账货币来实现购买意愿，不能自由支取现金。银行系统采用一个银行四个专业银行的做法。1980年以来，由于贸易额的加大，我国的货币供给在“六五”时期大于货币需求，造成价格水平持续的上升，也就是通货膨胀。这就是我国扩张性经济的起步。从贸易额的角度分析，1980-1984年，无论是进口增长率还是出口增长率都经过了一个低谷，进口贸易额在1985年达到一个顶峰，同年的出口额增长却跌入一个低谷。故1985年，贸易逆差额扩大。由于扩大的货币量和财政在基建上的支出，经济进入一个热潮，失业率逐步降低，通货膨胀和产出量迅猛增长，于1980年产量缺口的谷地往上急速攀升。1984-1985年，历时一年多，经济商品化、货币化进程引发膨胀性经济波动。围绕增强企业活力，解决计划经济时代管得过多、控得过死的弊端，国家实施了“放权让利”的改革取向，企业自主权明显扩大；加上流通实行“城乡通开”和多种经济成分的共同发展，我国经济的商品化、货币化进程大大加快。在经济搞活的同时，由于相应的宏观调节机制没有紧跟建立，无论是投资与消费都出现了需求猛涨的失控状况。在此情况下，1985年国家采取紧缩，收紧了银根，从严控制固定资产投资，严格管理消费基金的发放，大幅度压缩社会集团购买力，加强现金管理和信贷规模，同时整顿市场秩序和对物价进行了有针对性的改革与调整。采取这些措施后，经济波动减弱，市场状况转好。在图4中可见1982-1986年产出缺口持续为负，而表2中说明，同期失业率偏离则由正值逐年下降到负值。

1986-1990年“七五”时期分析。这一时期最为明显的特征是极高的通货膨胀率，即经济“过热”现象，以至不得不实行了严厉的稳定计划。“七五”计划强调沿海发展战略，财政收入主要由税收构成。1988-19年，价格改革闯关与扩张性通货膨胀意识引发经济波动。在1988年财政支出忽然加大，财政收支差额比上年增加了一倍多。1988年的产量缺口达到一个高峰，比潜在产出量多了近4%。货币过量发行，出口增长率很高，但由于奉行“出口换汇”思想导致中国产品在国际市场上互相打压，从而造成贸易逆差。由于经济“严重过热”，19 年进入“治理整顿”时期。采取直接的行政干预，削减了20%的国家投资支出，冻结主要商品价格及严格控制信贷。名义储蓄利益提高幅度超过了4个百分点，以扭转储蓄的下降趋势。到19年年终，月通货膨胀率跌落到1位数。与此同时，生产和销售强烈紧缩，失业率不断上升，绝大多数大中型国营企业的利润持续下降，亏损日趋扩大，财政差额也出现了前所未有的亏空。1990年伊始，中国人民银行放宽了货币，尤其对国营企业放松贷款。并先后两次调低利率，总幅度达2.7%。失业率开始回调，并连续出现正的产量缺口。

1990-1995年“八五”期间分析。自19、1990年的紧缩后，1991年经济运行开始回升。从产量缺口图上我们可以看到1992-1994年出现了一个增长区，而从GNP、GDP的趋势图来看，这一时期增长速度很快。这一时期的增长导致了金融秩序的混乱。财政支出不断增加，赤字越来越严重。同期第一产业的增长不能满足非农业部门和居民对它的需求，不得不以更大的幅度提高农副产品的收购价格，从而造成新一轮的价格上调和通货膨胀。并且，从产量缺口上来看，经济回升到潜在产出量以上。这一时期还出现了另一个重要的宏观经济问题：隐性失业的显性化。长时间的计划安排就业造成企业中劳动力大量剩

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余，许多国有企业为了扭亏为盈减轻负担，纷纷将剩余劳动力安排下岗。一些中小型国有企业被承包、拍卖或宣布破产，原有的职工失业。农村剩余劳动力大量涌进城市寻找就业机会以减轻农村隐性失业的压力。这样，虽然伴随着经济的增长，失业率应逐步下降，但隐性失业的公开化推动形成了高增长率、高失业率这一与奥肯定律背离的现象。

“软着陆”。90年代下半期、尤其是东亚金融危机以来，的重点始终放在金融改革和货币上。对经济各行业采取有保有压的方针：对于开发区、房地产和股市等带有“”的地方，实行压缩；对于农业、有销路能出口的高科技企业等有利于增加供给的方面，实行保护、鼓励。从总体情况来看，GDP增长速度已落入正常增长区间，通货膨胀也得到了明显缓解。但从1998年开始，由国际、国内大环境影响引发了又一次经济波动。从国际环境看，金融危机给中国的对外贸易、利用外资、维持币值稳定，带来了许多困难和压力。从国内环境看，由于国有企业改革力度的加大，结构的调整，资产重组的全面推进，以及一部分生产落后的企业经受不住市场竞争的压力，停产半停产企业增多，失业下岗人数明显增加，就业与再就业成为社会热点问题。亦即落入了增长率回落，失业率上升的奥肯模式区间。

综上所述，由于在转轨时期，中国经济的波动较大，经济的变化很快，引起产出量和失业率的不规则变化。又由于的执行和经济状况的影响都具有滞后性，因此所呈现出来的经济情况不仅仅受近期的经济影响，这就使得奥肯模型的建立更为困难，模型的规律性也愈加不明显。

五、结语

本文的分析表明，1980-1996年间中国总量经济增长与城镇登记失业率之间的关系是违背奥肯定律的。而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，分别建立的奥肯模式表明，第一、二产业的发展符合奥肯定律，并得出了相应的奥肯系数。第三产业则由于假设前提不足而没有得到理想的结果。中国宏观经济的变动则从另一个侧面说明了何以奥肯模式在我国具有独到的特征。

本文所得出的建议如下：1）促进对传统农业的改造和以乡镇企业为代表的农村非农产业的发展。农村失业率的降低不仅促进农业增长，而且能缓解城市失业，从而有利于第二产业发展。2）加快第三产业发展。该产业中的奥肯模式尚未出现常规形态，仍有超常增长和大量吸收劳动力的空间。3）既要考虑到社会保障体系的承受能力而对失业率加以控制，又要注意到经济转型中出现失业的必然性，因此不要一味压缩或“消化”失业人员，而应加强人力资本投资、“边干边学”的过程，随着经济的长期增长，解决失业问题。

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（责任编辑：洪文志 王淑敏）

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