我国城镇失业率的成分分解及应用

仇强振，年 杰，胡本田

（安徽大学 经济学院，合肥230601）

0 引言

目前我国宏观经济正处于加速转型时期,剧烈的经济结构变动和产业结构升级,必然会带来就业结构的持续调整,进而影响失业率，如最近出现的“用工荒”从一定程度上反映了这一问题。但是影响失业率的因素除了结构性变化带来的长期影响，也有临时性的影响因素。根据在宏观经济学中的定义，失业通常被分解为摩擦性失业、结构性失业和周期性失业三种形式。前两种形式的失业因其不可避免的性质而被称作自然失业，其主要由技术水平和经济产业结构决定；而周期性失业由经济周期决定。因此这就涉及到两种分解的成分：永久成分与临时成分。而最重要的问题是这两种成分对失业率是否产生影响以及各自的影响大小。

本文则运用Beveridge-Nelson分解方法，在假定自然失业率为一随机游走过程的基础上分解出自然失业成分与周期性失业成分。虽然这种分解方法也存在假定问题，但是这与大多数的相关研究相一致[1][2]，并且在理论上经济结构与技术水平对自然失业率有持久的影响这一假定也是可以成立的。

1 Beveridge-Nelson分解方法原理

Nelson和Plosser（1982）研究的结论指出，许多经济时间序列并不是一个确定性趋势，而是有一个随机趋势加一个平稳成分构成[3]。而更早的时候Beveridge和Nelson（1981）便提出怎样将任意的一个ARIMA(p,1,q)模型分解为一个带漂移的随机游走过程和平稳成分的方法[4]，因此这一方法在分析经济时间序列便十分有用。其具体推导过程如下，任何ARIMA(p,1,q)序列Yt的一阶差分都可写为平稳的无穷阶移动平均表达式：

Yt-Yt-1=a+εt+β1εt-1+β2εt-2+…

定义et=εt+β1εt-1+β2εt-2+…，所以我们可以将Yt+s写成：Yt+s=Yt+as+∑et+i，由于∑et+i=∑εt+i+β1∑εt+i-1+β2∑εt+i-2+…,因为当i＞0时，Etεt+i=0，于是预测函数可以写为：

EtYt+s=Yt+as+（∑βi）εt+（∑βi）εt-1+（∑βi）εt-2+…

定义极限值Et（Yt+s-as）为随机趋势（或永久性成分）Ut，即带漂移的随机游走过程，其表达式为：

Ut=Yt+（∑βi）εt+（∑βi）εt-1+（∑βi）εt-2+…

为了便于计算实施分解的关键步骤在于重新构造Yt+s，将其写为：

Yt+s=△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt，这样随机成分Ut就可以表示为：Ut=limEt（Yt-as）=lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt）-as,因此不规则成分（或平稳成分）就为：

Yt-Ut=-lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+ s-3+…+△Yt+1）+as

因此只要使得s足够大，便可以求出每步预测值，进而可以求出永久成分与平稳成分。

2 我国城镇失业率的Beveridge-Nelson分解过程

本文选取1978～2010年城镇登记失业率作为城镇实际失业率u，虽然国内有不少学者对这一失业率表示质疑，认为实际的失业率远远高于这个数字。对这一问题做过深入研究的有蔡等（2004）估计过我国的真实城镇失业率[5]。通过比较发现蔡等（2004）估计的城镇实际失业率与城镇登记失业率存在很大的相关性，由于本文的目的不只是局限于精确地分解出我国城镇自然失业率，而更多地在于分析失业率的推动原因。因此运用城镇登记失业率也是一种比较合理的途径。

2.1 城镇失业率单位根检验

在进行分解之前，首先需要对城镇失业率进行单位根检验，因为Beveridge-Nelson分解要求序列为一阶单整。从城镇失业率数据生成过程来看，单位根检验中确定性变量中不含时间趋势变量，运用ADF检验，检验结果如表1所示：

从表1可以看出在5%的显著性水平下，u为一阶单整序列，并且直方图也显示u的自相关函数衰减很慢，而一阶差分后的自相关函数很快衰减为0。

2.1 ARIMA(p,1,q)模型建立

单位根检验说明城镇失业率为一阶单整序列，因此建立一阶差分的直方图，如图1所示

图1 城镇失业率u一阶差分的直方图

从图1可以看出，ACF在滞后两期后迅速趋于0，PACF在滞后一期后迅速趋于0。可以选择的模型有ARIMA(1,1,2)、ARIMA(1,1,0)、ARIMA(0,1,2)、ARIMA(2,1,2)。具体回归结果如表2所示：

表2 模型回归结果

以上回归结果是各个模型的最优结果，残差与残差平方均为白噪声。从表2中可以看出ARIMA(2,1,2)的AIC与 SC最小，因此拟合效果最优，并且其特征根均在单位圆之内，所以是平稳的，因此可以将其作为城镇失业率的生成模型。

2.3 城镇失业率分解以及相关分析

由于城镇失业率的生成模型可以用ARIMA(2,1,2)表示，因此便可以利用Ut=limEt（Yt-as）=lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1+Yt）-as和Yt-Ut=-lim Et（△Yt+s+△Yt+s-1+△Yt+s-2+△Yt+s-3+…+△Yt+1）+as来求出各年份的自然失业率以及周期性失业率。估计出的结果显示城镇自然失业率近似一随机游走过程，符合理论假设。而分解出的临时性成分（即周期性失业率部分）为一平稳过程，但是波段区间很小，因此可以看出周期性失业在我国几乎不存在，这部分的短期波动可以理解为意外冲击的短期影响。自然失业率分解结果如图2所示：

图2 城镇失业率和城镇自然失业率

从图2中可以得出以下三点：

（1）我国城镇自然失业率与城镇失业率走势基本相同，但在2001年之前，自然失业率基本上在城镇失业率之下，而在2001年之后自然失业率却在城镇失业率之上。关于这一点笔者认为由于2001年是我国加入WTO所在年份，在这之前由于实体经济没有充分地融入国际，我国经济基本上保持较为平缓的增长，因此表现在失业率上就是自然失业率基本上在城镇失业率之下，这说明我国在2001年前绝大多数时间并没有处于充分就业状态。而加入WTO以后我国实体经济呈现过快增长（或过热），因此自然失业率一般在城镇失业率之上或者接近城镇失业率。

（2）在改革开放初期，由于公有制改革的开始，导致失业率很高，但随着人们对新的经济体制的适应，城镇失业率与自然失业率均出现下降，一直到1985年的最低点。1985年之后城镇失业率与自然失业率均出现上升的趋势，这一趋势是伴随着我国改革的深入，经济结构与技术水平都发生很大的改变，而这必然带来自然失业率与城镇失业率的上升。

（3）在一些重要的时间点上如1997年亚洲金融危机时，当年的自然失业率迅速上升，还高于城镇失业率，但是城镇失业率上升却很慢，随后的1998年与1999年自然失业率就开始下降了。而2008年金融危机时，自然失业率却下降很快，而且城镇失业率远远高于自然失业率。对于在两次金融危机中自然失业率的不同变动，笔者认为主要是由于2008年金融危机时政府采取的应对政策更为及时，同时也带动了自然失业率的下降。但是2008年后自然失业率又重新开始上升，这也体现出政策的效果具有短期性。

3 我国城镇失业率与自然失业率因果关系分析

由于城镇失业率可以分解为一个随机游走的自然失业率以及一个平稳的临时性成分，因此实际失业率与自然失业率间存在长期稳定关系，并且都是一阶单整。由于Granger因果关系检验的F统计量只能适合平稳序列，因此可以先进行差分然后再进行因果关系检验[6]。Granger因果关系检验滞后期选择结果如表3所示：

表3 Granger因果关系检验滞后期选择

从表3可以看出在滞后期为2时AIC与SC显示的值是最小的，因此选择滞后期为2进行因果关系检验，检验结果如表4所示：

表4 Granger因果关系检验结果

在表4中DZIRAN表示自然失业率的差分项，DCHENGZHEN表示城镇失业率的差分项，可以看出在5%的显著性水平下，原假设自然失业率不是城镇失业率的原因被拒绝，原假设城镇失业率不是自然失业率的原因被接受。因此可以得出自然失业率对城镇失业率具有单边影响。这在一定程度上也驳斥了“失业回滞”理论，虽然并不是很强的结果。

由于临时性成分对城镇失业率的影响具有短暂性，不对其产生永久性影响，因此我们可以得出我国城镇实际失业率的不断上升主要是由于自然失业率不断上升推动的。而自然失业率的不断上升是由于经济结构与技术水平等因素决定的。因此可以得出我国城镇失业率近些年来的不断上升是由于经济结构调整以及技术水平上升造成的。此外曾湘泉等（2004）指出我国城镇失业率的上升原因还有劳动力市场本身的改变如青年就业问题。

4 结论

运用Beveridge-Nelson分解方法将我国城镇失业率分解为一个带漂移的随机游走过程和一个平稳过程。前者表示为自然失业率成分，后者表示为一个短暂的临时性波动。通过分解的结果，我们发现我国城镇失业率与自然失业率大致存在相同的走势，改革开放初期至1985年城镇失业率与自然失业率均呈现下降态势，但1985年后便一直处于上升态势，前期的下降主要由于主要是由于人们的一个适应过程造成的；后者主要由于1985年后我国加快了改革的步伐，经济结构与技术水平均出现较快地变化，而这些变化会对整个劳动力市场产生永久的影响。而且在2001年前后城镇失业率与自然失业率两者的大小存在明显的差别，这主要由我国加入WTO后经济的过快增长来解释。在一些重要的时间点上如1997年亚洲金融和2008年金融危机时，城镇失业率与自然失业率的不同变动也主要是由于政策效果造成的。

大多数学者认为中国首先是一个人口和劳动力过剩的国家,因此总量失业是主要矛盾[7]。然而城镇失业率与自然失业率的因果关系研究发现了自然失业率对城镇失业率具有单边影响，这说明了我国目前失业率的决定因素在于结构性矛盾。这一结论对于应对我国失业问题具有重大的意义，我国“十二五规划”明确指出要加快经济与产业结构的调整，促进经济水平的升级，将外向型经济转变为内需型经济。这一过程必定会对我国城镇失业率造成很大的影响，最近出现沿海地区与部分内陆省份争夺农民工便是这一影响的体现。为了减少结构性变动对失业率的影响，传统的反周期货币政策与财政政策是无效的。因此，在今后相当长的一段时期内，治理失业最重要的政策目标应当是降低自然失业率。长远的看，要降低自然失业率，一是要加强失业者培训体系建设，采取各种措施,提高劳动者的就业能力；二是要打破劳动力流动的制度限制(如户籍制度)，完善劳动力市场调节机制,健全就业中介服务体系；三是应对青年就业予以重点关注，通过加大培训、推动教育体制改革等有效措施促进青年就业；最后是信贷政策需要改变那种偏好大项目、大企业、国有经济的倾向，应充分重视中小企业、农村非农产业的资金需求，取消不合理的人为障碍，让这些部门能够有平等的机会获得资本要素，加强对具有就业吸纳倾向的小企业、非正规部门的政策扶持，从投资、税收、融资、技术改造等多方面予以扶持。

[1]D.Staiger,J.H.Stock,M.W.Wst son.How Precise are Estimates of the Natural Rate of Unemployment?[C].NBER Working Paper, no.5477,1996.

[2]C.Logeay,S.Tober,Time Varying NAIRU and Real Interest Rates in The Euro Area[C].EN E PR I Working Paper,no.24,2003.

[3]Nelson,Charles,Charles Plosser.Trend and Random Walks in Macroeconomics Time Series:Some Evidence and Implications[J].Journal of Monetary Economics,1982,(10).

[4]Beveridge,Stephen,Charles Nelson.A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Meaurement of the Business Cycle [J].Journal of Monetary Economics,1981,(7).

[6][美]沃尔特·恩德斯.应用计量经济学——时间序列分析[M].北京：高等教育出版社，2006.

[7]曾湘泉，于泳.中国自然失业率的测量与解析[J].中国社会科学，2006，（4）.

[8]康文.城镇人口结构性失业的突出矛盾及治理体系[J].当代经济研究，2003，（6）.