劳动力供应与货币供应研究Word格式.docx
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与其相反,刘霖和靳云汇、闰力等的实证研究认为,货币供应量对经济增长有一定程度的影响[7-8]。
二是从货币结构层次上进行研究。
研究者一般是考察不同层次货币的供应对产出的影响,如King&Plosser、Blinder研究了M1、M2与产出间的均衡关系[9-10]。
在国内,刘金全和刘志强考察了M0、M1、M2与GDP之间的Grange因果关系[11]。
三是从地区效应影响上进行研究。
Ramaswamy&Slk研究发现,德国、奥地利、比利时、芬兰同法国、西班牙、瑞典、丹麦等国相比,货币供应对产出作用的时滞要长[12];
Michael&Wall研究发现美国各州实体产业对紧缩货币政策的反应程度存在差异[13]。
国内一些学者也实证考察了货币政策的区域效应,如高云峰和阮莉莉对货币政策区域效应进行了实证研究[14]。
从现有文献研究来看,学者们对我国的货币供应对产出的实证研究取得了相当进展,但也存在明显的不足:
缺少从实证角度考察货币供应对就业增长的影响,没有联系行业差异、产业升级换代和劳动力供应来考察货币供应对不同行业的产出和就业影响;
同时缺少从微观机理入手的研究。
为此,本文将在一个新的框架下综合考察货币供应对我国的产出和就业的影响。
在研究时,先考察货币供应对产出和就业影响的微观机理,在此基础上实证研究货币供应对不同行业的产出和就业影响,并考虑劳动力供应和行业发展特征。
为了深入了解货币供应对我国的产出和就业的影响,我们从微观机理来进行说明。
假定有代表性的企业m和n,企业n生产中间产品N,其生产中间产品N需要投入劳动力为Ln。
企业m生产最终产品Y,但需要企业n生产的中间产品N和相应的劳动力Lm。
为了简化问题的讨论,假定中间产品N供应时间快速,生产时间忽略不计①,而企业m的生产需要一个周期。
假定企业m支付劳动力Lm的资金为Cm,企业n支付劳动力Ln的资金为Cn,则整个社会需要的合理资金为C=Cm+Cn。
假定社会的全部劳动力为L(显然Lm+Ln≤L),生产的Y由全部劳动力L来消费。
在上述假定基础上,下面通过4期模型来具体描述货币投放对产出和就业的影响。
T=0+(初始时期)时:
假定企业m拥有货币(禀赋)为C0,企业将其中Cm0用于购买劳动力Lm0,用Cn0购买价格Pn0的中间产品数量N0;
企业n在获得货款Cn0后,购买劳动力Ln0来生产相应的中间产品。
假定企业m和n劳动力工资水平相等均为w0。
则有如下等式:
C0=Cm0+Cn0,Cm0=w0Lm0,Cn0=w0Ln0=Pn0N0。
T=1-(第一期末)时,企业m生产出产品为Y1,而整个社会劳动者获得的货币为C0,显然价格水平为:
py1=C0Y1。
T=1+(第1期后或第2期始)时:
假定企业m获得增量货币ΔC1,获得资金其中一部分用于购买新增劳动力和增加员工工资②,另一部分用于够买企业n的中间产品,企业n也同样相应增加员工工资和劳动力。
此时,可有如下等式:
C1=C0+ΔC1=Cm1+Cn1,Cm1=w1(Lm0+ΔLm1),Cn1=w1(Ln0+ΔLn1),Cn1=(Pn0+Δpn1)(N0+ΔN1)。
其中C1、Cm1、Cn1分别表示此时货币总量、企业m、企业n购买劳动力的货币,w1表示此时两企业支付的工资水平,ΔLm1、ΔLn1表示企业m、n新增加的劳动力,Δpn1、ΔN1表示中间产品的价格上涨水平和增加的产量。
由于模型中的产量实际取决于雇佣劳动力数量,因此,还可以得到N0+ΔN1Ln0+ΔLn1=N0Ln0,w0Pn0=w1Pn0+Δpn1。
T=2-(第2期末)时:
企业m生产的产品为Y2,而整个社会的劳动者的货币为C1,则价格水平py2=C1Y2。
由于产量的提高取决于劳动力数量,即Y2Ln0+ΔLn1=Y1Ln0,而Cn1Ln0+ΔLn1=w1>w0=Cn0Ln0,并且为了生产配套,资金在企业n是按同比例获得,即有C1Cn1=C0Cn0,故有C1Ln0+ΔLn1>C0Ln0。
如此可以得到C1Y2>C0Y1,即py2>py1。
因此,货币投放会增加对劳动力和中间产品的需求,带动要素价格上涨,也带动产出增加,同时也带来物价水平上升。
进一步,由Y2Ln0+ΔLn1=Y1Ln0,Cn1Ln0+ΔLn1=w1>w0=Cn0Ln0,C1Cn1=C0Cn0以及C1Ln0+ΔLn1/C0Ln0=w1w0,可以得到py2/py1=w1w0。
也就是说,劳动力工资的增加水平与通货膨胀水平是一致的,劳动者的购买力并没有改变。
综合来看,货币供应会带来就业和产出的增加,但也带来价格水平上涨,而劳动者的购买力则保持不变。
T=2+(第2期后或第3期始)时:
假定企业m再获得增量货币ΔC2,此时,我们分两种情况加以讨论:
(1)当社会仍然存在剩余劳动力,则在T=3-(第3期末)时,货币供应会带来就业扩大、产出增加、价格上涨、劳动者购买力不变的结果,其运行机理同上一期。
(2)当社会不存在剩余劳动力,则增加货币供应只能用于提高劳动者名义工资(或中间产品价格),不能带来劳动力投入的增加,其结果是产出不变、价格上涨、劳动者购买力不变。
T=3+(第3期后或第4期始)时:
假定社会仍然有剩余劳动力,此时企业m获得增量货币ΔC3。
在此,我们考察产业结构演变的影响,分两种情形加以讨论:
(1)继续生产最终产品Y。
T=4-(第4期末)时:
社会产出为Y4,社会投放的货币为C3=C0+ΔC1+ΔC2+ΔC3,且Y4>Y3>Y2>Y1,py4>py3>py2>py1,就业的劳动力也越来越多。
假定社会只需要Y3的消费量,但企业的产出为Y4,企业为了维持成本,价格仍为py4,因此存在多余产品。
在现有货币投放下其最终均衡结果①是产出为Y3,就业水平也相应减少,价格水平则推高为p*y=C3Y3(p*y>py4),出现滞胀局面。
(2)实现产业创新,生产需要的产品Z。
由于社会只需要Y3的消费量,当能够实现产业创新,企业m生产社会需要的产品Z,而企业n则负责相应中间产品生产。
由于对劳动力需求增加,因此工资和中间品的价格也进一步增高。
整个货币的投放量C3=C0+ΔC1+ΔC2+ΔC3=Y3py4+Zpy4(假定Y和Z价格水平一样)。
至此可以看到,继续呈现的是就业和产出增加但价(3)劳动力供应水平(LS):
使用滞后一期的各行业的平均工资与全部行业平均工资比值来反映。
其中1990—2002年使用各行业职工的平均工资与全部行业平均工资比值来表示,2003—2011年使用城镇就业人员各行业的平均工资与全部行业平均工资比值来表示。
(4)市场化水平(MR):
与王小鲁等[15]一样,使用工业中的非国有经济占比来表示我国市场化的程度。
其中缺少的2008—2011年的数据采用同样方法进行补充。
(5)科技进步(TE):
使用王小鲁等[15]编制的科技资本存量对数来表示,该数据缺少2008—2011年的数据,为此采用同样的方法进行补充。
(6)对外开放度(TRD):
与文献一致,使用进出口总额/GDP来表示中国经济的对外开放度。
(7)物质资本水平(KS):
使用行业的当年物质资本存量除以上一年的物质资本存量来表示。
在估算物质资本存量时,将1990年设为基年,并用当年固定资产投资除以10%来估算该年的物质资本存量,此后年份采用永续盘存法来估算,其中折旧率设为5%。
(8)行业发展特征:
使用行业的哑变量来反映。
各行业名称和符号如表1所示。
(二)计量方法鉴于产出和就业增长除了与货币供应存在关系外,还与劳动力供应、行业发展特征,以及市场化水平、科技进步、对外开放度和物质资本有关。
为此,建立如下计量模型:
GLit=α+β1MIit+β2LSit+β3MRit+β4TEit+β5TRDit+β6KSit+vi+εit
(1)GLit=α+β1MIit+β2LSit+β3MRit+β4TEit+β5TRDit+β6KSit+γ1MIit×
νi+vi+εit
(2)GLit=α+β1MIit+β2LSit+β3MRit+β4TEit+β5TRDit+β6KSit+γ1MIit×
νi+γ2MIit×
LSit+vi+εit(3)其中GL代表产出增长GI或就业增长LI,v为行业的固定效应,i、t分别表示具体行业和时间,ε为随机扰动项。
在上述方程中,方程
(1)为基本模型,主要考察货币供应对产出和就业增长的影响;
方程
(2)主要考察不同行业的货币供应对产出和就业增长的影响;
方程(3)进一步考察劳动力供应条件对货币供应的产出和就业增长的影响。
对于上述方程,与Bitteneourt[16]一样,使用混合最小二乘法(POLS)、固定效应(FE)和随机效应(RE)等方法进行估计。
在使用固定效应(FE)和随机效应(RE)进行估计时,鉴于使用的是长面板数据,需要考虑是否存在组内自相关和组间同期相关问题。
检验表明不存在组内自相关问题,但存在组间同期相关问题,因此,在估计时将使用FGLS处理同期相关问题。
(一)货币供应与产出和就业增长的直观关系图1给出了M1货币供应年增长率以及各行业每年平均产出和就业增长率的曲线图。
从中可见M1的供应增长率与各行业每年平均产出和就业增长率的变化趋势都呈现倒U型,具有某种程度的一致性。
表2列出不同行业在观察期的产出增长率和就业增长率的描述性统计。
从产出来看,采掘业、建筑业、交通邮信业、批零餐饮业、房地产业、综合服务业的产出增长较快,而其他行业的产出增长速度相对较低;
在波动幅度方面,采掘业、交通邮信业、批零餐饮业、金融业、房地产业波动较大。
从就业来看,建筑业、批零餐饮业、金融业、房地产业、综合服务业的平均就业增长率较高;
采掘业、建筑业、交通邮信业、批零餐饮业、金融业则呈现波动幅度较大的特点。
由此可见,行业之间产出和就业的增长率存在差异,波动的幅度也不相同,其中蕴含着可能存在货币供应带来的产出和就业增长的行业差异。
(二)货币供应与产出和就业增长关系的实证检验Hausman检验和LM检验表明RE估计优于FE估计,而POLS估计只优于未考虑组间同期相关的RE估计。
鉴于此,在分析中将主要使用考虑组间同期相关的RE(FGLS)以及POLS估计。
表3给出了根据方程
(1)、
(2)、(3)的RE(FGLS)以及POLS三种检验结果。
从表中可以看到RE(FGLS)和POLS估计结果较为接近,其中RE(FGLS)更为显著。
从估计结果可见,M1对产出有正向作用,在MD1模型中具有显著性,而在MD4中不具有显著性,但也具有正向关系。
当添加Mit×
νi项时,从MD2、MD5中可以发现,M1的系数高度不显著,而Mit×
νi的系数均为正值,其显著性水平均优于M1的系数。
从系数中可以看到,货币供应对产出增长存在行业差别,其影响系数大小可以分成三个层次:
房地产业、建筑业最高,批零餐饮业、综合服务业、采掘业、制造业其次,而交通邮信业、电煤水业、金融业、农林牧渔业最低。
这一估计结果符合中国行业的长期发展情况,也反映了中国不同行业的发展特征差异。
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- 劳动力 供应 货币 研究