我們使用帶有隨機波動的時變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型考察經(jīng)濟產(chǎn)出和勞動就業(yè)的波動性、相關(guān)性及兩者間的協(xié)同共動性特征,探討了經(jīng)濟產(chǎn)出和勞動就業(yè)在供給沖擊、需求沖擊和貨幣政策沖擊下的時變脈沖響應,并進一步通過構(gòu)建新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡（NK-DSGE）模型尋求經(jīng)驗事實的理論解釋,理論模型的動態(tài)分析很好地匹配了經(jīng)驗證據(jù)。據(jù)此我們發(fā)現(xiàn):經(jīng)濟產(chǎn)出和勞動就業(yè)間的協(xié)同共動性特征在金融危機后發(fā)生了明顯的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變。供給沖擊和需求沖擊的迅速下降是金融危機后產(chǎn)出和就業(yè)衰退的主要原因,也是兩者聯(lián)合動態(tài)結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變的重要驅(qū)動因素,同時經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和系統(tǒng)性經(jīng)濟政策的實施減緩了產(chǎn)出和就業(yè)的波動。模型中名義粘性的設(shè)定對沖擊的擴散機制具有非常重要的作用,且不同的名義粘性對產(chǎn)出和就業(yè)波動的影響不同。 

【文章來源】：中央財經(jīng)大學學報. 2020,(03)北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：23 頁

【部分圖文】：

產(chǎn)出的時點和分段脈沖響應

圖11清晰地展示了勞動就業(yè)在不同結(jié)構(gòu)沖擊下的時變脈沖響應。其中:第一行表示勞動就業(yè)在技術(shù)沖擊、非技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊下的全樣本三維脈沖響應;第二行表示勞動就業(yè)在不同結(jié)構(gòu)沖擊下的時期脈沖響應,不同時期分別為2期、8期和16期。正向單位標準差的技術(shù)沖擊對勞動就業(yè)具有顯著的負向作用,即正向的技術(shù)沖擊對勞動就業(yè)具有明顯的抑制作用。技術(shù)沖擊在金融危機期間對勞動就業(yè)具有明顯的抑制效應,并且2010年后抑制作用明顯減弱甚至消失。從響應時期圖形來看,技術(shù)沖擊對勞動就業(yè)的抑制作用在8期左右達到最大值后逐漸減弱,同時技術(shù)沖擊對勞動就業(yè)在長期內(nèi)無永久性效應,表現(xiàn)為時期脈沖響應具有明顯的衰減趨勢。需求沖擊對就業(yè)的脈沖響應在樣本初期較為明顯,且響應強度逐漸減弱,2010年后需求沖擊對就業(yè)的響應非常微弱。從全樣本三維圖形來看,貨幣政策沖擊對就業(yè)具有明顯的促進作用,然而總體來看,貨幣政策沖擊對就業(yè)的促進作用從樣本初期開始不斷減弱。圖12表示勞動就業(yè)在不同結(jié)構(gòu)沖擊下的時點脈沖響應和分段脈沖響應。其中:第一行表示就業(yè)在技術(shù)沖擊、非技術(shù)沖擊和貨幣政策沖擊下的時點脈沖響應,不同時點分別為:2008Q2、2012Q2和2018Q2;第二行表示勞動就業(yè)在不同結(jié)構(gòu)沖擊下的分段脈沖響應,其中虛線表示樣本在2002Q1—2009Q4區(qū)間內(nèi)脈沖響應的均值,實線表示樣本在2010Q1—2018Q2區(qū)間內(nèi)的脈沖響應均值。從圖中可以清晰地看出,樣本區(qū)間內(nèi)結(jié)構(gòu)沖擊對勞動就業(yè)的時點脈沖響應表現(xiàn)出明顯的時變特征。技術(shù)沖擊對就業(yè)的抑制作用在2008Q2表現(xiàn)得非常明顯,而在2012年后對就業(yè)的響應強度非常微弱;需求沖擊對就業(yè)的促進作用隨著時間的推移逐漸減弱,并在8期附近達到最大值后緩慢下降,在20期之后回歸初始值;擴張性貨幣政策沖擊對勞動就業(yè)具有明顯的促進作用。這表明2010年后勞動就業(yè)的下降主要來自技術(shù)沖擊和需求沖擊作用的減小,同時貨幣政策沖擊卻對就業(yè)的增加產(chǎn)生了非常重要的穩(wěn)定作用。從樣本分段脈沖響應的圖形中可以看出,供給沖擊、需求沖擊和貨幣政策沖擊對勞動就業(yè)的脈沖響應方式發(fā)生了明顯的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變。沖擊對就業(yè)脈沖響應均值的強度在樣本2002Q1—2009Q4區(qū)間明顯強于在2010Q1—2018Q2區(qū)間內(nèi),且供給沖擊、需求沖擊和貨幣政策沖擊在區(qū)間2010Q1—2018Q2內(nèi)的脈沖響應均值都發(fā)生了明顯的減弱。

時變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型的方程(1)可以重新寫為:Yt=μt+FtYt-1+Vt的形式,var(Vt)=Ω*t。其中:Yt={yt,lt,R};μt、Ft和Ω*t分別表示時變參數(shù)模型的截距、系數(shù)和誤差的協(xié)方差。因而,估計產(chǎn)出和就業(yè)的時變無條件均值的局部線性近似可表述為:E(Yt)=eN(1-Ft)-1μt,其中eN為一個選擇矩陣。圖1中展示了產(chǎn)出和就業(yè)的無條件均值的估計值與實際數(shù)據(jù),我們可以清楚地看出產(chǎn)出和就業(yè)的長期趨勢與波動特征。從圖1中可以清楚地看出,2007年之前產(chǎn)出的無條件均值緩慢上升并在2007年上半年達到最大值,這與當時以房地產(chǎn)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為主要刺激手段致使經(jīng)濟過快增長的經(jīng)濟事實相一致。金融危機后產(chǎn)出的無條件均值開始緩慢下降,在2013年—2016年間保持相對穩(wěn)定后迅速下降,危機后中央政府采取了積極的經(jīng)濟政策干預經(jīng)濟衰退,傾向于房地產(chǎn)和重工業(yè)投資的經(jīng)濟刺激手段在短期內(nèi)迅速穩(wěn)定了總體經(jīng)濟的衰退(Chang等,2016[6]),但同時也導致了長期內(nèi)經(jīng)濟增長動力不足,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失調(diào),產(chǎn)能過剩等一系列的嚴重問題,進而導致經(jīng)濟在長期內(nèi)開始緩慢下降。就業(yè)的長期趨勢與產(chǎn)出略有不同,在2008年之前基本保持了相對平穩(wěn)的波動,而在2008年之后迅速上升并伴有較大波動,在2014年達到最大值后開始迅速下降并在2016年后保持相對平穩(wěn)。就業(yè)均值在金融危機后的迅速上升與積極的經(jīng)濟刺激計劃相一致,2014年后的迅速下降也真實地反映了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的一系列政策實施后對就業(yè)的巨大影響。

【參考文獻】：
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