非完全竞争市场、技术冲击和中国劳动就业——动态新凯恩斯主义视角，本文主要内容关键词为：凯恩斯论文,劳动就业论文,中国论文,视角论文,主义论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、导言
经济波动是宏观经济重要研究领域之一，真实经济周期(Real Business Cycle)经济学家认为技术冲击是宏观经济波动的主要成因(Cooley and Prescott,1995; King and Plosser,1999)，而理解劳动力市场波动是分析宏观经济波动的一个重要前提(Kydland,1995)，于是有关技术冲击对劳动就业影响等相关问题激发了国内外学者的研究兴趣。自从Gali(1999)研究得出“劳动时间对技术冲击反应是下降”的结论后，这个问题受到国外学者的极大关注，他们的研究视角从两个方面展开，一方面是他们通过SVAR模型进行实证分析，但得出了不同的结论。如Basu等(2006)，Gali(1999，2004)等研究认为一个正向技术冲击会导致就业或劳动时间下降；而Christiano等(2003)、Dedolaa和Neri(2007)等认为一个正向技术冲击会导致就业或劳动时间增加。关于出现这一分歧的原因，Chari等(2004)、Liu和Phaneuf(2007)等认为这主要是由不同的变量形式进入实证SVAR模型中造成的①。另一方面是他们在动态随机一般均衡框架下(Dynamic Stochastic General Equilibrum,DSGE)引入模型元素来构建模型并试图解释“劳动就业对技术冲击反应是上升还是下降”这一问题。 如Uhlig(2004)引入资本收入税，劳动窖藏(Labor hoarding)等因素对此问题加以探讨；Francis和Ramey(2005)分别考虑生产函数是里昂锡夫(Leontief)形式的模型和含有消费习惯与资本调整成本等因素的模型来进行分析；而Liu和Phaneuf(2007)引入消费习惯、粘性价格、粘性工资等因素构建模型。他们建立的模型都能较好地解释“劳动就业对技术冲击反应是上升”这一实证特征。
在国内，今后十几年内，我国将面临较为严峻的就业难题，就业问题研究备受经济学界关注。不过，现有这些研究主要集中在技术进步和劳动就业关系的分析上（姚战琪、夏杰长，2005；何平、骞金昌，2007；冉光和、曹跃群，2007），没有深入研究技术冲击对劳动就业的动态效应传导机制。而对技术冲击与劳动就业的动态效应分析更少，尽管余源源(2008)运用向量自回归(VAR)模型实证分析了技术冲击对就业的效应，但他未从理论上深入剖析；黄赜琳(2006)其实是在真实经济周期模型(Real Business Cycle Model,RBC Model)中分析了技术冲击对劳动就业的影响，但仅限于理论模型上的分析和探讨，未进行实证分析，而且余源源、黄赜琳也没有深入分析技术冲击对劳动就业的动态效应传导机制。
基于此，本文首先运用SVAR模型实证分析得出与中国劳动就业相关的典型事实特征，而后，构建一动态新凯恩斯主义模型(Dynamic New Keynesian model,DNK)来讨论中国劳动就业对技术冲击的反应及其传导机制中起重要作用的影响因素。
我们认为，非完全市场的一些因素在中国劳动就业对技术冲击的反应传导机制中起重要作用。本文进行SVAR分析得出劳动就业和生产率水平对技术和非技术冲击的反应特征事实或经验特征如下：劳动就业对技术冲击表现负效应，而对非技术冲击的表现为正效应，且只有短期效应而没有长期效应；生产率水平对技术冲击表现为正效应和持久性，而对非技术冲击的表现为正的短期效应；此外，劳动就业和生产率水平对冲击的脉冲反应都表现为一定的持续性或驼峰形。在技术冲击之下，产出或生产率水平和劳动就业的相关系数为负。我们知道，真实经济周期模型不能说明中国劳动就业对技术冲击反应为负的这一经验特征，事实上，真实周期模型蕴含着收入效应大于替代效应，因而，技术冲击导致劳动就业上升。由于RBC模型反应的是完全竞争市场结构，于是我们可认为，完全竞争市场不能解释这些事实特征②。基于此，本文选择DNK模型来解释这些事实特征。尽管国内研究中国产品市场上的价格存在粘性较少，如陆军、舒元(2002)在研究货币政策无效性命题时，他们认为中国还存在市场的不完全性，特别是价格、工资刚性的存在，以致市场不能迅速调整以出清市场③。而且在中国的现实经济环境中，存在一些垄断竞争行业，如电力、通讯、石油、交通等部门，它们的油价、通讯资费、电价等具有一定的名义价格刚性，不同性质企业的产品价格调整具有非同步，这也会产生价格粘性。因此，从定性角度来说，引入垄断竞争，名义价格刚性等凯恩斯模型元素来构建模型是和中国现实经济相一致的，具有一定合理性。在粘性价格模型中，正向技术冲击会导致就业在短期内下降；直观上说，当正向技术冲击到来时，由于价格粘性存在，使实际价格或工资调整缓慢，从而使劳动就业对技术冲击引起工资水平的提高带来的替代效应较大，收入效应相对较小，促使劳动就业对技术冲击的效应为负。因为资本物品的投资调整成本能促使消费、GDP等变量对冲击反应的变化缓慢，为了能反应技术冲击和非技术冲击的持续性和持久性，我们在构建的模型中尝试引入这一因素加以考虑。此外，由于实际经济中产品具有一定的差异性，因此，我们利用Dixit和Stiglitz(1977)方法建立垄断竞争市场模型，然后再引入价格粘性、投资调整成本等元素，选择DNK模型来讨论本文相关问题。简而言之，文中的非完全竞争市场是指：在一个垄断竞争市场中，考虑到产品市场具有价格粘性，投资具有调整成本等多种元素。我们把这些因素引入DNK模型中进行分析，研究表明，它们可能是刻画中国劳动市场动态特征的重要因素。
本文余下结构安排如下：第二部分讨论劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击的经验特征；第三部分，在DSGE框架下考虑价格刚性，投资具有调整成本等因素建立模型，对模型结构参数校准后进行数值模拟，把经济模拟结果与实证结论比较并加以分析，以检验所建模型能否很好地解释劳动就业对技术冲击的反应等特征事实；第四部分，总结全文。
二、技术冲击和非技术冲击的经验特征
（一）SVAR模型设定和识别方法
结构向量自回归(SVAR,Structural Vector Auto Regressive)模型目前已经成为实证宏观经济学分析的重要工具之一。Sims(1980,1986)、Bernanke(1986)、Shapiro和Watson(1988)对SVAR模型进行了早期研究，但自从Blanchard和Quah(1989)在SVAR模型中引进长期约束条件、Gali(1992)引入长期约束和短期约束来识别经济冲击中的永久性冲击和暂时冲击后，SVAR模型被广泛运用于宏观经济波动、货币政策、财政政策的动态效应等相关宏观问题的实证分析。
下面我们就如何从简约式VAR(Reduced VAR)模型去识别(identification)出SVAR模型给出一个简述。首先来看SVAR模型，把它的表达式写成滞后算子形式：
如果假设C(1)下三角矩阵，由上式进行乔利斯基(Cholesky)分解识别出C(1)中的各参数。有时从经济学含义上给出n(n-1)/2个约束条件，再结合式(6)求出
中的各参数。有时根据经济学含义给出的约束条件是短期和长期相结合，如Gali(1992)。
新古典经济学理论暗含着，名义冲击对产出和劳动就业等实际变量的效应随时间的推移而逐渐消失，仅技术冲击对实际变量的效应有永久性；RBC模型及新凯恩斯动态随机一般均衡模型均满足这一假设(King and Rebelo,1999; Christiano and Eichenbaum,1992; Gali,1999)。本文SVAR实证模型就是采用这一假设作为约束条件，来识别长期响应矩阵，由此可知它的形式可表示为：
（二）变量定义和数据处理
本文实证分析中的变量选取是基于新古典模型的分析结论得到的（详见Blanchard和Quah(1989)，Gali(1999)讨论），这里，我们选取生产率水平的波动部分和劳动就业量的波动部分作为简约式VAR模型的内生变量。其中，生产率水平用人均实际GDP来表示，劳动就业量用总从业人员数表示④。对这两个变量的相关数据进行一定的换算后，得到所需要的生产率水平⑤和劳动就业量两组数据，再对它们取自然对数，分别记为
。对时间序列数据
进行一阶差分得时间序列数据
，计量结果显示⑥时间序列数据
有结构断点存在：时间序列数据
在2005年第1季度存在结构断点；时间序列数据
在1998年第4季度存在结构断点；劳动就业数据存在结构断点大概由于1998年前后有大量的下岗职工数量造成的。此外我们发现，时间序列数据表现季节性特征，为此，需对这两组时间序列数据进行季节调整⑦。我们在从原始数据中提取波动部分时，没有采用国际上通行的HP滤波器。我们考虑当设置参数λ=1600时，HP滤波器滤出的周期部分其波动周期是在6到32个季度（NBER对美国经济周期的定义），而这一周期未必与中国经济波动的周期相一致（中国经济周期长度尚无标准定义）。所以我们将生产率水平的波动部分定义为生产率水平对时间趋势、季节哑变量和结构断点哑变量回归之后的残差项，这一设置既剔除了增长部分（长波部分），又剔除了季节性周期（周期为4个季度），但不会像HP滤波器那样，对周期的长度进行了具体限制。我们认为这种数据处理，更加符合中国经济的实际情况。因而，对方程(7)进行OLS回归，得到的残差项
即为生产率水平差分的波动成分的时间序列数据：
（三）模型检验的结果
现在运用SVAR模型来分析。首先，对
采用两变量简约式VAR模型进行估计。计量结果表明，按照AIC准则、SC准则、HQ准则，则都应该选择滞后1期，但是Chari等(2004)以及Christiano等(2003)经过蒙特卡洛(Monte Carlo)实验发现，选取的滞后期数越多，在相同置信度下的估计置信区间(Confidence Intervals,CI)更小、更紧凑，于是针对本文中的SVAR模型取滞后4期去分析。另进一步检验，VAR(4)的特征多项式逆根都是在单位圆内，这样VAR(4)是稳定的。
新古典经济学理论暗含着，名义冲击对生产率水平和劳动就业等实际变量的效应随时间的推移而逐渐消失，仅技术冲击对这些实际变量的效应有永久性，得出冲击的长期响应矩阵如下：
可以看到，技术冲击对劳动就业的效应为负；而非技术冲击对劳动就业的总效应为正，另外，技术冲击对生产率水平的长期效应为正。非技术冲击也称为需求冲击(Christiano et al.,2003; Chari et al.,2004)。从Blanchard和Quah(1989)、Gali(1999)分析过程中，我们可以知道这种非技术冲击实际就是货币冲击或名义冲击。根据本文SVAR模型识别的思路得到经验上的SVAR结构方程具体形式，从而可就劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击进行脉冲反应分析。
（四）脉冲响应分析
在95%置信度进行2000次重复计算得到劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击反应函数(IRF)运动轨迹，即脉冲反应函数，如图1所示。
首先看劳动就业和生产率水平对技术冲击的反应情况。从图1可以观察到，在1%技术冲击下，劳动就业立即下降0.01%，然后持续上升，大概在第18个季度后回到初始状态；即技术冲击对劳动就业只有短期效应，没有长期效应，这正是实证SVAR模型识别条件的体现。从图1可以观察到，当出现1%的技术冲击后，生产率水平立即上升到0.085%，随后大概在第1季度下降到0.05%，然后从第2季度到第8个季度持续上升到0.09%，在经过7个季度缓慢增加到一个水平保持不变，即技术冲击对生产率水平具有永久性效应，这是新古典经济学所暗含的。而且，受到技术冲击后，生产率水平反应有明显的驼峰形特征(Hump shaped)。
再看劳动就业和生产率水平对非技术冲击或需求冲击的反应情况，识别条件指出这类冲击对经济变量的效应是暂时的。劳动就业对1%非技术冲击的反应是：开始劳动就业立即增加0.08%，随后在第1季度上升到最大值1%，大约在第14季度左右又回到初始值，劳动就业对需求的冲击有明显的驼峰特征，同时也说明非技术冲击对劳动就业只有短期效应，没有长期效应。当出现1%非技术冲击，生产率水平立即上升了0.06%，然后在第1季度下降到几乎到零，然后经历先上升到，后下降的一个过程，大概在第10季度左右，回到初始的值。
图1 生产率水平和劳动就业分别对技术冲击和非技术冲击的动态反应
表1给出了通过实际数据估计出生产率水平和劳动就业的相关系数，以及通过SVAR分析得出的在技术冲击和非技术冲击下两者的相关系数。从表1可以看出，在技术冲击之下，生产率水平和劳动就业的相关系数-0.3374，这说明劳动就业与生产率水平是负相关关系，也就是技术水平提高，劳动就业减少。加之在非技术冲击下生产率水平和劳动就业相关系数0.0172，这样会使按SVAR模型分析得出的生产率水平和劳动就业总的相关系数更接近于它们实际总的相关系数，这意味着SVAR模型对现实经济具有一定的拟合性，这也就说明，技术冲击能够解释生产率水平与劳动就业的相关性很大一部分。
综上所述，基于对中国宏观季度时间序列数据的实证分析，可以得到以下的特征事实或检验特征：(1)劳动就业对正的技术冲击表现为先是立即下降，然后持续上升，最终回到初始状态；(2)劳动就业对非技术冲击表现为当即上升到一个值后，然后经历先持续上升后持续下降的驼峰形特征；(3)生产率水平在受到技术冲击后，在立即上升到一定水平后，出现短暂地下降，然后在一段时期内持续上升，表现为一定的永久性特征；(4)非技术冲击对生产率水平只有短期正效应，而没有长期效应。
关于对以上实证研究的结论，我们可以通过以下两个方法进行强健性(Robustness)检验，来提高实证结论的说服力。一是在足够大的样本容量条件下，从样本中再抽出部分样本进行实证SVAR检验，然后比较检验的结果与所关注的实证结论是否一致。二是通过增加SVAR中的向量维数，即增加更多的变量来检验所关注的实证结论是否改变。但是，对本文实证分析的结论做强健性(Robustness)检验有一定的困难，原因有二，一是中国的季度数据从20世纪90年代初才有统计，所以相对国外的研究而言本文所选取的样本容量还不够大；二是如果通过增加货币(M2)⑧、通货膨胀率、利率等宏观变量来进行本文的Robustness检验，又难以取得这些变量的精确数据。因此，我们对实证分析的结论未能做Robustness检验，这会在一定程度上减弱本文结论的说服力。但随着时间的推移，就可以利用更多的季度数据做Robustness检验，以增加结论的说服力。
表1 生产率水平和劳动就业的相关系数
实际总的相关
在技术冲击下的相
在非技术冲击下的相
系数关系数关系数
-0.2151-0.33740.0172
此外，我们发现：尽管在技术冲击下的生产率水平和劳动就业的相关系数-0.3374小于实际经济中它们总的相关系数-0.2151，但技术冲击能说明一大部分生产率与劳动就业的相关关系；在非技术冲击下生产率和劳动就业的条件相关性为正数。同时我们这些检验结论中“劳动就业对正的技术冲击脉冲反应为负”与国内相关主流观点一致（如姚战琪、夏杰长，2005；何平、骞金昌，2007；余源源，2008等的研究观点）。接下来，我们建立模型对以上这些特征事实进行解释，并探讨技术冲击和非技术冲击对劳动就业的动态传导机制。
三、动态新凯恩斯主义模型分析⑨
国内学者基于随机动态一般均衡模型(DSGE)的框架下探讨技术冲击对劳动就业的传导机制的研究很少；如黄赜琳(2006)对一个简单DSGE模型或可分劳动RBC模型及其相关变体进行数值模拟，得出的结论是：技术冲击对劳动就业产生正效应，这与本文实证得出的经验事实不符，另外，国内有关RBC模型研究（龚刚、Willi Semmler，2003；黄赜琳，2005；李浩等，2006；胡永刚、刘方，2007）虽然没有对本文相关问题直接加以讨论，但他们研究的结论几乎都暗含着技术冲击对劳动产生正效应。另外，我们也对一个典型RBC模型进行数值模拟，得出的结论也是技术冲击对劳动就业产生正效应⑩。因此我们认为标准的RBC模型及其相关变体不能解释中国技术冲击对劳动就业效应的经验事实。于是，我们尝试在DSGE模型框架中引入不完全竞争等因素对本文问题进行分析；在DSGE模型框架中引入不完全竞争因素建立的模型又称为动态新凯恩斯主义模型(Dynamic New Keynesian model,DNK,model)或新凯恩斯主义垄断竞争模型。此类模型在国内也有应用，如李春吉和孟晓宏(2006)、陈昆亭和龚六堂(2007)在动态新凯恩斯主义模型中讨论该模型对中国经济波动的解释力度，但是前者研究结论暗含的和后者显示结论具有一致性，即技术冲击对劳动就业产生正效应，均与文中的经验特征事实不相符。因此，我们认为在DSGE模型中引入粘性价格，投资的调整成本等因素才能解释中国技术冲击对劳动就业效应的特征事实。
基于此，我们主要根据Calvo(1983)价格设定的思路和Yun(1996)的模型分析框架，在随机动态一般均衡模型框架中引入垄断竞争，名义价格粘性来构建模型。模型包括三类经济主体：家庭、厂商和货币当局。家庭进行消费、提供劳动、进行储蓄和拥有真实货币余额及实物资本。厂商有三类：最终产品厂商所处的是完全竞争市场，他们使用中间产品来生产。中间产品厂商是垄断竞争者，使用资本和劳动来生产具有差异性的产品；他们在设定价格时面临价格粘性。资本品生产者所处的是完全竞争市场，根据变化的资本品价格来调整成本，使用最终产品来生产新资本。货币当局执行货币政策。
（一）家庭行为
本文采用Calvo(1983)设置名义价格刚性的方法（依时而定(Time-Dependent Price)的刚性价格），假设在每一期，每个厂商有(1-θ)的概率能调整价格，θ的概率保持价格不变。调整概率θ外生给定，独立于时期和厂商。
在稳态时，1+μ=[η/(η-1)]。可见，厂商选择的最优价格等于价格加成乘以未来预期的名义边际成本加权平均。不调价厂商的平均价格仍为上期平均价格即
，因此t期的价格可表示为：
货币当局负责执行货币政策。一般而言，绝大多数货币当局通过控制短期名义利率来实施货币政策，如泰勒规则，即短期名义利率对产出缺口和通货膨胀缺口做出反应。泰勒规则实际上间接决定了货币供应量
，原因是为了使货币市场在给定的短期名义利率下达到均衡，货币当局必须调整货币供应量以满足货币需求。有许多文献使用货币增长率作为货币政策来估计货币政策冲击的影响，如Cooley和Quadrini(1999)，Walsh(2002)，以及Christiano、Eichenbaum和Evans(2005)等。在本文中，我们也使用外生给定的货币增长率作为货币政策。
（四）均衡和稳态
给定经济的偏好、技术和资源约束，给定状态变量集
和外生随机变量
各经济主体实现约束下的最优化：家庭实现预期总效用最大化，各厂商（最终产品厂商、中间产品厂商和资本品厂商）实现预期总利润最大化。在所有市场上，供给等于需求；所有资源约束得到满足(12)。
（五）参数校准与模型求解
1.参数校准
我们假设在平衡增长路径(BGP)上的各经济变量的增长率为0，根据Farmer(1997)，这一设定并不会影响模型的预测功能。我们校准参数使其与中国宏观经济数据一致。见表2。
2.模型求解
我们对均衡系统方程组在稳态处进行对数线性化，得到对数线性化后的均衡系统(14)；然后使用Marimon和Scott（1999，第3章）的方法来求解模型。由此，可以得到劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击（或货币供给冲击）的脉冲反应图，见图2。
（六）传导机制(Transmission Mechanism)分析
1.技术冲击
RBC模型认为在正的技术冲击下，生产率水平，劳动就业和技术冲击之间存在共动(Co-movement)，即脉冲响应同向移动，且它们之间呈现非常高的正相关性(15)。这一预测和蕴含在中国宏观经济数据的经验特征不一致：实际数据中，在正的技术冲击下，生产率水平和劳动就业之间呈现非常强的负相关性（见表1，图1）。实际上，对典型的RBC模型来说，正的技术冲击会导致劳动的边际率提高（由
），厂商的劳动需求增加，另一方面，由于增加的收入效应大于替代效应，即家庭的财富效应增加，由此家庭的劳动供给增加，因而，由劳动需求和劳动供给决定的均衡劳动就相应增加。一个很直观的想法是：当发生一个正的技术冲击时，如果增加的收入效应小于替代效应，即家庭的财富效应降低了，则由此家庭的劳动供给减少，这就导致由劳动需求和劳动供给决定的均衡劳动就相应降低了，即生产率水平，劳动就业的脉冲响应和技术冲击之间就异向移动了。具体到新凯恩斯刚性价格模型来说，在给定的货币供应量情况下即总需求不变，当正的技术冲击到来的时候，所有企业都发现了自己真实边际成本在下降，由于价格刚性的存在，只有部分企业能够及时将价格下调，另外一部分厂商保持价格不变，导致总价格水平的下降幅度没有技术水平提高的幅度大，均衡产出只需雇用较少的劳动，即就业下降，更进一步，相同均衡的产出和较低的劳动需求意味着生产率水平的提高；当然，以上定性分析是指相关变量的当期反应，详细的定量分析就需要对模型进行数值模拟(16)。可见，新凯恩斯刚性价格模型的预测：在正的技术冲击下，劳动就业的短期响应为负，与中国经济经验事实相一致（见表1，图1）。
图2 劳动就业和产出对技术冲击和非技术冲击的脉冲响应
2.非技术冲击
实证SVAR中的非技术冲击主要是指名义冲击；与之相对应的在动态新凯恩斯刚性价格模型中，非技术冲击是指货币供给冲击。可见，实证部分的非技术冲击和模型中的货币供给冲击在经济意义上是一致的；用模型中的货币供给冲击来解释实证部分的非技术冲击对相关经济变量的冲击传导响应是合理的。在动态新凯恩斯刚性价格模型中，当货币增长率增加时，一方面，由于刚性价格的存在，价格调整缓慢，引起真实货币余额增加，从而真实利率下降及家庭的实际工资增加，此时，由于收入效应大于替代效应，家庭的劳动供给是递增的；同时，消费增加，需求增加，刺激厂商增加供给以满足需求；另一方面，厂商劳动和资本需求增加，要素成本将上升，此时厂商的最优选择是提高价格，同样因为存在刚性价格，只有部分厂商能及时调整价格，于是商品的边际收益与价格能及时调整的情况相比降低，生产率水平也相应提高。总之，动态新凯恩斯刚性价格模型预测：在名义冲击或货币供给冲击下，均衡劳动和生产率水平在短期内增加，能较好地拟合中国经济经验事实（见图1），数值模拟分析详见下文。可见，凯恩斯和真实经济周期有关经济波动的成因及其各自不同的传播机制可以在随机动态一般均衡模型这一共同框架内展现。与技术冲击一样，货币冲击同样能产生替代效应和收入效应。事实上，平均价格成本加成在货币冲击渠道中发挥着极为重要的作用，名义总需求的持续上升使得当期不能调价企业的价格成本加成下降，而高通胀预期促使调价企业选择更高的价格成本加成，于是在短期内，边际加成提高而平均加成下降。
（七）劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击的脉冲反应分析
首先，考察劳动就业分别对技术冲击和非技术冲击的动态效应。从图2(a)中，我们可以观察到，当发生1%的技术冲击时，当期劳动就业快速下降了0.45%，然后劳动就业持续上升，大概到第40季度回到原来状态。这说明技术水平对劳动就业影响效应较长。正向的技术冲击对劳动就业有一个负的效应。实际上，当模型经济受到正向技术冲击后，劳动就业的动态响应取决于收入效应和替代效应的叠加作用：一方面，技术水平的提高使劳动的边际回报提高，也就是使实际工资水平上升，同时，技术水平的提高会使产量增加，这样除工资收入外，消费者资本收入和利润收入增加，使他收入水平进一步上升；这会对消费者的劳动供给产生正的收入效应和负的替代效应；另一方面，由于技术水平的提高使产品供给增加，促使价格水平下降，由于我们设定模型蕴含价格粘性，价格不能及时调整，意味着技术冲击使实际价格下降迟缓和实际工资上升缓慢，这样收入效应较弱，降低了对劳动就业正的收入效应，提高了对劳动就业的替代效应。叠加后的总体效应为负；换句话说，正是技术冲击对劳动就业的收入效应小于它的替代效应，导致“劳动就业随正向技术冲击发生而下降”结果。从图2(b)中，我们可以观察到，当发生1%的非技术冲击或货币供给冲击时，当期劳动就业立即上升了0.2%，随后开始下降，大概在第5季度恢复稳态，这说明劳动就业对非技术冲击有正效应，但技术冲击的相比，脉冲传导效应短。事实上，当正向的非技术冲击或货币供给冲击发生后，厂商的投资增加，使劳动需求曲线向右移动，工资水平上升，加之价格粘性，物价水平或通货膨胀缓慢上升，这样实际工资上升缓慢，消费者增加劳动供给，于是均衡劳动就业量增加，而这种货币供给冲击是需求冲击，其冲击效应时效段，这意味着劳动就业较快回到稳定状态。
其次，来看生产率水平分别对技术冲击和非技术冲击的动态效应。从图2(c)中，我们可以观察到，在技术冲击下，生产率水平即期上升约0.0415%，然后短暂下降到0.0414%，随后生产率水平从第2季度开始逐渐上升，大约到第20季度左右后保持在0.0422%一直不变，技术冲击对生产率水平具有永久性；这一点由
为生产率水平）可知。从图2(d)中，我们可以观察到，在非技术冲击或货币供给冲击作用时，当期生产率水平上升了约0.12%，随后开始下降，大概在第5季度回原来状态，这说明生产率水平对非技术冲击有正效应，但与生产率水平对技术冲击的动态反应相比，非技术冲击对生产率水平只具有短期效应。
可见，模型经济表明：(1)劳动就业对技术冲击表现为先立即下降后持续上升，最终回到初始状态的一个过程；(2)劳动就业对非技术冲击表现为在短期内先立即增加，后持续下降最终回到初始状态的一个过程；(3)生产率水平对技术冲击表现为先立即增加，后短暂下降，再持续上升到一个稳定值后保持不变，呈现一个驼峰形；(4)生产率水平对非技术冲击表现为当期立即增加，后持续下降最后回到原状态的一个过程。
我们把模型预测结论与本文第二部分实证的结论进行比较后，发现：模型经济能较好地模拟劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击的反应，即本文建立的动态凯恩斯主义模型能较好地解释劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击的事实特征。这就说明了我国的产品市场上价格粘性、投资的调整成本等这些非竞争性市场因素在技术冲击和非技术冲击对劳动就业和生产率水平的动态效应传导机制中充当重要角色。
表3给出了劳动就业和产出分别就技术冲击
和货币冲击模拟的二阶矩。结合实证特征（见表1），我们可从中得出：中国劳动就业的波动主要是由需求波动造成的，而不是技术冲击造成的。从表3中可以观察到，仅技术冲击造成就业波动标准差是产出的0.63，而仅货币冲击造成就业波动标准差是产出的1.86，后者是前者的2.96倍；在技术冲击下，产出与劳动就业是负相关的，而在非技术冲击，产出与劳动就业是正相关的，于是劳动就业对正向的技术冲击为负，而对非技术冲击为正。由此可以认为，经济受到技术和非技术冲击后，非技术冲击对劳动就业影响更大。
（八）稳健性检验
为了使模型经济结论更加可靠，我们对相关变量的脉冲反应做了稳健性检验。我们对模型结构参数取不同值来进行检验：效用函数中真实货币余额的相对重要性α分别取0.08、0.12和0.3；垄断竞争厂商的需求价格弹性η在[4，12]之间取值；保持价格不变概率θ在[0.1,0.6]之间取值；劳动时间的弹性
在[0.5,6]取各种不同值；投资价格弹性k在[0.1,0.5]之间取各种不同值。所有的实验结果都表明，我们的脉冲反应结果是稳健的：各关键变量对冲击的动态轨迹和运动方向均没有改变。
四、总结及政策含义
本文通过SVAR模型实证分析中国劳动就业和生产率水平对技术冲击和非技术冲击的脉冲响应，得出相应的经验特征或特征事实：劳动就业对技术冲击表现负效应；而对非技术冲击表现为正的短期效应；生产率水平对技术冲击表现为正效应和持久性，而对非技术冲击也表现为正的短期效应；同时，劳动就业和生产率水平对冲击的脉冲反应都表现为一定的持续性或驼峰形。我们知道标准RBC模型不能很好地解释这些经验特征，尤其不能解释劳动就业对技术冲击的负效应这一事实，于是在动态随机一般均衡模型(DSGE)中引入粘性价格及资本调整成本等非完全竞争元素（即所谓动态新凯恩斯主义模型(DNK model)）进行分析，发现该模型能较好解释劳动就业和生产率水平分别对技术冲击和非技术冲击响应的经验特征。这就意味着，粘性价格以及资本调整成本等非完全竞争元素对劳动就业至关重要。换句话说，我们在分析中国的劳动力市场波动以及宏观经济政策对劳动就业效应时，不能忽略我国产品市场和劳动市场中的一些不完全竞争因素。
同时，本文有关劳动就业的经验特征和模型经济的模拟结果对当前调整宏观经济政策及产业升级促进劳动就业有一定的借鉴意义。如非技术冲击或需求冲击对就业在短期内有一定的促进作用，所以政府可以通过积极货币政策和财政政策，通过政府购买、基础设施投资等措施和促进民间投资扩大内需，促进经济又好又快地增长的同时，拉动就业增长，是缓解目前就业难题的重要途径之一。但是需求冲击对就业只有短期效应，所以，长期来说，政府不能通过宏观经济政策来缓解就业问题。同时技术进步对就业有一定的抑制作用，技术更新引发的产业升级必然导致更大的就业压力。由此，我们的政策建议是，长远来说，要解决中国的就业问题，一方面，鼓励发展资本技术密集型行业实现产业升级，另一方面，有选择地适度发展劳动密集企业，创造就业机会，破解就业困局。
当然，本文还有研究不足的地方，虽然模型较好地解释生产率水平和劳动就业分别就技术冲击和非技术冲击的动态响应以及生产率水平对非技术冲击响应的正向性和持续性的事实特征，但不能很好地拟合它们中的驼峰形特征事实。为了解释这种驼峰形的特征事实需要在本文DNK模型中引入其他模型元素；另外，我们劳动力市场表现为二元经济特征，在构建模型解释中国劳动市场的现象时，我们可以考虑此因素，等等这些方面问题有待于进一步深入研究。
注释
①在国外SVAR实证分析中，有两种引进劳动就业或时间的方式，一种视劳动时间为稳定的时间序列，直接加入SVAR做为内生变量；一种视劳动时间的差分为稳定的时间序列，把劳动时间的差分做为SVAR的内生变量。见Chari等(2004)详细讨论。
②为了行文重点突出，正文中没有给出RBC模型经济模拟的结果，详见附录，附录可向作者索要。对RBC模型有关劳动就业感兴趣的读者，可参考相关文献，如Hansen(1985),Hansen和Wright(1992),Cooley和Prescott(1995),King和Rebelo(1999)等。这些RBC研究者认为，在技术冲击下产出和就业之间存在(Co-movement)协同运动，即技术冲击和就业呈正相关关系。
③国内一些学者研究发现中国劳动力市场存在一定的工资粘性或部分工资刚性（罗浩，2003；刘纪显、陈建梁，2003；宋湛，2003；包小忠，2005；王仕豪、张智勇，2006；等）。
④在国外的劳动就业数据一般用人均工作时间，而我国这方面的数据目前较难得到，于是采用从业人员总数来表示劳动就业量。
⑤生产率水平由实际GDP除以总从业人员得到，而实际GDP=名义GDP/GDP Deflator。相关数据如名义GDP、GDP Deflator、总从业人员总人数采用季度数据，时间区间为1992年第1季度～2007年第4季度，共64期。数据来源于中经专网http://ibe.cei.gov.cn/。
⑥结构断点计量检验方法见Perron(1990)。
⑦我们发现在处理中国季度数据时，主要宏观经济变量的季度数据存在结构性断点和季度变动性的特征。
⑧M2数据是从1996年1月开始的（数据来源为中经专网），长度太短。
⑨模型推导见附录，附录可向作者索要，下同。
⑩具体过程见附录。
(11)资本生产函数的凹性(Concavity)保证了投资调节成本的凸性(Convexity)。
(12)均衡体系见附录。
(13)基于和实证结果相对应，采用季度数据，样本区间为[1992Q1,2007 Q4]，数据来源中经网。
(14)对数线性化后的均衡系统见附录。
(15)RBC模型的经济模拟结果见附录。
(16)文中的动态新凯恩斯刚性价格模型没有解析解(Analytical solutions)，因而需要数值模拟来进行定量分析。
标签：生产率论文; 凯恩斯主义论文; 完全竞争市场论文; 收入效应论文; 凯恩斯论文; 相关性分析论文; 经济模型论文; 家庭结构论文; 冲击成本论文; 相关成本论文; 动态模型论文; 经济学论文; 劳动生产率论文;