©2010-2026 宁波自信网络信息技术有限公司 版权所有
客服电话：0574-28810668 投诉电话：18658249818
浙ICP备2021020529号-1 | 浙B2-20240490
关注我们 ：
1、基于资本驱动的潜在增长率、自然就业率及其关系分析 安立仁 [摘要]由于传统的潜在增长率的估计不能解释我国目前高失业高增长的问题，我们用一种新的思路进行了研究。在资本驱动的假设下提出了由资本量决定的潜在增长率、自然就业率等概念，对奥肯定律重新修正之后，用中国的经济数据建立了相应的模型并加以验证，计算发现中国近年来的潜在增长率是高于实际增长率的，而模型结果显示实际增长率高于潜在增长率1%，实际就业率会上升1.47%，说明我国实际的经济与就业情况符合奥肯定律的含义，从而对我国高失业高增长的并存有了有力的解释。同时资本驱动的增长和就业来解释我
2、国目前的高增长低通胀也是合理的。 [关键词]经济增长,潜在增长率，自然就业率，修正的奥肯定律 潜在增长率与就业有着密切的关系，根据本研究的思路，中国经济到目前为止还是资本驱动型的、劳动力还是相对过剩的，因此潜在增长率是由投资决定的。同时，资本投入使得劳动力得以就业，单位资本的就业能力就决定了资本吸纳劳动力的情况。 奥肯定律指出当一个经济超出其潜在增长率时，其失业率就会低于自然失业率。由于中国是一个劳动力相对过剩的国家，奥肯定律的基本假设不满足。因此，自然失业率就不存在，当然就与奥肯定律无法一致起来了。但我们可以换一个思路：当中国的经济增长速度是由资本投资决定时，就业量就由投资量决定，
3、因而，当经济增长超过潜在增长率时，就有一个超额投资量，从而就有一个超额就业量。 因此，本文在这里主要研究中国潜在增长率的估计问题，投资与劳动力需求的关系问题。我们用两种方法来估计中国GDP的潜在增长率，一种是现在流行的方法，另一种是本研究所提出的基于资本驱动的GDP潜在增长率的估计。在此基础上根据中国的经济数据，建立了一个“修正的奥肯定律”。 1研究文献评述 研究中国经济的潜在增长率是一个困难的问题。当中国经济平稳运行时，潜在增长率应该是平稳的。到底中国经济的潜在增长率是多少？不同的学者给出的结果是不同的，但近年来的情况表明，潜在增长率似乎都低于实际增长率。 国内关于产出的潜在均衡增长
4、趋势的测度多从供给角度出发，利用生产函数对我国经济的增长途径和发展趋势进行分析。沈利生（1999）利用生产函数测量了我国潜在经济增长率变动的趋势，并预测在21世纪的前10年，我国经济的平均潜在增长率大约为9％。祝宝良、武小欣（2004）利用生产函数测量了我国潜在增长能力在1997～2003年年均为8.9％。郭庆旺、贾俊雪（2004）利用生产函数测量了中国的潜在产出和产出缺口。张连成（1999）给出了“十一五”期间我国经济增长的适度区间为6.5％~10.5％。 其他研究者则用了更为专业的模型与方法对中国经济的潜在增长率进行分析，得到了更为精确的潜在增长率。高铁梅和梁云芳（2005）利用可比价格
5、H-P滤波方法、生产函数模型和平均模型方法计算潜在产出的增长率。虽然得到的数据有一定的差异，但大都在8.5%~10.5%之间。刘斌和张怀清(2001)运用四种方法利用中国1992年第一季度至2001年第一季度的季度GDP数据对潜在产出和产出缺口进行了估计，这四种方法是线性趋势方法、HP滤波方法、单变量状态空间和多变量状态空间的卡尔曼滤波方法，四种方法分别得出我国的年均潜在经济增长率为9.1％、8.6％、8.4％、8.3％，同时，论文作者认为8.3％的潜在经济增长率较为合理。而郭庆旺和贾俊雪(2004)运用1978至2002年的年度数据比较分析了潜在产出的三种计算方法，即消除趋势法、增长率推算
6、法和生产函数法，最后得出我国的潜在经济增长率为9.56％。 张鸿武（2005）采用单变量时间序列（实际GDP）分解的方法，在对我国潜产出、产出缺口和潜在经济增长率进行分析时，得到的结果是在样本期内潜在GDP的季度增长率为2.25，即年均潜在增长率为9%。并指出“这一潜在经济增长率既体现了在过去这些年来与我国已经实现的经济增长相对应的潜在增长率水平，又可当作衡量我国经济在将来的一段时期里可能达到的增长率的一个合适的尺度。与刘斌和张怀清(2001)所得出的8.3％和郭庆旺和贾俊雪(2004)所得到的9.56％相比，这一潜在经济增长率在数值上而言是较为适中的；而联系近几年来在判断经济过热还是过冷时
7、所伴随的经济增长率水平来判断，我们更有理由认为9％的增长率水平可以成为保持我国国民经济健康、稳定、快速发展的一个合理的经济增长率水平，可以成为判断我国经济究竟是处于过热还是过冷的一个“风向标”。周学（2006）将中国经济中的通胀率当作3%时，认为中国经济增长率为9%是合适的。 通过以上文献分析可见中国经济的潜在增长率似乎有一个共识，这就是约9%。但这一结论所用的时间都相对较短，一般都是从1995年到2005年这段时间区间内进行分析。为了对这一结论作进一步的验证，本文对从更长的时间跨度对中国经济的潜在增长率进行再估计，以期发现不同时间段中国经济增长率的不同特征，进而给出一个潜在增长率的区间。
8、 2中国经济潜在增长率的传统再估计 2.1建国以来潜在增长的估计 为了对中国经济增长率有一个全面的认识，我们考察了1953-2006年中国GDP的增长率及人均GDP的增长率，具体数据如表2-1及图2-1。显然，这是一个时间序列，因此我们有必要对之进行平稳性分析。 表2-1 中国GDP及人均GDP增长率（%） 年份 GDP 增长率 人均GDP增长率 年份 GDP 增长率 人均GDP增长率 年份 GDP 增长率 人均GDP增长率 1953 5.6 13.1 1971 7 4.1 1989 4.1 2.5 1954 4.2 1.8 1972
9、 3.8 1.2 1990 3.8 2.3 1955 6.8 4.5 1973 7.9 5.4 1991 9.2 7.7 1956 15 12.7 1974 2.3 0.2 1992 14.2 12.8 1957 5.1 2.4 1975 8.7 6.8 1993 13.5 12.2 1958 21.3 18.3 1976 -1.6 -3.1 1994 12.6 11.4 1959 8.8 6.7 1977 7.6 6.2 1995 10.5 9.3 1960 -0.3 -0.5 1978
10、 11.7 10.2 1996 9.6 8.4 1961 -27.3 -26.6 1979 7.6 6.1 1997 8.8 7.7 1962 -5.6 -6.4 1980 7.8 6.5 1998 7.8 6.8 1963 10.2 7.5 1981 5.2 3.9 1999 7.1 6.2 1964 18.3 15.5 1982 9.1 7.5 2000 8.0 7.1 1965 17 14.3 1983 10.9 9.3 2001 7.3 6.7 1966 10.7 7.7 198
11、4 15.2 13.7 2002 9.1 8.5 1967 -5.7 -8.1 1985 13.5 11.9 2003 10.0 9.4 1968 -4.1 -6.6 1986 8.8 7.2 2004 10.1 9.5 1969 16.9 13.7 1987 11.6 9.8 2005 10.4 9.8 1970 19.4 16.1 1988 11.3 9.5 2006 10.7 10.2 数据来源：根据历年《中国统计年鉴》资料整理而来。 对中国GDP及人均GDP的平稳性分析，EViews分析结
12、果如表2-2及表2-3所示： 表2-2 中国GDP增长率的单位根检验 ADF Test Statistic -2.884636 1% Critical Value* -2.6064 5% Critical Value -1.9468 10% Critical Value -1.6190 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent
13、Variable: D(GDP) Method: Least Squares Date: 11/25/07 Time: 21:15 Sample(adjusted): 1954 2006 Included observations: 53 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GDP(-1) -0.282369 0.097887 -2.884636 0.0057 R-squared 0.137830 Mean dependent v
14、ar 0.096226 Adjusted R-squared 0.137830 S.D. dependent var 8.348974 S.E. of regression 7.752281 Akaike info criterion 6.952539 Sum squared resid 3125.088 Schwarz criterion 6.989714 Log likelihood -183.2423 Durbin-Watson stat 1.849584 表2-3 中国人均GDP增长率的单位根检验 ADF Te
15、st Statistic -3.411599 1% Critical Value* -2.6064 5% Critical Value -1.9468 10% Critical Value -1.6190 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(人均GDP) Method: Least Squares D
16、ate: 12/25/07 Time: 21:25 Sample(adjusted): 1954 2006 Included observations: 53 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 人均GDP(-1) -0.358773 0.105163 -3.411599 0.0013 R-squared 0.182854 Mean dependent var -0.054717 Adjusted R-squared 0.182
17、854 S.D. dependent var 8.155403 S.E. of regression 7.372171 Akaike info criterion 6.851989 Sum squared resid 2826.143 Schwarz criterion 6.889164 Log likelihood -180.5777 Durbin-Watson stat 1.828320 表2-2及表2-3的分析表明，无论是GDP的增长率还是人均GDP的增长率都不存在单位根，即它们是平稳的时间序列。从而我们可以用其平
18、均值作为中国GDP及人均GDP的长期估计。这个估计值可以当作中国GDP及人均GDP的潜在增长率。估计结果，新中国成立以来GDP增长率的平均值为7.99%，其99%的置信区间为[7.85,8.13]；新中成立以来人均GDP增长率的平均值为6.5%，其99%的置信区间为[6.49,6.51] 。 如果我们以1953-1977年为样本，则中国GDP增长率及人均GDP的增长率依然是平稳时间序列。中国GDP增长率的平均值为6.08%，其99%的置信区间为[5.80,6.36]；人均GDP增长率的平均值为4.28%，其99%的置信区间为[4.01,4.54]。 如果我们以1978-2006年为样本，对
19、其进行平稳性检验，其结果如表2-4。 表2-4 改革开放以来中国GDP的增长率平稳性检验 ADF Test Statistic -0.570144 1% Critical Value* -2.6453 5% Critical Value -1.9530 10% Critical Value -1.6218 可见中国1978-2006年GDP增长率不再是一个平稳的时间序列。 2.2改革开放以来中国GDP的潜在增长率的估计 为了识别中国改革开放以来GDP的潜在增长率，我们采用Clark(1987)所提出的未察成分法(
20、Unobserved Component Method)。在未察成分法中假定潜在产出的增长率是一随机游走的非平稳过程，这在实际应用中常常难以得到验证。实际上，潜在产出的增长率可能与Clark的假定相一致(单位根过程)，也可能是一固定不变的常数，还可能是一个围绕某一固定不变的常数波动的平稳随机过程。 考虑到中国经济增长的特征，对Clark未察成分模型中，对描述潜在产出增长率行为的方程加以变化，即有下述方程组： (2-1) (2-2)
21、 (2-3) (2-4) 式中，为实际GDP数据的对数值，为趋势项，为波动项，为潜在GDP的增长率，、和为相互独立的白噪声过程，其方差分别为、和。g为一常数，λ为待估参数，、为设定的两阶滞后多项式的估计参数。 式(2-3)中g和λ的取值的不同限定了dt的行为特征。特别的，如果λ小于1但接近于1，增长率就具有持久性、稳定性的特征；如果g=0和λ=1同时成立，式(2-3)就退化到Clark对增长率的假定的模型之中；如果λ=0成立，式(2-3)中的增长率就成为围绕常数值g波动的平稳的随机过程。如果λ=0和σμ=0同时得到满足，
22、增长率就成为一个固定不变的常数。因此，在这里，我们依据式(2-3)中待估参数的不同假定可以进行检验，从而辨识潜在增长率的具体行为特征。 在上述模型的基础上，我们利用状态空间-卡尔曼滤波法(State Space Kalman Filter)进行估计。用状态空间的形式来表述，模型的观察方程为： （2-5） 其状态方程为： （2-6） 运用Eviews统计软件，采用1978-2006年相关的年度数据为样本，得到如表2-5所示的估计结果。 表2-5 中国GDP未察成分法分析结果 Coefficient Std. Er
23、ror t-Statistic Prob. g 0.144139 0.057891 2.489834 0.0001 -0.583947 0.015173 -38.4859 0.0000 0.513071 0.003224 159.1408 0.0000 0.308439 0.010248 30.0975 0.0000 由表2-5可见0.8215，说明波动具有平稳性。在改革开放期内，即在样本期内中国GDP的年度增长率为0.091=9.1%。我们的这一估计结果与其他学者的结果基本是一致的，这就是将中国的GDP年度增长率估计为9%是可信的。 但问
24、题是这种作法说到底是一种用“平均”增长率来估计潜在增长率的方法，用这种方法估计中国近年来的潜在增长率，发现其低于实际增长率。而同时中国经济中的失业率，特别是城镇失业率则与经济增长率有相同的趋势，即高增长时，失业率也在提高。这就与奥肯定律不一致。问题出在何处？其实主要是对中国经济的假设不对。本研究认为中国经济是资本驱动型的，应由此出发来研究和计算潜在增长率。 3基于资本驱动的潜在增长率 在中国劳动力过剩的情况下，按照本研究的假设，GDP的潜在增长率是由资本量决定的。因此，在这里我们将建立基于资本驱动理论的潜在增长率模型，并用中国经济的实际数据对之进行检验。 3.1资本驱动的潜在增长率模型
25、 设gy为潜在增长率，gk为资本增长率，则在资本单边决定的生产函数的条件下，中国经济的潜在增长率是由投资来决定的。因而有如下模型： （3-1） 在这个模型中a是常数，右边的含义是在给定资本增长率条件下，GDP的平均增长率。我们用这个平均增长率来代表潜在增长率。 3.2潜在增长率模型的假设检验 与式（3-1）对应的计量经济学模型是 （3-2） 其估计的方程为 （3-3） 我们将样本选在建国以来，即取1953~2006年的数据，
26、如表3-1所示， 表3-1 实际GDP增长率与资本增长率（%） 年份 GDP增长率 资本增长率 年份 GDP增长率 资本增长率 年份 GDP增长率 资本增长率 1953 15.6 12.27 1971 7.0 10.05 1989 4.1 8.77 1954 4.2 12.61 1972 3.8 8.56 1990 3.8 8.16 1955 6.8 10.96 1973 7.9 9.10 1991 9.2 8.08 1956 15.0 11.25 1974 2.3
27、 8.29 1992 14.2 10.01 1957 5.1 11.28 1975 8.7 8.50 1993 13.5 12.85 1958 21.3 15.42 1976 -1.6 7.00 1994 12.6 12.44 1959 8.8 18.29 1977 7.6 7.31 1995 10.5 11.44 1960 -0.3 13.43 1978 11.7 8.84 1996 9.6 11.09 1961 -27.3 4.89 1979
28、 7.6 8.46 1997 8.8 10.73 1962 -5.6 2.20 1980 7.8 7.83 1998 7.8 9.17 1963 10.2 3.90 1981 5.2 6.78 1999 7.1 8.67 1964 18.3 5.57 1982 9.1 6.93 2000 8.0 8.21 1965 17.0 7.63 1983 10.9 7.21 2001 8.3 8.72 1966 10.7 9.28 1984 15.2
29、8.15 2002 9.1 9.54 1967 -5.7 5.43 1985 13.5 10.26 2003 10.0 11.66 1968 -4.1 5.38 1986 8.8 9.82 2004 10.1 13.64 1969 16.9 6.20 1987 11.6 9.40 2005 10.4 15.52 1970 19.4 10.15 1988 11.3 9.68 2006 10.7 16.95 用表3-1数据，采用Eviews处理，得到如表3-2的
30、检验结果。 表3-2 GDP潜在增长率的回归分析与检验 Dependent Variable: gy Method: Least Squares Date: 12/28/07 Time: 17:14 Sample(adjusted): 1953 2006 Included observations: 54 after adjusting endpoints Convergence achieved after 11 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 0.774157
31、 0.150742 5.135656 0.0000 AR(1) 0.478439 0.124046 3.856934 0.0003 R-squared 0.238257 Mean dependent var 8.272440 Adjusted R-squared 0.223321 S.D. dependent var 8.255833 S.E. of regression 7.275817 Akaike info criterion 6.843995 Sum squared resid 2699.813 Schwarz
32、 criterion 6.918345 Log likelihood -179.3659 F-statistic 15.95170 Durbin-Watson stat 1.799559 Prob(F-statistic) 0.000209 Inverted AR Roots .48 从表3-2中我们得到在资本驱动假设下的到GDP的潜在增长率是由实际资本增长率来决定的公式（3-4）： （3-4） 这个结果表明中国GDP的潜在增长率是由资本增长率来决定的，是与资本增长率成正比的。当资本
33、增长1个百分点时，GDP的潜在增长率就提高0.77个百分点，这就是我们所说的资本驱动型经济。 3.3潜在增长率的计算与分析 将中国资本增长率gk代入式（3-4），就得到如表3-3所示的各年的GDP的潜在增长率。在表3-3中我们可以看出在有些年份，GDP的潜在增长率高与实际增长率，而在有些年份则相反。为了能更清楚地看出二者之间的关系，我们用表3-3得到图3-1。 表3-3 实际GDP增长率与GDP潜在增长率的比较 年份 GDP 增长率 GDP潜在 增长率 年份 GDP 增长率 GDP潜在 增长率 年份 GDP 增长率 GDP潜在 增长率 1953 15.6
34、 13.17 1971 9.132 10.05 1989 4.1 7.3482 1954 4.2 5.778 1972 2.847 8.56 1990 3.8 6.9445 1955 6.8 6.438 1973 8.304 9.10 1991 9.2 9.2934 1956 15.0 14.11 1974 1.149 8.29 1992 14.2 10.842 1957 5.1 4.497 1975 8.321 8.50 1993 13.5 9.9412 1958 21.3
35、 22.1 1976 -2.65 7.00 1994 12.6 8.8765 1959 8.8 8.056 1977 7.794 7.31 1995 10.5 8.9359 1960 -0.3 -1.42 1978 12.27 8.84 1996 9.6 8.5856 1961 -27.3 -28.4 1979 7.6 8.46 1997 8.8 8.3099 1962 -5.6 -6.51 1980 6.6776 7.83 1998 7.8 7.097 1963 10.2
36、 10.7 1981 4.3831 6.78 1999 7.1 6.7138 1964 18.3 16.53 1982 6.3484 6.93 2000 8.0 6.3522 1965 17.0 16.95 1983 6.2209 7.21 2001 8.3 6.7518 1966 10.7 17.02 1984 7.0378 8.15 2002 9.1 7.3849 1967 -5.7 -7.24 1985 9.336 10.26 2003 10.0 9.0272 1968
37、4.1 -6.54 1986 10.236 9.82 2004 10.1 10.562 1969 16.9 19.36 1987 8.0517 9.40 2005 10.4 12.012 1970 19.4 23.22 1988 8.1403 9.68 2006 10.7 13.121 从表3-3及图3-1可以看出，2004，2004，2006三年中国潜在GDP增长率都高于实际GDP增长，这一结果与其他计算方法所得到的数据极为不同。 按未差成分法计算的潜在GDP增长率是一个平均增长率，大约在9.1%~9.5%之间
38、即由此方法得到的GDP潜在增长率明显低于实际增长率。所这个结果与奥肯定律结合起来就得出中国经济不符合奥肯定律。 我们认为，这既不是奥肯定律不适合中国，也不是中国经济现实有问题，而是我们对中国经济增长的假设有问题，是我们在应用奥肯定律时出了问题。大部分人都认为中国经济依然是资本驱动型的，但很少有人从资本驱动假设下来寻求计算资本驱动假设下的潜在增长率，以及由此决定的失业与就业问题的答案。 4基于资本驱动的自然就业率 在资本驱动假设下，内含了劳动力过剩或劳动力无穷供给的假设。因而失业率是一个说不清的量。所以，要研究奥肯定律的适用性，就必须寻找替代奥肯定律中自然失业率的对等变量。从而使
39、本研究将关注点不再放到失业率的计算上来，而是关注就业量问题，我们提出了两个概念，即自然就业量与自然就业率。 4.1 自然就业量与自然就业率的定义 （1）自然就业量的定义 所谓自然就业量，就是在劳动力无穷供给条件下，资本驱动假设下，由资本存量决定的就业量。即自然就业量是资本存量的函数。设Ln为自然就业量，则： （4-1） 到底是一个什么形式的显函数，这要看中国经济中资本存量与劳动力之间的关系而定。 （2）自然就业率的定义 所谓自然就业率就是自然就业量与适龄劳动人口（15-64岁）总数的一个比值。设Lt为t年适龄劳动人口总数，Et为对应的
40、自然就业率，则有： （4-2） 式中Kt为对应年份的资本存量。一般来说Et是一个假定的量，是由资本存量决定的，是不能通过观察得到的。 （3）实际就业量与实际就业率的定义 所谓就业量就是中国经济中的真实就业量，设其为Lc。对这个数据我们可以用t年的经济活动人口数来代表，则t年的实际就业量就是Lct。 所谓实际就业率就是真实就业与适龄劳动人口的比值。设Ect为t年的真实就业率，则有 （4-3） 一般而言，真实就业量是由统计或观察而得到的，从而在我们的研究可以认为是已知的。 4.2 中国自然就业率的具体
41、函数形式 为了寻找中国自然就业量与自然就业率的具体形式，有必须考察现实中二者之间的数字特征与发展变化规律。为此我们观察中国资本存量与劳动力存量之间的关系，即通过就业量与资本存量的比值来看二者之间的关系。 （1）单位资本的就业能力 我们取1952到2006年的从业人员数近似当作就业劳动力或就业量Lct，及各年的资本存量Kt，则由Lct/Kt表示当年资本的就业能力，则得到如表4-1的结果。 表4-1 单位资本就业能力发展变化趋势 年份 Lct/Kt 年份 Lct/Kt 年份 Lct/Kt 1953 6.7272 1971 1.4196 1989 0.3336 1
42、954 5.9737 1972 1.3077 1990 0.3084 1955 5.3836 1973 1.1986 1991 0.2853 1956 4.8391 1974 1.1069 1992 0.2594 1957 4.3488 1975 1.0201 1993 0.2298 1958 3.7679 1976 0.9534 1994 0.2044 1959 3.1852 1977 0.8885 1995 0.1834 1960 2.8082 1978 0.8163 1996 0.1651 1961 2
43、6774 1979 0.7526 1997 0.1491 1962 2.6199 1980 0.6980 1998 0.1366 1963 2.5214 1981 0.6537 1999 0.1257 1964 2.3883 1982 0.6113 2000 0.1162 1965 2.2190 1983 0.5702 2001 0.1068 1966 2.0307 1984 0.5272 2002 0.0975 1967 1.9260 1985 0.4781 2003 0.0874 1968 1.8277
44、 1986 0.4354 2004 0.0769 1969 1.7210 1987 0.3980 2005 0.0665 1970 1.5624 1988 0.3629 2006 0.0569 表4-1表明随着时间的推移（资本的深化），单位资本的就业量在下降，即资本吸纳劳动的能力有“衰减”的趋势。根据资本驱动理论，资本存量与就业量成正比。从而我们建立如式（4-4）的资本吸纳劳动力的模型，这个模型所决定的劳动力或就业量就是自然就业量。 （4-4） 两边同除以Kt有：
45、 （4-5） 式中L是实际就业量，K是资本存量a是一个资本吸纳劳动力的“衰减”因子，其意义是每年单位资本吸纳劳动力的减少量，A是一个常数。 （2）自然就业量及其估计 对式（4-5）中的两个参数进行估计时，我们有如式（4-6）所表达的计量经济学模型。 （4-6） 其估计方程为 （4-7） 式（4-7）所得到的就业量就是自然就业量的估计值，可以当作我们样本中的自然就业量。 根据表4-1，采用EViews进行估计，我们得到如表4-2的估计结果。 表4-2 自然就业量的估计结果 Depe
46、ndent Variable: Method: Least Squares Sample: 1953 2006 Included observations: 54 Convergence achieved after 6 iterations Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 6.887210 0.119174 57.79131 0.0000 -0.056495 0.001381 -40.91745 0.0000 R-squared 0.982399 Mean dependent v
47、ar 2.102388 Adjusted R-squared 0.982060 S.D. dependent var 1.736264 S.E. of regression 0.232555 Akaike info criterion -0.043047 Sum squared resid 2.812252 Schwarz criterion 0.030619 Log likelihood 3.162277 F-statistic 2902.313 Durbin-Watson stat 0.261407 Prob(
48、F-statistic) 0.000000 由表4-2的结果，我们可以得到 （4-8） 可以将式（4-8）写成如下形式： （4-9） 式（4-9）就是由资本存量决定的自然就业量。 （3）自然就业率与实际就业率的估计方程 在资本驱动理论下，定义自然就业率为自然就业量与劳动年龄人口数量的比值。由式（4-9）我们可以得到自然就业率的式（4-10）的估计方程。 （4-10） 4.3自然就业量与自然就业率的计算 （1）自然就业量的计算 由式（4-9）代入年份下对应的资本存量，可以得到表4-3
49、 表4-3 中国自然就业量的估计数据 单位：万人 年份 自然就业量的 估计值 年份 自然就业量的 估计值 年份 自然就业量的 估计值 1953 19350.69 1971 33165.79 1989 51051.2 1954 20594.45 1972 34027.14 1990 52185.98 1955 21596.68 1973 35084.87 1991 53305.19 1956 22706.85 1974 35905.84 1992 55421.16 1957 23879.1
50、1 1975 36818.08 1993 59108.22 1958 26046.48 1976 37230.68 1994 62809.47 1959 29118.69 1977 37756.91 1995 66148.86 1960 31213.8 1978 38839 1996 69448.33 1961 30940.59 1979 39811.12 1997 72678.59 1962 29882.95 1980 40569.17 1998 74982.97 1963 29343.86 1981 40939.1
©2010-2026 宁波自信网络信息技术有限公司 版权所有
客服电话：0574-28810668 投诉电话：18658249818
浙ICP备2021020529号-1 | 浙B2-20240490
关注我们 ：
