资本推动增长修正下的奥肯定律

1、PAGE PAGE 29翱基于资本驱动的胺潜在增长率、懊自然就业率及其隘关系分析般 安 吧 奥 稗安立仁伴摘要翱由于传统的潜在笆增长率的估计不办能解释我国目前扳高失业高增长的搬问题，我们用一蔼种新的思扳路进行了研究。拌在资本驱动的假靶设下提出了由资蔼本量决定的潜在伴增长率、阿自然就业率等概胺念，对奥肯定律澳重新修正之后，拜用中国的经济数熬据建立了相应的盎模型并加以验证敖，鞍计算办发现中国近年来暗的潜在增长率半是拔高于实际增长率氨的傲，阿而佰模型结果显示实哀际增长率高于潜八在增长率坝1%，实际就业癌率会上升1.4案7%，碍说明隘我国实际的经济疤与就业情况符合拌奥肯定律的含义岸，从而对我国高叭失业

2、高增长的并扒存有了有力的解邦释。同时资本驱跋动的增长和就业瓣来解释我国目前胺的高增长低通胀巴也是合理的。扒白关键柏词般霸经济增长,盎潜在增长率，自版然就业率，修正稗的奥肯定律按潜在增长率与就坝业有着密切的关埃系，根据本研究邦的思路，中国经熬济到目前为止还矮是资本驱动型的拌、劳动力还是相癌对过剩的，因此艾潜在增长率是由扮投资决定的。碍同时，资本投入蔼使得劳动力得以斑就业，单位资本坝的就业能力罢就凹决定了资背本坝吸纳劳动力的情搬况。坝奥肯定律指出当阿一个经济超出其岸潜在增长率时，熬其失业率就会低哎于自然失业率。罢由于中国是一个白劳动力相对盎过鞍剩的国家，俺奥肯定律的基本暗假设不满足。蔼因此，自然失

3、业胺率氨就不存在，当然班就与奥肯定律无拜法一致起来了。哎但我们可以换一八个思路：爸当中国的经济增阿长速度是由肮资本投资决定时爱，就业量盎就由投资量决定疤，因而，当经济挨增长超过潜在增按长率时，就拔有一个超额投资鞍量，从而就有一把个超额就业量。哀因此，瓣本癌文盎在这里主要研究皑中国潜在增长率敖的估计问题，投扒资与劳动力需求皑的关系问题。捌我们用两种方法芭来估计中国GD盎P的潜在增长率斑，一种是现在流办行的方法，另一翱种是本研究所提俺出的基于资本驱胺动的GDP潜在唉增长率的估计。澳在此基础上根据鞍中国的经济数据耙，建立了一个“敖修正的奥肯定律吧”。1研究文献评述靶研究中国经济的盎潜在增长率是一哎个

4、困难的问题。罢当中国经济平稳斑运行时，潜在增八长率应该是平稳肮的。岸到底中国经济的爸潜在增长率是多隘少？不同的学者伴给出的结果是不叭同的胺，哎但近年来的情况傲表明，潜在增长稗率似乎都低于实颁际增长率。跋国内关于产出的坝潜在均衡增长趋扒势的测度多从供埃给角度出发，利懊用生产函数对我懊国经济的增长途白径和发展趋势进瓣行分析。沈利生埃（1999）利吧用生产函数测量胺了我国潜在经济鞍增长率变动的趋肮势，并预测在2稗1世纪的前10稗年，我国经济的袄平均斑潜在增长率颁大约为9。祝叭宝良、武小欣（奥2004）利用百生产函数测量了伴我国潜在增长能半力在1997胺2003年年均柏为8.9。郭隘庆旺、贾俊雪（靶2

5、004）利用颁生产函数测量了佰中国的潜在产出扮和产出缺口。张捌连成（1999爱）给出了“十一扮五”期间我国经邦济增长的适度区吧间为6.5柏10.5。扒其他研究者则用胺了更为专业的模颁型与方法对中国百经济的潜在增长胺率进行分析，得捌到了更为精确的安潜在增长率。高岸铁梅和梁云芳（昂2005）利用癌可比价格、H-坝P滤波方法、生爱产函数模型和平扮均模型方法计算百潜在产出的增长拔率。虽然得到的板数据有一定的差凹异，但大都在8哀.5%10.岸5%之间。刘斌疤和张怀清(20搬01)运用四种按方法利用中国1拜992年第一季盎度至2001年肮第一季度的季度斑GDP数据对潜罢在产出和产出缺败口进行了估计，碍这四

6、种方法是线爱性趋势方法、H班P滤波方法、单板变量状态空间和办多变量状态空间扮的卡尔曼滤波方柏法，四种方法分罢别得出我国的年佰均潜在经济增长伴率为9.1、氨8.6、8.疤4、8.3氨，同时，论文作爱者认为8.3敖的潜在经济增长搬率较为合理。而翱郭庆旺和贾俊雪盎(2004)运翱用1978至2扒002年的年度佰数据比较分析了拌潜在产出的三种懊计算方法，即消昂除趋势法、增长吧率推算法和生产案函数法，最后得爸出我国的潜在经隘济增长率为9.办56。芭张鸿武（200颁5）采用单变量傲时间序列（实际搬GDP）分解的奥方法，在对我国巴潜产出、产出缺稗口和潜在经济增叭长率进行分析时鞍，得到的结果是邦在样本期内潜在

7、艾GDP的季度增碍长率为2.25鞍，即年均潜在增拔长率为9%。并伴指出“这一潜在鞍经济增长率既体哎现了在过去这些拔年来与我国已经艾实现的经济增长案相对应的扮潜在增长率跋水平，又可当作蔼衡量我国经济在皑将来的一段时期巴里可能达到的增把长率的一个合适鞍的尺度。与刘斌埃和张怀清(20败01)所得出的捌8.3和郭庆捌旺和贾俊雪(2跋004)所得到吧的9.56相鞍比，这一潜在经笆济增长率在数扮值上而言是较为颁适中的；而联系柏近几年来在判断俺经济过热还是过稗冷时所啊伴随的经济增长邦率水平来判断，皑我们更有理由认板为9的增长率巴水平可以成为保蔼持我国国民经济胺健康、稳定、快霸速发展的一个合凹理的经济增长率蔼

8、水平，可以成为哎判断我国经济究哎竟是处于过热还埃是过冷的一个跋“搬风向标背”败。周学（200暗6）将中国经济吧中的通胀率当作霸3%时，认为中凹国经济增长率为斑9%是合适的。叭通过以上文献分懊析可见中国经济敖的潜在增长率似背乎有一个共识，半这就是约9%。绊但这一结论所用霸的时间都相对较霸短，一般都是从霸1995年到2坝005年这段时柏间区间内进行分皑析。为了对这一叭结论作进一步的败验证，本文对从捌更长的时间跨度巴对中国经济的潜罢在增长率进行澳再肮估计，以敖期拔发现不同时间段拔中国经济增长率懊的不同特征，进唉而给出一个潜在耙增长率的区间。鞍2坝中国经济潜在增按长率的暗传统再胺估计爸2.1建国以来败

9、潜在增长的估计败为了对中国经济碍增长率有一个全稗面的认识，我们伴考察了哀1953-20傲06年中国GD白P的增长率及人俺均GDP的增长罢率跋，具体数据如表八2蔼-1及图把2扳-1捌。显然，这是一背个时间序列，因柏此我们安有必要岸对之进行平蔼稳暗性分析。扒表肮2安-1 中国G扳DP及人均GD白P增长率按（%）拔年份稗GDP靶增长率袄人均GDP增长鞍率哀年份斑GDP绊增长率扳人均GDP增长昂率绊年份捌GDP肮增长率敖人均GDP增长碍率罢1953按5.6绊13.1伴1971岸7爸4.1俺1989佰4.1安2.5跋1954霸4.2翱1.8奥1972罢3.8罢1.2皑1990啊3.8疤2.3蔼1955岸

10、6.8霸4.5熬1973案7.9白5.4肮1991氨9.2肮7.7阿1956板15般12.7案1974八2.3傲0.2挨1992跋14.2懊12.8板1957案5.1挨2.4班1975盎8.7埃6.8翱1993把13.5败12.2柏1958敖21.3案18.3霸1976佰-1.6绊-3.1瓣1994隘12.6版11.4柏1959胺8.8办6.7岸1977把7.6哎6.2熬1995氨10.5版9.3熬1960案-0.3蔼-0.5邦1978熬11.7哀10.2安1996俺9.6柏8.4叭1961肮-27.3瓣-26.6把1979邦7.6白6.1半1997把8.8般7.7啊1962敖-5.6蔼-6.

11、4板1980敖7.8敖6.5笆1998盎7.8案6.8扒1963跋10.2爸7.5邦1981懊5.2矮3.9碍1999啊7.1肮6.2耙1964百18.3邦15.5氨1982奥9.1叭7.5岸2000懊8.0板7.1办1965哀17岸1案4.3昂1983啊10.9安9.3敖2001颁7.3败6.7叭1966瓣10.7拜7.7芭1984挨15.2斑13.7佰2002坝9.1埃8.5笆1967版-5.7班-8.1芭1985邦13.5熬11.9昂2003扮10.0颁9.4班1968瓣-4.1耙-6.6靶1986瓣8.8叭7.2拔2004暗10.1背9.5安1969暗16.9爸13.7拜1987唉11

12、.6岸9.8袄2005吧10.4熬9.8板1970暗19.4半16.1傲1988白11.3颁9.5俺2006拌10.7邦10.2扮数据来源：根据昂历年中国统计耙年鉴资料整理艾而来。斑对中国GDP及班人均GDP的平捌稳搬性分析哎，EViews癌分析结果胺如哀表背2百-2及表耙2吧-3所示版：伴表巴2敖-2 中国G癌DP增长率的单啊位根检验啊ADF Tes扮t Stati矮stic版-2.8846岸36翱 1% 笆 Criti班cal Val斑ue*凹-2.6064哎 5% 笆 Criti搬cal Val败ue捌-1.9468拌 10%坝 Critic澳al Valu背e翱-1.6190拔*Mac

13、暗Kinnon 昂critica罢l value耙s for r奥ejectio吧n of hy阿pothesi敖s of a 拜unit ro按ot.熬Augment把ed Dick岸ey-Full敖er Test吧 Equati袄on靶Depende碍nt Vari熬able: D靶(GDP)扮Method:捌 Least 爱Squares疤Date: 拌1颁1巴/25/07把 Time爱: 艾21:15爸Sample(爱adjuste澳d): 195捌4 2006氨Include艾d obser碍vations澳: 53 af败ter adj背usting 笆endpoin敖ts稗Var

14、iabl蔼e肮Coeffic敖ient斑Std. Er爱ror耙t-Stati颁stic颁Prob. 暗GDP(-1)稗-0.2823败69胺0.09788哀7板-2.8846捌36凹0.0057唉R-squar班ed奥0.13783班0盎 Mea办n depen癌dent va柏r拌0.09622白6般Adjuste翱d R-squ哀ared啊0.13783瓣0蔼 S.D凹. depen绊dent va芭r板8.34897斑4背S.E. of稗 regres澳sion柏7.75228胺1哀 跋 Akaike翱 info c柏riterio安n蔼6.95253哎9皑Sum squ霸ared r

15、e傲sid斑3125.08盎8袄 Sch罢warz cr奥iterion捌6.98971绊4稗Log lik扮elihood啊-183.24按23蔼 Dur昂bin-Wat佰son sta盎t敖1.84958半4班表案2凹-3 中国人扒均GDP增长率唉的单位根检验扮ADF Tes啊t Stati矮stic半-3.4115暗99暗 1% 阿 Criti扳cal Val皑ue*懊-2.6064爱 5% 蔼 Criti伴ca岸l Value瓣-1.9468邦 10%扮 Critic袄al Valu澳e版-1.6190挨*MacKin柏non cri矮tical v捌alues f唉or reje办c

16、tion o扮f hypot白hesis o埃f a uni安t root.奥Augment霸ed Dick八ey-Full班er Test案 Equati伴on败D哎ependen翱t Varia埃ble: D(艾人均稗GDP)哎Method:拔 Least 邦Squares爸Date: 拌12/25/0阿7半 Time鞍: 扳21:25皑Sample(跋adju傲sted): 熬1954 20跋06安Include昂d obser白vations把: 53 af板ter adj案usting 啊endpoin肮ts邦Variabl吧e跋Coeffic癌ient叭Std. Er笆ror按t-

17、Stati罢stic板Prob. 扳人均跋GDP(-1)哎-0.3587芭73扳0.10516癌3版-3.4115蔼99八0.0013斑R-squar蔼ed昂0.18285敖4疤 Mea办n depen翱dent va伴r稗-0.0547癌17拜Adjuste碍d R-squ般ared懊0.18285熬4摆 唉S.D. de哎pendent败 var傲8.15540把3懊S.E. of俺 regres吧sion稗7.37217摆1鞍 Aka挨ike inf蔼o crite拔rion隘6.85198爱9巴Sum squ哀ared re背sid颁2826.14笆3摆 Sch唉warz cr隘ite

18、rion邦6.88916坝4扮Log lik袄elihood百-180.57袄77肮 Dur埃bin-Wat澳son sta扳t拜1.82832哎0 邦表靶2跋-2及表案2败-3的分析表明板，无论是GDP斑的增长率还是人唉均GDP的增长案率都不存在单位疤根，即它们是平百稳隘的时间序列。从伴而我们可以用其柏平均值作为中国吧GDP及人均G坝DP的长期估计靶。这个估计值可翱以当作中国GD瓣P及人均GDP跋的潜在增长率。奥估计结果百，新中国成立以爱来GDP般增长靶率暗的平均值为7.稗99%，其99拜%的置信区间为芭7.85,8扳.13；新中敖成立以来人均G扳DP爱增长霸率半的平均值为6.捌5%，其99

19、%搬的置信区间为翱6.49,6扒.51 。背如果我们以19佰53-1977俺年为样本，则中办国GDP增长隘率斑及人均GDP癌的增长率依然是板平氨稳挨时间序列。中国皑GDP增长率版的平均值为岸6.08%，其白99%的置信区扳间为5.80安,6.36；半人均GDP增长爱率的平均值为4白.28%，其9笆9%的置信区间瓣为4.01,背4.54蔼。案如果我们以19吧78-2006拌年为样本，邦对其进行平稳性袄检验，其结果如笆表搬2癌-4。瓣表巴2把-4 改革开矮放以来中国GD暗P的增长率平稳袄性检验班ADF Tes矮t Stati靶stic叭-0.5701扳44碍 1% 罢 Criti把cal Val拌

20、ue*白-2.6453板 5% 拌 Criti拌cal Val班ue啊-1.9530癌 10%奥 Critic邦al Valu背e凹-1.6218捌可见伴中国板1978-20啊06年靶GDP增长率案不再摆是一个平拔稳按的时间序列。罢2澳.叭2哀改革开放以来中捌国GDP的潜在拔增长率的估计拜为了识别中国改翱革开放以来GD柏P的潜在增长率板，我们采用按Clark板(1987)所靶提出的未察成分败法(Unobs敖erved C肮omponen埃t Metho翱d)。在未察成昂分法中昂假定潜在产出的办增长率是一随机拜游走的非平稳过碍程，这在实际应柏用中常常难以得扳到验证。实际上啊，潜在产出的增翱长率可

21、能与Cl佰ark的假定相坝一致(单位根过傲程)，也可能是吧一固定不变的常霸数，还可能是一啊个围绕某一固定拔不变的常数波动阿的平稳随机过程氨。斑考虑板到中国经济增长扮的特征，对袄Clark翱未察成分模型中昂，对描述潜在产艾出增长率行为的霸方程扒加以变化，即有霸下述方程组：把 百 败 碍 隘 靶 伴(背2瓣-1扳)袄艾 邦 岸 般 敖 奥(蔼2拜-2碍)翱扳 巴 爱 吧 摆 邦(暗2百-3坝)扳 熬 熬 鞍 跋(芭2奥-4巴)啊式中皑，隘为实际GDP数啊据的对数值，爸为趋势项，蔼为波动项，艾为潜在GDP的芭增长率，败、奥和蔼为相互独立的白扒噪声过程，其方斑差分别为俺、熬和扮。把g为一常数，拜为待估

22、参数背，蔼、哀为设定的两阶滞白后多项式的估计啊参数。拌式唉(巴2-3搬)中唉g办和盎坝的取值的不同限隘定了袄d把t艾的行为特征。特案别的，如果小澳于1但接近于1爸，增长率就具有阿持久性、稳定性班的特征；如果啊g颁=0和拔扮=1同时成立，百式霸(鞍2叭-3爸)就退化到Cl拌ark对增长率霸的假定的模型之熬中；如果柏哀=0成立，式澳(啊2爸-3艾)中的增长率就暗成为围绕常数值凹g稗波动的平稳的随瓣机过程。如果矮般=0和熬扒摆=0同时得到满笆足，增长率就成肮为一个固定不变芭的常数。因此，绊在这里，我们依懊据式芭(邦2安-3笆)中待估参数的肮不同假定可以进摆行检验，从而辨挨识盎潜在增长率伴的具体行为特

23、征跋。稗唉在上述模型的基盎础上，我们利用搬状态空间-卡尔稗曼滤波法(St哎ate Spa斑ce Kalm皑an Filt岸er)进行估计艾。用状态空间的唉形式来表述，模肮型的观察方程为挨：盎 绊 瓣 胺（暗2扒-5）其状态方程为：翱 （柏2跋-6）伴运用八E颁v稗ie岸w般s统计软件，采搬用跋1978耙-2006年爸相关靶的办年度肮数据为样本摆，笆得到如表爸2扳-5所示的估计颁结果。皑表矮2办-5 中国G阿DP未察成分法埃分析结果艾Coeffic摆ient斑Std. Er袄ror半t-Stati佰stic半Prob.绊g跋0.伴144139捌0.班0伴578瓣91岸2.48983扒4疤0.00

24、佰01傲-矮0.坝583矮947胺0.0袄15败1隘73叭-柏38.4859安0.0000拔0.51307拌1爸0.00322隘4拜159.140佰8败0.0000版0.30843氨9佰0.01024奥8板30.0975瓣0.0000捌由表敖2败-5可见芭0.8215按，说明波动具有澳平稳性。在改革霸开放期内，即在氨样本期内扒中国GDP的俺年度增长率为颁0.091=9艾.1%罢。哀我们的这一估计碍结果与其他学者袄的结果基本是一盎致的，这就是将胺中国的GDP年昂度增长率估计为吧9%翱是可扮信的。扳但问题是这种作隘法说到底是一种靶用“平均”增长癌率来估计潜在增翱长率的方法，用扳这种方法估计中澳国近

25、年来的潜在胺增长率，发现其俺低于实际增长率拔。而同时中国经蔼济中的失业率，凹特别是城镇失业八率则与经济增长八率有相同的趋势版，即高增长时，肮失业率也在提高白。这就傲与懊奥肯定律不一致唉。吧问题出在何处？邦其实主要是对中坝国经济的假设不绊对。本研究认为捌中国经济是资本柏驱动型的，应由艾此出发来研究和隘计算潜在增长率癌。稗3袄基于资本驱动的笆潜在增长率稗在中国劳动力过扮剩的情况下，按班照扳本研究奥的哀假设碍，GDP皑的潜在增长率是吧由资本量决定的懊。因此，在这里颁我们将建立基于拔资本隘驱动理论的潜在昂增长率模型，并胺用中国经济的实傲际数据对之进行疤检验。蔼3柏.1资本驱动的拌潜在增长率模型霸设爸g

26、邦y碍为潜在增长率，澳g敖k熬为资本增长率，昂则在资本单边决肮定的生产函数的佰条件下，中国经搬济的潜在增长率按是由投资来决定斑的。因而有如下耙模型：白 叭 绊 凹 （巴3埃-岸1颁）扳 在这个瓣模型中傲a百是常数，肮右边的含义是在疤给定资本增长率傲条件下，GDP敖的平均增长率。蔼我们用这个平均艾增长率来代表潜哎在增长率。拜3艾.2潜在增长率胺模型的假设检验板与式（跋3-1芭）对应的计量经爱济学模型是拜 傲 隘 半 （唉3哀-扒2暗）笆 邦其估计的方程为癌 佰 半 把 （佰3疤-安3板）皑我们将样本选在叭建国袄以来，即取19碍53安2006年的挨数据霸，如表唉3拜-拌1熬所示柏，唉表耙3半-爱1

27、哀 实际GDP哀增长率与资本增胺长率邦（%）胺年份芭GDP增长率搬资本增长率扒年份绊GDP增长率昂资本增长率绊年份霸GDP增长率翱资本增长率澳1953按15.6 澳12.27 败1971阿7.0 啊10.05 佰1989俺4.1 唉8.77 柏1954摆4.2 唉12.61 颁1972矮3.8 袄8.56 稗1990鞍3.8 奥8.16 拌1955爸6.8 肮10.96 蔼1973败7.9 版9.10 艾1991把9.2 癌8.08 敖1956鞍15.0 稗11.25 懊1974斑2.3 巴8.29 扒1992邦14.2 叭10.01 奥1957隘5.1 绊11.28 岸1975盎8.7 颁8

28、.50 皑1993俺13.5 扮12.85 背1958奥21.3 盎15.42 奥1976柏-1.6 拜7.00 拌1994哎12.6 绊12.44 唉1959昂8.8 扒18.29 巴1977靶7.6 袄7.31 扮1995熬10.5 挨11.44 案1960暗-0.3 半13.43 吧1978熬11.7 碍8.84 扮1996敖9.6 啊11.09 芭1961耙-27.3 凹4.89 芭1979埃7.6 笆8.46 背1997艾8.8 隘10.73 稗1962半-5.6 扒2.20 啊1980八7.8 摆7.83 跋1998傲7.8 霸9.17 阿1963颁10.2 跋3.90 巴1981

29、熬5.2 办6.78 搬1999斑7.1 绊8.67 半1964扒18.3 哎5.57 隘1982笆9.1 凹6.93 拜2000懊8.0 懊8.21 耙1965把17.0 案7.63 绊1983拔10.9 澳7.21 氨2001蔼8.3 懊8.72 疤1966案10.7 摆9.28 氨1984伴15.2 办8.15 叭2002版9.1 吧9.54 奥1967扮-5.7 暗5.43 翱1985霸13.5 俺10.26 疤2003挨10.0 罢11.66 矮1968靶-4.1 奥5.38 艾1986按8.8 皑9.82 案2004绊10.1 班13.64 敖1969哎16.9 胺6.20 矮19

30、87敖11.6 按9.40 笆2005暗10.4 叭15.52 按1970佰19.4 拔10.15 癌1988爸11.3 坝9.68 般2006盎10.7 疤16.95 颁用表稗3拔-坝1办数据，采半用鞍E背v靶iews啊处理，百得到如表扒3-2绊的拔检验癌结果。斑表八3傲-唉2绊 GDP潜在俺增长率的回归分爱析与检验哎Depende傲nt Vari阿able:笆 g哀y办Method:拌 Least 耙Squares八Date: 胺12/28/0安7扳 Time艾: 碍17:14肮Sample(摆adjuste翱d): 195板3啊 2006矮Include疤d obser拌vations肮

31、: 5稗4伴 after 阿adjusti哀ng endp案oints凹Converg败ence ac坝hieved 胺after 1扳1 itera摆tions摆Variabl胺e般Coeffic吧ient把Std. Er澳ror把t-Stati扳stic半Prob. 班0.77415笆7挨0.15074把2爱5.13565阿6熬0.0000拔AR(1)癌0.47843盎9柏0.12404俺6靶3.85693哎4俺0.0003艾R-squar癌ed稗0.23825哀7鞍 Mea颁n depen昂dent va安r半8.27244捌0敖Adjuste胺d R-squ按ared岸0.22332八

32、1哀 S.D捌. depen捌dent va白r绊8.25583翱3笆S.E. of颁 regres白sion敖7.27581绊7笆 Aka八ike inf办o crite暗rion安6.84399坝5佰Sum squ岸ared re蔼sid笆2699.81案3耙 Sch翱warz cr挨iterion把6.91834爸5癌Log lik矮elihood扮-179.36拜59哎 F-s埃tatisti啊c败15.9517傲0安Durbin-邦Watson 俺stat傲1.79955暗9搬 Pro巴b(F-sta案tistic)唉0.00020板9办Inverte罢d A拌R Roots埃 肮.

33、48埃从表百3阿-懊2傲中我们得扒到绊在氨资本驱动假设下拜的到GDP的潜哎在增长率是由实阿际资本增长率来鞍决定的公式（罢3哀-熬4隘）：埃 唉 按 胺（奥3扮-暗4阿）肮 这个结摆果表明中国GD唉P的潜在增长率颁是由资本增长率颁来决定的斑，是与资本增长胺率成正比的隘。当资本岸增长1个百分点傲时，GDP的潜败在增长率就提高拌0.77败个百分点，这就凹是我们所说的资靶本驱动型经济。拜3班.3潜在增长率挨的计算唉与分析班将中国资本增长疤率扒g扒k翱代入式（搬3办-胺4办），就得到如表颁3碍-坝3矮所示的各年的G案DP的潜在增长白率。班在表啊3碍-岸3颁中我们可以看出哎在有些年份，G哎DP的潜在增长案

34、率高与实际增长半率，而在有些年巴份则相反。为了敖能更清楚地看出白二者之间的关系熬，我们用表半3拌-扒3绊得到图爱3靶-安1笆。百表澳3哀-奥3碍 实际GDP增邦长率与班GDP潜在皑增长率碍的比较敖年份疤GDP败增长率败GDP潜在哀增长率凹年份安GDP扮增长率蔼GDP潜在拜增长率傲年份按GDP拌增长率啊GDP潜在昂增长率啊1953绊15.6 俺13.17笆1971巴9.132拜10.05 办1989隘4.1 斑7.3482佰1954摆4.2 伴5.778俺1972哀2.847暗8.56 盎1990碍3.8 笆6.9445叭1955拌6.8 颁6.438疤1973班8.304佰9.10 笆1991

35、般9.2 阿9.2934八1956鞍15.0 拌14.11稗1974暗1.149哀8.29 捌1992绊14.2 隘10.842鞍1957巴5.1 扮4.497办1975袄8.321熬8.50 办1993阿13.5 凹9.9412奥1958背21.3 班22.1板1976奥-2.65按7.00 摆1994袄12.6 癌8.8765芭1959澳8.8 爱8.056扒1977背7.794百7.31 佰1995傲10.5 背8.9359扮1960办-0.3 捌-1.42般1978败12.27癌8.84 唉1996艾9.6 靶8.5856耙1961疤-27.3 叭-28.4扒1979靶7.6稗8.46

36、 袄1997皑8.8 颁8.3099安1962爸-5.6 拜-6.51霸1980哎6.6776颁7.83 邦1998啊7.8 笆7.097啊1963柏10.2 巴10.7隘1981氨4.3831背6.78 翱1999哎7.1 哎6.7138版1964跋18.3 俺16.53白1982斑6.3484岸6.93 霸2000皑8.0 颁6.3522靶1965邦17.0 颁16.95袄1983皑6.2209扮7.21 板2001笆8.3 摆6.7518安1966按10.7 拌17.02把1984板7.0378败8.15 跋2002哎9.1 澳7.3849埃1967澳-5.7 盎-7.24叭1985癌9

37、.336八10.26 摆2003笆10.0 吧9.0272耙1968八-4.1 扮-6.54扒1986背10.236绊9.82 啊2004熬10.1 埃10.562爸1969把16.9 靶19.36罢1987昂8.0517白9.40 暗2005爱10.4 班12.012艾1970暗19.4 摆23.22捌1988皑8.1403佰9.68 扳2006把10.7 坝13.121办从班表扮3班-澳3爸及图啊3疤-伴1俺可以看出，20瓣04，2004叭，2006三年扮中国潜在GDP捌增长率都高于实颁际GDP增长，奥这一结果与其他稗计算方法所得到爱的数据极为不同啊。暗按未差成分法计败算的潜在GDP芭增长

38、率是一个平哀均增长率，大约邦在9.1%9板.5%之间，即傲由此方法得到的霸GDP潜在增长半率明显低于实际耙增长率。班所这个结果与奥八肯定律结合起来芭就得出中国经济伴不符合奥肯定律扳。耙我们认为，这既八不是奥肯定律不版适合中国，百也不是中国经济笆现实有问题，而爸是我们对中国经扒济增长的假设有阿问题吧，把是我们在应用奥办肯定律肮时按出了问题。大部袄分人都认为中国鞍经济依然是资本斑驱动型的，但很斑少有人从资本驱昂动假设下来寻求碍计算资本驱动假摆设下的潜在增长扒率，以及由此决白定的失业与就业挨问题的答案。拌4斑基于资本驱动的绊自然就业率背 在资本昂驱动假设下，内巴含了劳动力过剩矮或劳动力无穷供岸给的假

39、设。因而矮失业率是一个说埃不清的量。所以坝，要研究奥肯定霸律的适用性，就碍必须寻找替代奥肮肯定律中自然失败业率的对等变量耙。败从而使本研究将斑关注点不再放到芭失业率的计算上碍来，而是关注就办业量问题，我们坝提出了两个概念扒，即自然就业量扳与自然就业率。扒4般.1 自然就业扮量与自然就业率挨的定义瓣（1）自然就业袄量的定义吧所谓自然就业量稗，就是在劳动力按无穷供给条件下按，资本驱动假设碍下，由资本存量肮决定的就业量。叭即自然就业量是按资本存量的函数半。设吧L哎n叭为自然就业量，熬则埃：阿 盎 柏 败 （邦4鞍-1）斑到拌底捌是一个什么形式傲的显函数，这要叭看中国经济中资岸本存量与败劳动力之间的关

40、白系而定扮。败（捌2班）自然就业率的跋定义班所谓自然就业率稗就是自然就业量版与埃适龄劳动人口（绊15-64岁）摆总数的一个比值矮。设袄L氨t班为t年适龄劳动白人口总数，蔼E熬t败为对应的自然就笆业率，则有：艾 矮 矮 （哎4班-2）稗式中敖K摆t百为对应年份的资凹本存量。芭一般来说癌E巴t俺是一个假定的量耙，是由资本存量凹决定的，是不能埃通过观察得到的熬。败（3）按实际就业量与实叭际就业率的定义罢所澳谓摆就业量就是中国癌经济中的真实就爸业量，设其为耙L把c按。对这个数据我稗们可以用t年的绊经济活动人口数败来代表，则耙t蔼年的实际就业量拌就是唉L颁ct搬。挨所谓实际就业率败就是真实就业与柏适龄劳

41、动人口的矮比值。设扮E败ct傲为扒t熬年的真实就业率昂，则有笆 熬 暗 把（啊4奥-3）败 一般而阿言，真实就业量俺是由统计或观察唉而得到的，从而鞍在我们的研究可邦以认为是已知的挨。捌4半.2 邦中国般自然翱就业率胺的具体函数形式拔为了寻找中国自熬然就业量与自然鞍就业率的具体形瓣式，有必须考察绊现实中二者之间唉的数字特征与发凹展变化规律。为拜此我们观察矮中国资本存量与澳劳动力存量之间白的关系，即通过岸就业量与资本存邦量按的比值来看二者斑之间的关系。碍（1）绊单位资本的就业盎能力俺我们取1952伴到2006年的柏从业人员数近似拜当作就业劳动力按或就业量班L瓣c摆t懊，班及绊各年的资本存量安K隘t

42、拌，则由拌L埃c氨t把/案K奥t熬表示当年资本的八就业能力，则得蔼到如表耙4皑-俺1背的结果。翱表拔4爸-肮1板 单位资本就皑业能力发展变化吧趋势俺年份半L按ct摆/般K邦t把年份般L懊ct伴/摆K扒t敖年份摆L半ct俺/霸K矮t拔1953暗6.7272稗1971艾1.4196懊1989艾0.3336霸1954熬5.9737昂1972叭1.3077岸1990碍0.3084熬1955半5.3836埃1973胺1.1986哀1991柏0.2853奥1956懊4.8391巴1974氨1.1069霸1992俺0.2594败1957隘4.3488案1975背1.0201按1993吧0.2298板1958

43、颁3.7679拔19瓣76癌0.9534肮1994靶0.2044皑1959疤3.1852白1977唉0.8885板1995把0.1834蔼1960氨2.8082巴1978疤0.8163叭1996班0.1651哀1961哎2.6774半1979搬0.7526叭1997爱0.1491敖1962把2.6199疤1980翱0.6980按1998颁0.1366罢1963矮2.5214搬1981耙0.6537奥1999安0.1257斑1964般2.3883百1982爸0.6113邦2000碍0.1162摆1965熬2.2190白1983靶0.5702笆2001埃0.1068鞍1966坝2.0307斑198

44、4鞍0.5272爱2002芭0.0975瓣1967挨1.9260懊1985袄0.4781佰2003柏0.0874哎1968百1.8277案1986扳0.4354傲2004佰0.0769班1969扒1.7210斑1987盎0.3980败2005霸0.0665哀1970傲1.5624唉1988稗0.3629哀2006蔼0.0569扮 稗表傲4绊-败1哎表明随着时间的碍推移（资本的深昂化），单位资本疤的就业量在下降吧，即资本吸纳劳艾动的能力有“衰暗减”的趋势。根扮据资本驱动理论澳，资本存量与就蔼业量成正比。从爱而我们建立如式翱（百4背-白4奥）的资本吸纳劳半动力的模型隘，这个模型所决霸定的劳动力或就

45、挨业量就是自然就艾业量。伴 昂 背 隘 （俺4俺-4）霸两边同除以翱K俺t肮有氨：斑 般 捌 拌 （安4靶-暗5懊）按式中唉L翱是实际就业量，爱K败是资本存量翱a安是一个资本吸纳摆劳动力的“衰减霸”因子，其意义罢是每年单位资本般吸纳劳动力的减背少量，A是一个爸常数。隘（2）自然就业挨量袄及其估计胺对式（哀4叭-版5霸）中的两个参数艾进行估计时，我伴们有如式（按4哎-百6班）所表达的计量芭经济学模型。皑 把 蔼 （岸4艾-半6百）其估计方程为芭 八 癌 岸（笆4巴-袄7拌）败式（皑4拜-奥7安）所得到的就业埃量就是自然就业袄量的估计值，可肮以当作我们样本般中的自然就业量矮。搬根据表爸4半-坝1碍

46、，采用EVie斑ws进行估计，隘我们得到如表般4拜-疤2稗的估计结果。把表鞍4笆-哀2拜 自然就业量扒的估计结果办Depende芭nt Vari哎able: 熬Method:柏 Least 敖Squares皑Sample:袄 1953 2斑006板Include岸d obser耙vations阿: 54俺Converg挨ence ac斑hieved 半after 6绊 iterat拌ions版Coeffic颁ient癌Std. Er矮ror翱t-Stati拜stic艾Prob. 昂6.88721办0邦0.11917伴4八57.7913把1吧0.0000拜-0.0564爸95稗0.00138半1

47、稗-40.917懊45傲0.0000敖R-squar疤ed唉0.98239巴9隘 Mea拌n depen班dent va稗r八2.10238艾8胺Adjuste埃d R-squ绊ared摆0.98206凹0绊 S.D鞍. depen敖dent va瓣r奥1.73626巴4蔼S.E. of捌 regres捌sion哀0.23255傲5埃 Aka矮ike inf隘o crite败rion敖-0.0430爱47案Sum squ搬ared re岸sid拔2.81225笆2跋 Sch邦warz cr挨iterion稗0.03061俺9翱Log lik爱elihood拔3.16227阿7半 F-s爱tat

48、isti按c跋2902.31般3安Durbin-捌Watson 拔stat哀0.26140背7罢 Pro懊b(F-sta版tistic)挨0.00000柏0艾由表肮4耙-半2蔼的结果，我们可阿以得到啊 澳 百 办 （澳4胺-扮8斑）挨可以将式（皑4巴-8）写成如下班形式：吧 挨 隘（案4唉-9）氨 式（哎4盎-9）就是由资唉本存量决定的自盎然就业量。板（3）自然就业爱率耙与实际就业率熬的估计拜方程熬在资本驱动理论般下，肮定义自然就业率扳为自然就业量与扳劳动年龄人口数肮量的比值。搬由式（板4耙-9）我们可以唉得到自然摆就拜业率的式（敖4摆-蔼10坝）的估计方程。靶 绊 坝 （熬4板-跋1哎0俺）

49、哀4邦.3自然就业量巴与自然就业率把的计算矮（1）自然就业拔量的计算昂由式（鞍4唉-9）代入年份扮下对应的资本存班量，可以得到表颁4斑-扳3拌。肮表凹4氨-挨3捌 拜中国自然就业量把的估计数据敖 蔼 哎 单位：万摆人安年份熬自然就业量的昂估计值霸年份肮自然就业量的皑估计值癌年份扳自然就业量的般估计值拔1953胺19350.6俺9懊1971版33165.7跋9哎1989搬51051.2安1954艾20594.4霸5翱1972八34027.1胺4吧1990挨52185.9百8阿1955搬21596.6袄8稗1973佰35084.8矮7叭1991敖53305.1岸9皑1956凹22706.8扮5稗1

50、974昂35905.8斑4扳1992捌55421.1颁6扒1957白23879.1拜1稗1975柏36818.0摆8霸1993疤59108.2扳2鞍1958半26046.4瓣8扳1976瓣37230.6班8暗1994柏62809.4唉7阿1959澳29118.6唉9扒1977碍37756.9斑1安1995碍66148.8稗6捌1960澳31213.8颁1978搬38839疤1996唉69448.3奥3埃1961凹30940.5办9俺1979癌39811.1爸2蔼1997隘72678.5肮9案1962奥29882.9盎5岸1980奥40569.1哀7吧1998耙74982.9百7搬1963阿29

51、343.8斑6背1981笆40939.1邦5疤1999八77009.6办7隘1964柏29277.2翱9翱1982吧41372.4翱2败2000绊78751.2稗4拌1965扳29780.4埃1983办41918.9拌9艾2001扒80916.2肮8扳1966吧30755.0班7哀1984瓣42846.5挨2艾2002摆83766.2鞍5坝1967哎30644.5挨1985扳44647.2邦2白2003巴88396.0摆3瓣1968扒30520.2伴1伴1986拌46339.7办1吧2004澳94938.3肮8靶1969跋30630.7版7拌1987版47909.8般3白2005柏103644

52、.扒4佰1970芭31887.5懊9艾1988巴49661.3澳6鞍2006版114552.霸7安为了能更好地说阿明问题俺，我们将样本期吧内的自然就业量氨与实际就业量进安行比较，如图肮4罢-背1昂所示。哎在资本驱动假设背下，中国经济到佰了1996年，氨由资本所决定的败“应该就业矮量艾”啊就开始大于实际扒就业量，但实际案就业量则远远低埃之。这一结果与昂高投资、高增长八低就业是非常一般致的。埃（2）自然就业捌率伴与实际就业率佰的计算拔计算自然失业率蔼需要知道15-懊64岁人口的总半量，我们只得到败了14年的数据班，因而无法将全敖部自然就业率展叭示出来。班由式跋（跋4佰-3）及颁（办4盎-皑1翱0佰

53、）我们可以计算昂出中国的百14年的实际就板业率与岸自然就业率摆如表挨4案-半4叭所示邦。凹表肮4艾-哀4背 自然就业率摆与实际就业率的柏计算阿年份搬15-64的人安口拔（万人）板自然就业量拌实际就业量啊自然就业率拜实际就业率靶1982暗62003.0昂7扳41372.4靶2斑45295敖0.66726爱4矮0.73052扒8半1987癌70221.4胺8捌49661.3斑6瓣52783案0.70721百0班0.75166阿5拔1994笆79449.8芭1岸62809.4摆7巴67199罢0.79055搬5伴0.84580板4扳1995懊79159.6般8疤66148.8白6矮67947跋0.8

54、3563案8哀0.85835扳4八1996吧81465.9熬5氨69448.3半3埃68850俺0.85248按3版0.84513败8颁1997扮83161.3拔2鞍72678.5鞍9艾69600八0.87394斑7岸0.83692昂8邦1998扒84874.9吧0案74982.9拔7皑70637傲0.88345颁3凹0.83224按8坝1999捌84970.4矮9岸77009.6瓣7氨71394拔0.90631半1按0.84022吧1昂2000伴88793跋.00哎78751.2背4暗72085俺0.88690办8袄0.81183叭2盎2002暗89899.3拜9癌83766.2巴5阿737

55、40瓣0.93177版8癌0.82025霸0爱2003背91334.8扳3按88396.0傲3摆74432办0.96782皑4邦0.81493瓣6鞍2004阿93571.1安2半94938.3哀8袄75412叭1.01461靶2挨0.80593吧2艾2005拌91499.4把8版103644.啊4般0板75825扳1.13273伴2昂0.82869按3阿2006袄95114.6瓣6跋114552.扒7唉0吧76400盎1.20436佰4背0.80324碍1版从表罢4败-袄4白可以发现，20拜04、2005奥、2006三年败自然就业率高大跋于1，叭这并不是我们的八理论有问题，也胺不是计算错误。吧

56、而恰好按说明由资本决定捌的自然就业量，摆大于人口中适龄肮人口的数量了，拔换言之，这三年靶来中国资本存量啊增长过快。艾5昂基于资本驱动（矮修正）的“奥肯斑定律”蔼 由于资板本驱动的经济与白奥肯定律所假设靶的经济是不一致靶的，因此，我们敖采用反向思维的隘方式，柏不研究实际增长把率与失业率之间八的关系，而是研爸究增长率与就业盎之间的关系。霸5懊.1关于奥肯定败律的再理解挨奥肯定律的基本背表述如下皑：实际产出额在鞍一年内持续高于拔产出的趋势增长澳率，则失业率会哀下降。方程式为耙：按 稗 鞍 敖（癌5靶-1唉）或瓣 哎 邦 （奥5岸-版2斑）背其中，u 为扮失业率的变化，爱即皑，X 为产出增搬长率，用百

57、分数坝表示，扳，靶 为实际产出的阿趋势增长率，捌 为系数。奥肯耙运用 1962凹-1988 年挨的数据得到的结蔼果是：疤，由此，如果某凹年的产出增长率斑为 4%，则意埃味着失业率为 皑0.6%；或者绊还可计算出，若半要使失业率下降霸 1%，产出增巴长率应达到 5唉%。扮在奥肯定律的假敖设下，就业率与搬失业率有发下关爱系：靶 芭 昂 （般5背-3）昂因此，澳与奥肯定律等价澳的命题是：佰当实际经济增长皑率超过潜在增长袄率5%爱，半可使实际失业率吧低于自然失业率绊1%。反过就是啊说，如果存在一氨个自然就业率，阿当实际经济增长捌率超过潜在增长耙率5%时，可以澳使实际就业率提白高1%。芭5奥.耙2熬修正

58、的“奥肯定艾律”癌基于哀5百.1的凹理解，在资本驱凹动的条件下，自扒然失业率是无法叭得知的，因此，耙我们转寻求实际搬就业率拔与自然就业率之隘差：（耙）与实际GDP唉增长率啊与潜在增长率暗g氨y把之差的关系。隘显然，扳如果某年的实际半GDP增长率白高于潜在增长率罢g懊y拌，就是由于过多哀地唉雇懊用了劳动力的贡懊献引起的，因而唉应该有更多的就办业人数。从而导罢致实际就业率凹超过自然就业率般。皑我们的基本假设翱是在中国资本驱把动经济增长的假扮设下，在劳动力八无限供给假设下矮，当经济的实际半增长率高于潜在斑增长率时（称之熬为超额增长率）矮，实际就业增长阿率就高于自然就氨业率（超额就业傲率）。即超额就扳

59、业率与超额增长安率成正比：胺 八 挨 （按5佰-4）翱在式（坝5岸-4）百中，奥e疤是一个正的常数袄。坝式（奥5白-4）与式（班5白-2芭）（奥肯模型）疤是相似的，因而扮称之为半“阿修正的奥肯定律版”绊。柏式哀（板5案-4）笆的经济含义是：矮当GDP肮的实际增长率超爸过潜在增长率一白个百分点时，矮实际业增长率就拌会超过自然增长败率百e背个百分点。瓣也可以称之为扳劳动稗力疤供给过剩情况下吧的“奥肯定律”败。埃5挨.3霸“艾修正的奥肯定律哀”的假设检验翱这个命题在理论澳上的意义是与奥拔肯定律相一致的暗。因此，对这个案命题的验证是有安很重要的颁理论背意义的。扒我们根据表扒4哎-拌4案的数据捌，用EV

60、iew胺s进行分析，其扮结果靶如扒表版5肮-1扳所示绊。把表隘5佰-1 对蔼“氨修正的奥肯定律吧”的假设检验结肮果翱Depende奥nt Vari柏able: 绊Method:靶 Least 傲Squares袄Sample(艾adjuste伴d): 巴14颁Variabl熬e矮Coeffic隘ient罢Std. Er白ror胺t-Stati爱stic把Prob. 啊e班0.01467芭5败0.00344哀2版4.26367隘9碍0.0013肮AR(1)耙1.30125袄1矮0.03787扮3案34.3579白6蔼0.0000瓣R-squar搬ed昂0.98885靶3懊 Mea巴n depen吧