我国货币供给实证分析——基于协整与误差修正模型
协整方程(CE)与误差修正模型(VECM)

人民币实际有效汇率对我国经济影响的实证研究巴曙松,王群2009-09-29摘要:本文试从理论上给出实际汇率变动对产业结构调整的三种传导途径,并从有效汇率的角度出发,通过协整模型、Granger因果检验和脉冲响应方法对实际有效汇率对我国产业、就业结构的影响进行实证分析。
结果表明,人民币实际有效汇率的升值提升了我国第三产业的比重并增加了该产业就业人数,在一定程度上促进了农村劳动力的转移,同时相应地对第二产业的就业造成了负面影响。
总体上来看,人民币有效汇率的上升将有助于长期改善我国的产业结构,但短期会造成一定的就业压力。
关键词:实际汇率,产业结构,就业结构,传导途径2008年以来,伴随着次级抵押贷款危机下全球金融市场的动荡,我国经济不仅面临着恶劣的国际环境、国内经济增长的周期性回落,同时还面临着以产业重组、产业升级和放松管制为重点的产业结构调整。
随着近年来我国对外贸易依存度的不断上升,产业结构调整的动力则不可忽略地受到对外贸易部门发展的影响。
实际汇率作为一种非贸易品和贸易品相对价格,则是影响外贸企业的重要因素之一,从而影响了不同产业之间的资源配置,进而对产业结构的调整产生影响。
因此,在开放型经济条件下,实际汇率成为考察国内产业结构和就业结构调整的重要影响因素之一。
而对该影响作用的分析和研究,不仅有助于加深对产业结构调整的宏观把握,而且将对汇率政策的制定起到一定的指导作用。
另外,在2005年7月21日我国实行了汇率制度改革以后,如何通过人民币有效汇率这一衡量人民币整体水平的汇率指标来把握汇率政策,也引起了学者的普遍关注和研究,本文正是依据人民币实际有效汇率的数据,分析人民币的升值对我国产业结构和就业结构带来的影响。
一、研究背景不论是关于汇率对一国就业影响的研究,还是其对产业结构影响的研究,都是近几年才被国内外学者广泛关注的。
其中对就业影响的研究较多,但得到的结果却不尽相同:Frenkel(2004)运用线性回归模型研究了实际汇率对阿根廷、巴西、智利和墨西哥4国的影响,得出实际汇率的变动对就业有显著影响,且实际汇率变动对失业率变动影响有滞后效应等结论。
我国货币替代决定因素的实证分析

Emp r a a y i f h csv a t r fCu r n y Su s i t n i ia ic l i An lss o e De iie F c o s o re c b t u i n Ch n t t o
贸易 依 存 度 2 0 0 2年 已经 超 过 5 %,中 国持 有 的 外 0
外 国货 币 时 ,浮 动利 率 不一 定 能确 保 国内货 币政策 的 自主 性 。Mi s (9 8 指 出 当 国外利 率或 预 期汇 l 17) e
率贬值率产生变动 ,将会改变大众本外币资产的持
有 比例 , 因而造 成 国 内货 币需 求 的不 稳 定 ,间接影 响 货 币 当 局 的 政 策 操 作 。 D ulsH. ie (95 og J ns 18 ) a o 基 于 Mis (98 l 17 )货 币服 务生产 函数理论 实证 分 析 e 认 为 , 货 币 替 代 影 响 货 币 流 通 速 度 。 T o a hm s (95 18 )指 出, 浮动 汇 率制 下 货 币替 代 的存 在使 得 货
wh c fe tCure c ub tt to n Ch n .By a p i o n e r to n ro o e to d l,t s p p r tss i h af c r n y S siu in i i a do tng c i tg ai n a d e r r c r ci n mo e s hi a e e t t e n u n e f t e f co s h i f e c o h a t r .AnJ t e l  ̄ h ma n o c u in s h mp c h t o s r m h i e o h p o o to i c n l so i:t e i a t t a c me fo t e nd x f t e r p ri n
我国货币供给规模与经济增长关系的实证研究——基于Enger-Granger协整理论分析

2 1 年第 2 期 00 3
经济研究导刊
E CONO C RES ARCH GUI E MI E D
其短期非均衡关 系。 ( 单位根检验 一1 鉴 于时 间序列可能存在非平稳性 , 为避免为回归问题 , 首
结果显示 : 5 在 %的显著显著 水平下 , 差 e 是平稳 的 , 残 t
接受 IG P和 MS nD *之 间 的协 整假 设 。 于是 ,协 整 向量为
(. 6 ,. 2 ) 1 6 504 4, 修正项为 : 。 6 2 误差 e
No2 . 01 .3 2 0 S r lN .7 e i o9 a
总第 9 期 7
我国货币供给规模与经济增长关系的实证研究
基 于 E gr G agr n e- r e. n 协整理论分析
刘思佳 , 卓德保
( 上海 师范大学 商学 院, 上海 2 0 3 ) 的核心 , 经济增 长中的促进作 用 日趋明显。货 币供给 量的变动是政府进行宏观调控 在
一
、
基 于 E g rGrn e 协整理 论分 析 n e— g r a
为分析货币供给对经济增长的关系 , 本文选取 了 l 8— 99
20 0 8年的年度数据( 1。经济增长以国内生产 总值 G P衡 表 ) D
量, 货币供 给情况分别 由 M 2和金融机构年末贷款来衡量 , 分 别 以 MS和 L来表示 。为消除异方差差 行 ,货 币供给量 M2 ( )金融机构 年末贷款余额() 国内生产总值(D ) Ms、 L和 G P均采用 自然对数形式 ,分别生成 lMS lL和 l D n 、 n n P三个时间序列。 G
中国货币政策理论有效性的实证分析(1)

作者简介:吴金友(1979-),男,安徽安庆人,经济学博士,现供职于中国人民银行上海总部 。 16 2011 / 09
货币时论
货币银行 Financial Industry
货币市场: M=M1+M2=L1(Y)+L2(r) 投资市场: D2=D2(r) 商品市场:Φ(N)-X(N)=D2 生产函数:Y=Φ(N)
(1.10)
Δyt=α(yt-1-k0-k1 xt-1)+ β2Δxt+μt
(1.11)
显然,1.5 式与 1.11 式是等价的,但二者却有不同
的解释和含义 ,特别是 1.11 式,也被称为误差 修 正 模
型 (error correction model,ECM)。 当长期平衡关系为
式时,其误差修正项是如(yt-k0-k1 xt)形式,它反映了 yt 关于 xt 在第 t 时点的短期偏离。 一般地,由于 1.5 式中 |β1|<1,所以误差修正项的系数 α=(β1-1)<0,通常称为调 整系数,表示在 t-1 期 yt-1 关于 k0+ k1 xt-1 之间偏差的调 整速度。
阶协整,记为 y~CI(d,b),如果满足:
(1)Y~I(d),要求 Y 的每个分量 yt~I(d);
(2)存在非零向量 β,使得 β' Y~I(d-b),0<b≤d。
简称 Y 是协整的,向量 β 又称为协整向量。
2.误差修正模型(ECM)
传统的经济模型通常表述的是变量之间的一种"
长期均衡关系",而实际经济数据却是由"非均衡过程"
部分实证分析样本确定为 1994 年至 2009 年的季度数
据。 选择 1994 年作为实证分析的起点年份,一方面是
对我国利率、投资、储蓄和货币供给量的协整与误差修正分析

配送备选 中心 D 和 D ,用层 次分析 法和模糊 l 4
维普资讯
参考文献 :
O06 ) 4 4 4 ( .5 ,O052 . ,B =C ×R = 0 182 .6 ) 92
『・1, ・4] -o oo7 o 35 1
= Leabharlann [] 刘振溪 . 1 电子商务与物流配送中心建设[ . J 青 ]
.
L 1 , . 5 J o 5 2 00 8 62
( 融宏观调控 ) 金 、资产定价。
重 ,C l= ( .1 ,0 12 , C 035 .0 ) 2= ( . 1 .1 。 0 1 ,03 ) 7
进行单 因素评价 ,得 出变换矩 阵 R ( ; q)
【 =
【 麓 凡瞄 =
综合评价法进行定性求解中;优于其它的备选配送中 心。因此 , 配送备选中心 D 和 D 为最终电子商务 1 4 环境下的配送 中心选址最优方案。
( hd o e o / - e rl n ei F ac ,e n 00 1 C i ) & o o mc Cn a Uirto i ne Bi g 108 。 h a fE n s t v s f n y n
A]r .Iivr 1l ̄, t日 e sl y憎砌 t = t Iaa h ogI ta , r l 。鲫幛 ador e l x t r i t oc 6 h d t- i l , e ii pml i n 蛐 t 圈h眦 re l n . yxtn ̄ 鲫llgh 1 mn ca b I e l
进行综合评价, 求得最终综合评价结果;z= A
×B= ( . 8 ,00 1 ) 0 1 .9 。 03 4
岛科技大学 学报 , O , )5 —5 . 2 2( : O 2 2 4 [] 徐杰 , 。 宜红 . 2 田源 汝 物流 中心选 址的影 响因素
协整分析与误差修正模型

协整分析与误差修正模型1.协整分析协整分析用于找到两个或多个非平稳时间序列之间的长期关系。
当两个变量之间存在协整关系时,它们的线性组合将是平稳的。
协整关系可以解释为变量之间长期的平衡关系,即存在一种平衡机制使得变量保持在一个相对稳定的范围内。
协整分析的步骤如下:1)对非平稳时间序列进行单位根检验,例如ADF检验。
2)如果两个或多个时间序列都是非平稳的,那么可以进行线性组合,得到一个平稳的时间序列,通过单位根检验确定这个线性组合是否是平稳的。
3)如果线性组合是平稳的,那么就可以认为存在协整关系。
协整分析的优点是可以探索多个非平稳时间序列之间的关系,并且提供了具体的数值关系,能够描述长期平衡关系。
但是,协整分析不能提供因果关系,只能提供关联关系。
2.误差修正模型(ECM)误差修正模型是一种用于描述非平稳变量之间长期关系的模型。
它是在协整分析的基础上发展而来的。
误差修正模型的基本思想是,如果两个变量之间存在协整关系,那么它们之间的误差会随着时间的推移逐渐修正,回归到长期平衡关系。
因此,误差修正模型可以用来分析变量之间的动态行为。
基本的误差修正模型可以表示为:△Y_t=α+βX_t-1+γE_t-1+ε_t其中,△表示时间差分,Y_t和X_t分别表示被解释变量和解释变量,E_t表示长期误差修正项,ε_t表示短期误差项。
α、β和γ分别表示模型的截距和参数。
误差修正模型的步骤如下:1)进行协整分析,确定变量之间的协整关系。
2)构建误差修正模型,通过估计模型参数来描述长期关系。
3)进行模型检验,包括参数显著性检验、拟合优度检验等。
4)根据模型结果进行解释和预测。
误差修正模型的优点是能够同时分析长期和短期关系,提供了关于变量之间回归到长期平衡的速度信息。
同时,误差修正模型还可以用于预测和政策分析等方面。
但是,误差修正模型的局限性在于假设模型中的所有变量都是线性关系,不能很好地处理非线性关系。
综上所述,协整分析和误差修正模型是非平稳时间序列分析中常用的方法,它们能够揭示非平稳变量之间的长期关系,并对其动态行为进行建模和分析。
协整与误差修正模型

变量选择是合理的,随机误差项一定是“白噪声”(即均 值为0,方差不变的稳定随机序列),模型参数有合理的经 济解释。
这也解释了尽管这两时间序列是非稳定的,但却可以用 经典的回归分析方法建立回归模型的原因。
• 从这里,我们已经初步认识到:检验变 量之间的协整关系,在建立计量经济学模 型中是非常重要的。 而且,从变量之间是否具有协整关系 出发选择模型的变量,其数据基础是牢固 的,其统计性质是优良的。
Yt 1X t vt
式中,vt=t-t-1。
实际情况往往并非如此
如果t-1期末,发生了上述第二种情况,即Y的值小于其 均衡值,则Y的变化往往会比第一种情形下Y的变化Yt 大一些; 反之,如果Y的值大于其均衡值,则Y的变化往往会小 于第一种情形下的Yt 。 可见,如果Yt=0+1Xt+t 正确地提示了X与Y间的长 期稳定的“均衡关系”,则意味着Y对其均衡点的偏离从 本质上说是“临时性”的。 因此,一个重要的假设就是:随机扰动项t 必须是平 稳序列。 显然,如果t有随机性趋势(上升或下降),则会导 致Y对其均衡点的任何偏离都会被长期累积下来而不能被 消除。
检验程序:
对于多变量的协整检验过程,基本与双变量情形相同, 即需检验变量是否具有同阶单整性,以及是否存在稳定的线 性组合。 在检验是否存在稳定的线性组合时,需通过设置一个变 量为被解释变量,其他变量为解释变量,进行OLS估计并检 验残差序列是否平稳。 如果不平稳,则需更换被解释变量,进行同样的OLS估 计及相应的残差项检验。 当所有的变量都被作为被解释变量检验之后,仍不能得 到平稳的残差项序列,则认为这些变量间不存在(d,d)阶 协整。
同样地,检验残差项是否平稳的DF与ADF检验临界值 要比通常的DF与ADF检验临界值小,而且该临界值还受 到所检验的变量个数的影响。
货币供应、银行贷款与经济增长的关系研究——基于J-J协整检验和向量误差修正模型分析

AD F
一 .2 16 5
临 界 值 (= . a 0叭
- .7 46 1
临界 值 (= . a 00 5)
- 3 375
结 论
不 平 稳
tm2 n
tta non
(,0 e, t)
(,0 et) ,
02 3 .6
- .6 06 1
- .3 45 5
- .3 45 5
- .7 365
- 7 36 5
不 平 稳
不 平 稳
dnd tg p
dn lm2
(,2 ct) ,
(,2 et ) ,
— .7 17 3
- .2 31
- 7 46 1
- .7 46 1
- .3 374
- .3 374
不 平 稳
不 平 稳
dron l a d
货 币供 应 、 行 贷 款 与 经济 增 长 之 间 的 关 系 进 行 了实 证 分 析 研 究 , 银 分别 从 长 期 和 短 期 两个 角度 测 度 了货 币供 应 增 长 率 、银 行 贷 款增 长 率 与 经 济 增 长 率 之 间 的 关
系和 相 互 影响 效 应 。
关键字 :— J J协 整 检 验 ; 向量 误 差修 正模 型 ; 响 效 应 影
Adn d lgp
(,2 ct ) ,
(,, 000 )
— .2 26 4
- .3 27 8
- .7 46 1
- .1 27 6
- .3 374
—1 6 . 3 9
不 平 稳
平稳
△dn lm2
△dnor lla
(,,) 000
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0 0 6 Al t . 8 7 mz一2 + 0 0 3 Al t . 3 8 mb 一1 — 0 0 9 Al b 一1 — . 72 m t 0 0 1 △J 一1 — .6O t t 0 0 0 At . 3 3 lt 一2 + 0 0 o A r—l 一 . 1 O lt 0 .
整 向量 ” 假 设 , 明 它们 之 间 存 在 着 一 个 协 整 关 系 , 的 说 由此 , 我 们 认 为 I 2和 l 、k l、 之 间 存 在 长 期 均 衡 关 系 , 误 a r mb l、 I rt 将 差记为 E M, 立协 整模型如 下所示 。 C 建
关 键 词 : 币供 给 ; 整 ; E 模 型 货 协 V C
中图分类 号 :8 F
文献 标识码 : A
文 章 编 号 :6 23 9 (0 1 1—0 70 1 7 -1 8 2 1 ) 60 1 —2
l 引 言
本 文选取 的样本数 据的 区间为 20 0 2年 1月 到 2 1 0 1年 3月 ,
差 分值 。检验 结果表 明 , 过处理后 所有数 据序列 在 5 显 经
著 水平下都 是平稳 变量 。 货 币 供 给 模 型 一 般 表 示 为 m2 fmb k tr 。 = ( , ,,)
2 模 型 的选 取 与数 据的 整理
以本 文 运 用 单 位 根 检 验 法 对 数 据 的 平 稳 性 进 行 检 验 , 现 发 所 选 变 量 是 非 平 稳 的 , 是 运 用 处 理 非 平 稳 时 间 序 列 的 协 于 的关 系 进 行 了进 一 步 的分 析 货 币 供 给 量 不 仅 仅 决 定 于 货 币 当 局 的 行 为 , 决 定 于 还
l 数 货 币 供 给 问 题 , 直 以 来 都 是 各 国 中 央 银 行 和 货 币 管 共 计 11个 月 度 数 据 , 据 来 源 于 巨灵 金 融 平 台 。 一
理 当局关 注 的重点 问题 。货币 供给 是否 合适 与 一 国的经 济 3 实 证 分 析
状 况 是 密 不 可 分 的 。无 论 是 通 货 膨 胀 还 是 通 货 紧 缩 都 会 影 3 1 单 位 根 检 验 . 响 经 济 的 可 持 续 增 长 , 以 为 了 我 国 经 济 的 稳 定 增 长 来 对 所
N o 6, 011 .1 2
现 代 商 贸 工 业 Mo enB s e r e n ut d r ui s T a d s y ns d I r
21 0 1年 第 1 6期
我 国货 币供给 实证 分析
— —
基 于协 整 与误 差 修 正模 型
罗缘 凤
( 南财经政 法大 学统计与数 学学 院, 北 武汉 407 ) 中 湖 3 0 4
摘 要 : 用 处 理 非 平 稳 数 据 的 协 整 和 向 量 误 差修 正 模 型 方 法 , 据 货 币供 给 的 相 关理 论 选 取 变 量 对 我 国 的 货 币供 给 采 根
进 行 了 实证 分 析 。研 究 表 明 , 础 货 币对 货 币供 给 量存 在 着 正 向 的 影 响 , 现 金 存 款 比 率 、 期 存 款 比 率 和 法 定 存 款 准 备 基 而 定 金 率 对 货 币供 给 量 存 在 着 反 向 的 影 响 , 金 存 款 比率 的 变动 影 响 最 大 。 现
ECM l 2 一 0 6 9 mb + 0 2 0 1 一 m t .1 5 1 t . 7 6t t+ 0 1 7 r + .1 0 1t 0 6 0 1 8 5 1 . 9 3k 一 . 8 8 () 1
0 3 Alt 一 0 0 8 △l t — 0 0 4 Al t 4 8 r—z . 1 8 k 一1 . 5 5 k 一2+ 0 0 3 5。 .13
“ G P为纲” 唯 D 的观念 需要 摒弃 的原 因在 于 它 的片 面。 指标 应作 为决策 参考 指 标 , 政 策调 整 提供 参 考 但不 宜 用 对 把经 济发展和保障 民生 同时作为 工作 中心 , 在指标 衡量 方面 于 阶 段 性 衡 量 。 需 要 摒 弃 过 去 单 一 指 标 衡 量 的 方 式 , 须 将 衡 量 标 准 多 元 必 化 。要结 合 中国 的实际状 况 , 在 GD 对 P核算 使 用绿 色 G P D
合 通货膨 胀 、 经济增 长等经济 变 量 , 来研究 它们 与货 币供 给 确 定 各 变 量 的 平 稳 性 。 其 结 果 显 示 选 取 的 5个 变 量 均 是 非
之 间 的 相 互 作 用 。 本 文 将 根 据 货 币 供 给 理 论 , 取 影 响 货 平 稳 时 间 序 列 数 据 , 们 对 非 平 稳 变 量 采 用 差 分 法 进 行 处 选 我 币 供 给 量 的 相 关 变 量 , 用 协 整 和 向 量 误 差 修 正 模 型 对 我 理 , 中 &mz / mb Ak A t△ r 示 对 相 关 变 量 取 一 阶 运 其 l 、q 、 l 、 l l 表 国的货 币供给进 行分析 。
参 考 文 献
1 民 J. 2 0 :8 的同时 , 要杜 绝将诸多指标生硬 地放 到一个 公 式中算 出一个 [ ]荆 棘 . 生指 标要 硬 起 来 [] 嘹 望 ,0 9 3.
2 论 J. 2 1 ,8 . “ 终极指标” 应该 将几个 民生指标 发挥 不 同的衡量 作用 。在 [3王 纪信 . GDP与 幸 福 指数 [] 技 术 与 市 场 ,0 0 ( ) ,
至 少 1个 协 整 向 量 0 1 2 4 . 8 9 0 6 7 2 . 8 9 0 6 1 70 3 8 9 ( . 9 ) O 3 7 (. 2 ) 至 少 2个 协 整 向 量 0 0 4 2 . 0 9 0 8 8 l . 6 6 0 9 0 .9 0 3 5 1 ( . 5 ) 0 6 9 (. 4 ) 至 少 3个 协 整 向量 0 0 1 l. 3 3 0 7 1 8 0 1 9 0 8 9 . 7 7 2 8 2 ( . 5 ) . 4 2 (. 1 ) 至 少 4个 协 整 向 量 0 0 3 47 1 4 0 67 4 7 1 5 0 6 7 . 43 . 9 0 ( . 2 ) . 9 0 (. 2 )
. 由于经济 变量 的 时 间序 列数 据 通 常 都是 非 平稳 的 , 所 3 2 协 整 检 验
假定货 币供给模 型为线 性 , 对方 程 两边取 对数 , 以消 除
i( ) 0 l( b n mz = t n m )+ a n k + a n t + a n r + c l 2l ( ) 3l () 4I ( ) 。
No.1 2011 6,
现 代 商 贸 工 业 Mo enB s es rd d s y dr ui s T aeI ut n n r
表 1 各 变 量 Jh ne o a sn检 验 表
21 年第 l 01 6期
可 以 认 为 残 差 序 列 是 平 稳 的 , 为 该 模 型 提 取 的 信 息 较 允 认
l mz的 短 期 方 程 为 :
△J 一 m2 c 0 0 0 ECM t 1 + . 29 0 0 6 A mz一1 + . 8 5 l t
从 表 1我 们 可 以 看 出 , 几 个 变 量 的 协 整 检 验 拒 绝 了 这
“ 少 有 0个 协 整 向量 ” 假 设 , 时 接 受 了“ 法 , 在 此 基 础 上 建 立 了 误 差 分 析 模 型 来 对 经 济 之 间 变 量 之 间 可 能 存 在 的异 方 差 。 并
由于是 多变量 的 协 整检 验 , 者 选 用 Jhne 笔 o a sn极 大 似
商 业 银 行 、 它 存 款 机 构 和 社 会 公 众 的 行 为 。 所 以 本 文 选 然 法 。这 种 方 法 是 目前 比较 可 靠 的方 法 , 可 以 避 免 使 用 E 其 它 取 了 广 义 货 币 mz 基 础 货 币 mb 现 金 存 款 比率 k 定 期 存 款 、 、 、
货 币 供 给 量 进 行 一 定 的研 究 是 非 常 有 必 要 的 。
检 查 序 列 平 稳 性 的 标 准 方 法 是 单 位 根 检 验 , 文 主 要 本
运 用 AD F检 验 , 也 是 目前 普 遍 运 用 的 检 验 方 法 。本 文 采 这
目前 , 我 国 , 于货 币 供 给 的 实 证 分 析 主 要 集 中 于 结 用 E i 60统 计 软 件 对 各 个 变 量 分 别 进 行 单 位 根 检 验 , 在 对 ve . ws 以
将失 业率 作为衡 量指 标 , 需要 将 失 业率 的计 算 方 法通 过 就 小 ; 失业 率等在 中 国准 确度 遭 质 疑或 变 动过 小 的 指标 不 易 业 岗位统计 且考虑 农村流 动人 口。
3 5 指 标 使 用 的 建 议 . t
进入衡 量体 系 , 否则 会影 响衡 量 的有 效 性且 会 在 客观 上 增 加 G DP所 占的比重 。除 了衡 量指标 , 恩格 尔 系数等 趋势 型
结 论
原 假 设
0个 协 整 向 量
特 征 根 迹 统 计 量 ( p值 ) 统 计 量 ( P值 )
分 。 且 此 时 建 立 的 向 量 误 差 修 正 模 型 的 AI 和 S C C值 分 别
0 3 2 8 . 9 8 0 0 7 5 3 4 (. 0 ) 拒 绝 .4 8 9 14 ( .4 )4 .0 9 0 O 7 接 受 接 受 接 受 接 受
就 业 居 民生 活 水 平 的 基 本 保 证 , 业 可 以 创 造 GD 提 以地方 统计 汇总为重 , 就 P, 以供 决策层有 的放 矢采取措施 。 高 就 业 是 实 现 经 济 建 设 和 保 障 民 生 共 有 的 基 本 手 段 。 同 时 如 果 一 个 简 单 的 衡 量 指 标 , 以 对 经 济 增 长 指 标 和 民 可 就 业 率 对 这 两 个 目标 的 衡 量 作 用 也 很 强 。不 过 笔 者 看 来 , 生 指 标 折 算 成 对 应 的指 数 后 乘 以 对 应 的 权 数 最 后 加 总 。关 在 当 前 条 件 下 没 有 加 入 失 业 率 指 标 衡 量 的 必 要 。不 同 于 国 于 权 数 的 确 定 , 色 GD 的 权 数 最 大 , 不 能 在 权 数 中 占 绿 P 但 外 , 国 失 业 率 是 通 过 登 记 失 业 统 计 的 , 统 计 范 围仅 限 于 绝对 多数 ; P 、 我 且 C I基尼 系数等计 算较 为严 密 的民生指 标 次之 ; 城镇 居 民 , 因而 我 国 失 业 率 统 计 的 有 效 性 备 受 质 疑 如 果 关 于 幸 福 指 数 等 心 理 因 素 较 大 的 指 标 需 要 考 虑 但 权 数 较