中國通貨膨脹與失業(yè)率的關(guān)系研究
——基于VAR模型的實證研究

田思源，劉永文，何志康

（貴州大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，貴州貴陽 550000）

一、引言

通貨膨脹率和失業(yè)率一直都是各國經(jīng)濟政策關(guān)注的重要指標(biāo)，面對這兩個指標(biāo)，由于它們的內(nèi)在沖突性，各國常常將面臨決策，那么該如何權(quán)衡通貨膨脹率和失業(yè)率呢？對此，菲利普斯早在1958年便根據(jù)經(jīng)驗統(tǒng)計數(shù)據(jù)提出了一條用以表示工資變動率和失業(yè)率相關(guān)關(guān)系的曲線，之后又有學(xué)者發(fā)現(xiàn)工資變動率可以反映通貨膨脹的情況，因此，這條曲線演變?yōu)榭梢越忉屚ㄘ浥蛎浡逝c失業(yè)率關(guān)系的曲線，即菲利普斯曲線。這一曲線所隱含的經(jīng)濟含義也被世界上若干國家的數(shù)據(jù)證實，即：在充分就業(yè)和價格穩(wěn)定這兩個目標(biāo)上，各個國家都只能被迫選擇其中一個，若一個國家想要實行積極的財政政策或者寬松的貨幣政策擴大國內(nèi)需求，雖然有可能降低失業(yè)率，但卻是通過商品價格上漲的代價來得以實現(xiàn)的。

菲利普斯曲線的適用性在經(jīng)濟發(fā)達(dá)的歐美地區(qū)普遍得到了驗證，但在我國其適用性一直存在爭議，而隨著我國近幾十年的快速發(fā)展，通貨膨脹也日益嚴(yán)重，加之我國高校畢業(yè)生人數(shù)近年來屢創(chuàng)新高，就業(yè)形勢也越來越嚴(yán)峻，隨之表現(xiàn)出來的是通貨膨脹和失業(yè)率的矛盾日益突出。因此，驗證這一理論在我國是否適用對我國經(jīng)濟具有重大意義，也對我國貨幣政策的選擇具有重大的參考價值。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外文獻(xiàn)綜述

1958 年，菲利普斯根據(jù)經(jīng)驗統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究得出：貨幣工資變動率與失業(yè)率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。1960年，薩繆爾森和索羅用通貨膨脹率代替貨幣工資變動率，得出了通貨膨脹率與失業(yè)率負(fù)相關(guān)關(guān)系。1968 年，弗里德曼從貨幣主義的角度指出長期的菲利普斯曲線所暗含的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不存在。在20世紀(jì)70 年代西方國家出現(xiàn)的滯漲局面，使得弗里德曼這一超前判斷得到了驗證。1973 年，理性預(yù)期學(xué)派在菲利普斯曲線中引入理性預(yù)期發(fā)現(xiàn)菲利普斯曲線不僅在長期中不存在，在短期中也不存在。

（二）國內(nèi)文獻(xiàn)綜述

我國對于通貨膨脹與失業(yè)率關(guān)系的研究較晚。栗樹和等（1988）[1]根據(jù)我國1953—1986 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：菲利普斯曲線在我國先后經(jīng)歷了正相關(guān)、正負(fù)相關(guān)交替與負(fù)相關(guān)關(guān)系三個階段。陳學(xué)彬（1996）[2]研究發(fā)現(xiàn)菲利普斯曲線在我國不適用。劉樹成（1997）[3]研究發(fā)現(xiàn)菲利普斯在我國是存在的并有其特殊的形式。王明艦（2000）[4]以我國產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率存在正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步推斷出菲利普斯曲線和奧肯定律在我國是存在的。周長才（2001）[5]通過估計我國城市隱性失業(yè)率與農(nóng)村隱性失業(yè)率后，用總的失業(yè)率證明了失業(yè)率與經(jīng)濟增長率負(fù)相關(guān)關(guān)系在我國是成立的。黎德福（2005）[6]引入二元經(jīng)濟模型，實證分析指出菲利普斯曲線在我國是不存在的。王雙正（2009）[7]以我國1978—2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：我國的通貨膨脹與經(jīng)濟增長具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，但在實際經(jīng)濟運行中物價和GDP 較快的增長并未帶動就業(yè)率較快的增長。吳哲理（2011）[8]根據(jù)我國1991—2008 年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)從長期來看菲利普斯曲線在我國不存在。

由以上表述可知，對于菲利普斯曲線在中國的適用性一直存在爭議，基于此，本文將通過建立VAR 模型研究菲利普斯曲線在中國是否成立，以此為政府采取宏觀調(diào)控政策提供依據(jù)。

三、實證研究

（一）通貨膨脹與失業(yè)率關(guān)系的基本分析

本文選取1985—2019 年的數(shù)據(jù)分析我國通貨膨脹與失業(yè)率的關(guān)系，數(shù)據(jù)來源均為中國統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。失業(yè)率采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（UN）作為其衡量指標(biāo)，測度的是仍然依附于勞動力市場但當(dāng)前未被雇傭的勞動力數(shù)量，中國國家統(tǒng)計局將其定義為：非農(nóng)業(yè)人口，在一定的勞動年齡內(nèi)，有勞動能力無業(yè)而且要求就業(yè)，并在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)服務(wù)機構(gòu)進(jìn)行求職登記的人為失業(yè)者。通貨膨脹率（FL）根據(jù)居民消費物價指數(shù)計算所得。從圖1 來看，我國失業(yè)率與通貨膨脹率短期內(nèi)有著負(fù)相關(guān)關(guān)系，變動趨勢存在一定滯后性，長期影響關(guān)系不明顯。

圖1 我國1985—2019 年通貨膨脹與失業(yè)率變動趨勢圖

（二）模型介紹

本文采用的是向量自回歸（VAR）模型，在VAR模型中，是把每一個被解釋變量的滯后值作為解釋變量來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。

VAR 模型的基本形式為：

其中，t=1，2，…，T，Yt為k 維內(nèi)生變量，i 為滯后階數(shù)，Ai為滯后i 階的系數(shù)矩陣，εt是k 維隨機擾動項，α 為常數(shù)項，T 為樣本容量。

（三）實證分析

1.數(shù)據(jù)時間序列特性。在VAR 模型中，要求變量必須具有平穩(wěn)性，而在實際經(jīng)濟運行中，宏觀經(jīng)濟變量往往不具有平穩(wěn)性，因此需要對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，若這些變量是非平穩(wěn)的，那么則要考察這些變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，以此判斷VAR 模型是否適用。

（1）單位根檢驗。從表1 來看，F(xiàn)L 和UN 的水平值序列均在5%的顯著性水平下接受“存在單位根”的原假設(shè)，說明FL 和UN 的水平值序列是非平穩(wěn)的，但FL 和UN 的一階差分序列均在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，說明FL和UN的一階差分序列是平穩(wěn)的，即FL和UN 變量都是1階單整變量。

表1 單位根檢驗

（2）協(xié)整檢驗。由于FL 和UN 的水平值序列是非平穩(wěn)的，所以需要進(jìn)一步檢驗FL 和UN 之間是否存在協(xié)整關(guān)系，也就是要進(jìn)行協(xié)整檢驗。由于FL 和UN 都沒有時間趨勢，所以我們對其進(jìn)行了含有常數(shù)項、沒有時間趨勢項的協(xié)整檢驗，根據(jù)表2 可知，在5%的顯著性水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但無法拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)，因此協(xié)整秩為1。理論表明，當(dāng)一組變量水平值是非平穩(wěn)時，但其單整階數(shù)相同且存在協(xié)整關(guān)系時，按水平變量建立的VAR 模型仍可適用。

表2 協(xié)整檢驗

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示了當(dāng)系統(tǒng)中某一變量變化時對系統(tǒng)造成的具體沖擊影響，本文將通過該函數(shù)反映變量間的相互影響關(guān)系。

（1）確定VAR 系數(shù)的階數(shù)。由表3 可知，根據(jù)信息準(zhǔn)則，該VAR 模型的滯后階數(shù)取2，即p=2。

表3 估計VAR 系數(shù)階數(shù)

（2）估計二階向量自回歸模型。由表4 可知，方程中大多數(shù)的系數(shù)均很顯著，由表5 可知，無論是單一方程（FL 與UN），還是兩個方程作為整體（All），各階系數(shù)高度顯著。

表4 二階向量自回歸

表5 二階向量自回歸聯(lián)合顯著性

（3）可靠性檢驗。由表6 和圖2 所示，方程殘差可以接受無自相關(guān)的原假設(shè)，所有特征值均在單位圓之內(nèi)，故此VAR 系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

表6 殘差自相關(guān)檢驗表

圖2 VAR 系統(tǒng)穩(wěn)定性判斷圖

（4）格蘭杰因果檢驗。由表7 所示，無論是以FL還是以UN 為被解釋變量，其p 值均小于0.05。因此，二者互為格蘭杰原因。

表7 格蘭杰因果檢驗表

（5）脈沖響應(yīng)函數(shù)。由圖3 所示，左下角的圖表示了UN 的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后使得FL 在短期內(nèi)的脈沖響應(yīng)呈現(xiàn)出迅速下降的趨勢，在第2 期達(dá)到最低點后開始反彈，第4 期后此影響逐漸消失歸于0；右上角的圖表示了FL 的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊會帶來第1 期的UN 上升，但此后三期UN 即下降，然后此影響消失歸于0。這表明了失業(yè)率的正向沖擊在短期內(nèi)會對通貨膨脹造成負(fù)向變化，長期對通貨膨脹無影響，這一現(xiàn)象與經(jīng)濟學(xué)理論一致，失業(yè)率上升必然帶來有效需求下降，購買力減弱，一定程度上壓低了物價水平；而通貨膨脹的正向沖擊在第一年會對失業(yè)率造成正向影響，此后三期造成負(fù)向影響，長期對失業(yè)率無影響，這一現(xiàn)象與經(jīng)濟學(xué)理論基本一致，對于第一年通貨膨脹的正向沖擊對失業(yè)率造成正向影響，這可能是由于短期內(nèi)通貨膨脹帶來勞動力雇用成本增加反而提高了失業(yè)率。

圖3 正交化的脈沖響應(yīng)圖

圖4 和圖5 表明了在不同排序下，變量UN 對FL 沖擊和變量FL 對UN 的脈沖響應(yīng)差別不大，只是在反應(yīng)幅度上略有不同。

圖4 比較兩種變量排序下的脈沖響應(yīng)圖（UN→FL）

圖5 比較兩種變量排序下的脈沖響應(yīng)圖（FL→UN）

（6）方差分解。方差分解通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，因此，方差分解可以給出對VAR 模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要信息。

表8、表9 分別是不同排序下的方差分解表。從表8 來看，在FL、UN 的排序下，影響FL 變化的主導(dǎo)因素是其自身的變化，但這種影響隨著時間的推移逐漸減弱，同時，UN 對FL 變化的影響力呈現(xiàn)先降低后快速上升的趨勢，在第7 年達(dá)到頂峰14.7%；在UN 變化中，自身貢獻(xiàn)度占支配地位，F(xiàn)L 對UN變化的影響力隨著時間的推移逐漸增強，在第8 年達(dá)到19.9%。

表8 方差分解表（排序：FL、UN）

從表9 來看，在UN、FL 的排序下，UN 對FL 變化的影響力隨著時間的推移逐漸增強，但遠(yuǎn)不如在FL、UN 排序下的貢獻(xiàn)份額，在最頂峰的第6 年也才9.6%；雖然FL 對UN 變化的影響力也是隨著時間的推移逐漸增強，但卻遠(yuǎn)高于在FL、UN 排序下的貢獻(xiàn)份額，在第8 年達(dá)到26.3%。

表9 方差分解表（排序：UN、FL）

四、結(jié)論

本文根據(jù)我國1985—2019 年的通貨膨脹與失業(yè)率數(shù)據(jù)，采用圖示法、單位根檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解法進(jìn)行分析研究發(fā)現(xiàn)，我國通貨膨脹與失業(yè)率具有雙向格蘭杰因果關(guān)系，且菲利普斯曲線在中國短期是成立的，即通貨膨脹與失業(yè)率之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系；長期，由于理性預(yù)期的存在，菲利普斯曲線不成立，根據(jù)通貨膨脹促進(jìn)論，適度通脹將有利于調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴大投資，拉長就業(yè)鏈，降低失業(yè)率。但長期而言，失業(yè)率將向自然失業(yè)率回歸，以通脹帶動就業(yè)非長久之計，根本的解決措施應(yīng)是通過加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，提高勞動力人口素質(zhì)，消除經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中的失衡等體制性現(xiàn)象，發(fā)揮經(jīng)濟活力本身對就業(yè)的帶動作用，從根本上降低自然失業(yè)率，最終促進(jìn)經(jīng)濟健康、和諧發(fā)展。