勞動力價格變化對物價水平的影響研究
——基于VAR模型的實證分析

王中江

(安徽工程大學國際工程師學院，安徽蕪湖 241000)

0 前言

勞動力價格與物價水平一直是社會關注的焦點.從理論上分析，勞動力價格不僅反映了生產(chǎn)要素的價格，還直接影響公眾的購買力和需求.勞動力價格的上漲刺激消費需求的增加，需求的增加又會在一定程度上產(chǎn)生通貨膨脹的壓力.工資收入和居民消費價格指數(shù)，分別作為衡量勞動力價格和物價水平的指標，近年來備受關注.2018年，城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員年平均工資實際增長率為8.7%，同時，居民消費價格指數(shù)上漲2.1%.隨著我國收入分配制度的不斷健全和完善，以及人口紅利的逐漸消失，勞動力價格處于逐漸上漲的狀態(tài).那么，勞動力價格與物價水平是什么關系？二者是否協(xié)調(diào)運行？勞動力價格的變動在長期和短期分別對物價水平產(chǎn)生怎樣的影響？目前，少有研究關注這一問題.

為解決以上問題，本文選取我國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資總額指數(shù)和居民消費價格指數(shù)作為衡量指標，采用VAR模型、Johansen協(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)等方法檢驗兩變量的關系，旨在剖析勞動力價格變動對物價水平的影響效應，為準確地判斷物價波動原因及未來發(fā)展趨勢提供參考.

1 文獻綜述

對于勞動力價格的研究，多集中于勞動力價格與收入、產(chǎn)業(yè)結構等變量的關系研究，如：李文等研究指出，農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品價格之間存在一定的關系[1].馮濤等認為，勞動力市場扭曲與居民收入差距之間存在負向關系[2].郭圣乾等基于VAR模型分析了勞動力價格與城鄉(xiāng)收入差距的關系，指出勞動力價格扭曲對收入差距存在顯著影響[3].劉曉麗等分析了農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)民收入之間的關系具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性特征[4].Broadberry等分析得出，勞動力成本的上升會對制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生一定的影響[5].Zandweghe研究指出，人口紅利逐漸消失后，全要素生產(chǎn)率的提升和產(chǎn)業(yè)的生存與發(fā)展受到了一定的影響[6].陽立高等通過面板數(shù)據(jù)分析得出，勞動力成本對制造業(yè)結構轉型升級具有重要的促進作用[7].武平分析了勞動力價格與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系，并提出了相應的對策建議[8].羅遠業(yè)等通過實證研究得出，勞動了價格與產(chǎn)業(yè)結構存在長期均衡關系，其變動直接影響產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整[9].向倩雯提出，勞動力價格和產(chǎn)業(yè)結構升級關系密切，相互促進，且具有一定的滯后性[10].王寧，朱新緣通過對2002年至2015年人均工資和三次產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)建模分析得出，勞動力價格對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有重要的影響[11].

關于居民消費價格指數(shù)與其他變量的關系，部分學者做了相關研究.如：Shahbaz等驗證了批發(fā)物價指數(shù)與消費價格指數(shù)的長期協(xié)整關系[12].Kyrtsou等指出生產(chǎn)價格指數(shù)對消費價格指數(shù)具有重要的傳導作用[13].蘇志芳等探究了消費價格指數(shù)與PPI之間的長期關系，指出二者之間存在協(xié)整關系[14].楊燦和陳龍采用非參數(shù)方法分析了消費價格指數(shù)與生產(chǎn)價格指數(shù)之間的長期關系[15].黃微芬研究指出，工業(yè)生產(chǎn)者價格對消費價格指數(shù)存在顯著的影響作用[16].Koutroumanidis研究指出，消費價格指數(shù)對生產(chǎn)價格指數(shù)具有顯著的影響作用[17].

梳理已有文獻可知，對勞動力價格與物價水平的關系研究較為罕見，多數(shù)研究是將勞動力價格水平或物價水平之一作為變量，研究與其他變量之間的關系，鮮有深入探究二者之間關聯(lián)性的研究.在當前我國人口紅利逐漸消失的背景下，勞動力價格變化對物價水平的影響，值得深入研究.

2 數(shù)據(jù)描述及處理

2.1 數(shù)據(jù)描述性分析

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資總額指數(shù)和居民消費價格指數(shù)年度數(shù)據(jù)分別衡量勞動力價格和物價水平，樣本范圍為1985至2018年，數(shù)據(jù)全部來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.兩變量的時間序列分別記為LP和CPI，繪制兩變量的走勢圖(如圖1所示)以觀察其波動特征.

觀察圖1可知，我國勞動力價格與居民消費價格指數(shù)整體上呈現(xiàn)較為相似的波動趨勢.在1991至1994年間處于高速增長期，隨后，在1995至1998年快速下跌.從1999年開始，隨著國民經(jīng)濟的高速發(fā)展以及收入分配制度的健全和完善，勞動力價格也呈現(xiàn)緩慢回升的走勢.直到2008年金融危機造成下跌，之后保持震蕩小幅上升.從2013年開始，又處于下跌狀態(tài)，至2016年開始小幅回升.

圖1 勞動力價格和居民消費價格指數(shù)的走勢圖

僅以走勢圖分析可知，勞動力價格與居民消費價格之間呈現(xiàn)相關關系，這主要是因為，勞動力是生產(chǎn)要素的一部分，其價格的變動會引起最終產(chǎn)品成本的變動，從而引起居民消費價格指數(shù)的變動.因此，勞動力價格對居民消費價格指數(shù)具有一定的影響作用.然而，二者之間的定量關系如何？是否存在長期均衡關系？需做進一步的實證分析.

2.2 序列平穩(wěn)性檢驗

序列CPI和序列LP均為時間序列，為防止偽回歸現(xiàn)象，需對兩序列進行單位根檢驗，以驗證其平穩(wěn)性.同時，為了避免異方差現(xiàn)象，對兩變量均取自然對數(shù)，處理后的序列分別記為LNCPI和LNLP.采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗，結果如表1所示.

通過檢驗發(fā)現(xiàn)，序列CPI和序列LP的自然對數(shù)序列是不平穩(wěn)的，但一階差分后自然對數(shù)序列是平穩(wěn)的，即它們均服從一階單整，符合Ⅰ(1)過程.

表1 序列CPI與LP的單位根檢驗結果

3 模型構建及檢驗

3.1 VAR模型構建

滯后期不同，會導致所構建的模型不同，因此，在構建模型之前，需確定最佳滯后期.通常，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC及HQ五個常用指標來確定，結果如表2所示.

由表2的數(shù)據(jù)結果可知，應選擇滯后1期為最優(yōu)滯后期.構建VAR模型，結果如式(1)所示.

表2 最佳滯后期選擇標準

(1)

為驗證模型的合理性和穩(wěn)定性，檢驗其AR特征多項式的根，結果如圖2所示.AR特征根倒數(shù)的模均落在單位圓內(nèi)，說明所構建的模型是合理穩(wěn)定的.

圖2AR特征多項式的根

3.2 協(xié)整檢驗

由于序列l(wèi)nCPI和序列l(wèi)nLP滿足同階單整，符合協(xié)整檢驗的條件.兩變量的Johansen協(xié)整檢驗結果如表3所示.

表3 序列CPI和LP的協(xié)整檢驗結果

協(xié)整檢驗結果表明，跡統(tǒng)計量15.854 08大于5%的臨界值15.494 71，因此，在0.05的顯著性水平下，拒絕原假設，認為兩變量間存在協(xié)整關系.進一步地，對殘差序列進行單位根檢驗以驗證變量間的協(xié)整關系.對殘差序列進行單位根檢驗，結果顯示，殘差單位根的t統(tǒng)計量=-2.604 127，其相應的概率值=0.0109，小于5%的檢驗水平.因此，拒絕殘差序列存在單位根的原假設，認為其是平穩(wěn)的.因此，兩變量之間存在協(xié)整關系，協(xié)整方程如式(2)所示.

(2)

標準誤差=0.365 39

由式(2)可知，勞動力價格每變動1%，居民消費價格指數(shù)會同向變動0.434 291%.那么，兩變量之間的長期均衡狀態(tài)是如何是實現(xiàn)的？其動態(tài)波動狀況如何？借助誤差修正(VEC)模型來解決以上問題.

3.3 VEC模型估計

構建誤差修正模型，得到F統(tǒng)計量的概率值P=0.000 124，從而表明模型估計整體上是顯著的.進一步觀察其參數(shù)(如表4所示)可知，lnLP的系數(shù)估計值顯著(P=0.000 7)，可以解釋為勞動力價格變動對居民消費價格指數(shù)的短期影響效應，即勞動力價格每變動1%，在短期內(nèi)，居民消費價格指數(shù)將同向變動0.385 822%，略小于長期均衡下的0.434 291%.

表4 誤差修正模型估計結果

誤差修正項ecm(-1)的系數(shù)估計值也是顯著的(P=0.009 6)，其絕對值為0.372 458，說明當兩變量關系偏離長期均衡時，當期將以0.372 458的速度對前一期的非均衡狀態(tài)進行調(diào)整，將其拉回到長期均衡狀態(tài).同時，根據(jù)模型估計結果可知，居民消費價格指數(shù)的短期波動分為兩部分，一部分是短期勞動力價格變動的影響，另一部分是前一期居民消費價格指數(shù)偏離長期均衡關系的影響.

繪制誤差修正項曲線以更加直觀地了解兩變量的協(xié)整關系，結果如圖3所示.

從1985年至2018年間，誤差修正項在零值曲線上下波動.在1995年左右，誤差修正項的絕對值比較大，表明該時期短期波動偏離長期均衡的幅度較大，大約經(jīng)過了10年左右時間的調(diào)整，即在2005年又重新回到了長期均衡穩(wěn)定狀態(tài)，之后保持小幅震蕩波動.

圖3VEC模型的協(xié)整關系圖

3.4 脈沖響應及方差分解

3.4.1 脈沖響應函數(shù)

為進一步了解居民消費價格指數(shù)對擾動沖擊變化的響應，做兩變量的脈沖響應函數(shù)，結果如圖4所示.

圖4 居民消費價格指數(shù)對擾動的響應函數(shù)圖

居民消費價格指數(shù)對自身的一個標準差新息立即做出了響應.在第一期的響應大約為0.042左右，之后這種影響逐漸降低，到第10期后影響作用趨于0.居民消費價格指數(shù)對勞動力價格的擾動沒有立即做出響應(第一期的響應值為0)，在第三期，其對勞動力價格擾動所做出的響應達到最大值，約為0.01左右.隨著滯后期的延長，這種作用逐漸減少，到第十期以后趨于0.這一結果也驗證了所估計的VAR模型是平穩(wěn)的.

3.4.2 方差分解

進一步做方差分解，以了解勞動力價格對居民消費價格指數(shù)變化的貢獻度，結果如表5所示.

表5 居民消費價格指數(shù)對擾動的響應

由方差分解結果可知，在一期預測中，居民消費價格指數(shù)全部由其自身擾動所引起，第一期為100%，在第十期這種作用仍有91.2%.隨著預測期的推移，居民消費價格指數(shù)預測方差中由勞動力價格擾動所引起的部分逐漸增加，而由其自身擾動所引起的部分逐漸減少，但總體比重仍然較大.大約從第七期開始，居民消費價格指數(shù)分解結果基本穩(wěn)定，預測方差有8.7%左右是由勞動力價格擾動所引起的，91.3%左右是由自身擾動所引起.繪制成方差分解圖(如圖5所示)，以更直觀地觀察方差分解結果.居民消費價格指數(shù)預測方差中由自身擾動所引起的百分比逐漸下降，由勞動力價格擾動引起的百分比緩慢上升，到第十期左右保持穩(wěn)定.

圖5lnCPI的方差分解結果圖

4 結論與建議

4.1 研究結論

通過VAR模型、Johansen協(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)、方差分解等方法，檢驗我國1985年至2018年勞動力價格對居民消費價格數(shù)據(jù)的影響.模型估計結果表明，勞動力價格的變動會引起居民消費價格指數(shù)的同向變動，二者之間存在著長期均衡關系.從長期來看，勞動力價格每變動1個單位，會引起居民消費價格指數(shù)同向變動0.434 291個單位；從短期來看，勞動力價格每變動1個單位，會引起居民消費價格指數(shù)同向變動0.385 822個單位.居民消費價格指數(shù)的變動來自于自身擾動及勞動力價格的擾動.居民消費價格指數(shù)對自身的擾動會在當期做出響應，而對勞動力價格的擾動會在第三期達到最大值.這說明居民消費價格指數(shù)的上漲，一定程度上來自于勞動力價格的上漲.

4.2 對策建議

第一，建立健全勞動力價格增長機制.勞動力價格上漲應該是持續(xù)的、合理的、穩(wěn)定的.上漲過快或過慢均不利于經(jīng)濟社會的健康運行.因此，應制定針對不同產(chǎn)業(yè)、不同行業(yè)的合理勞動力價格體系.同時，相關部門應根據(jù)實際情況及時調(diào)整最低工資保障標準，保障勞動力價格在合理范圍內(nèi)變化.

第二，提升勞動力素質(zhì)，達到供需協(xié)調(diào)一致.當前，我國勞動力素質(zhì)和技能參差不齊，勞動力供給與需求仍存在不夠協(xié)調(diào)一致的現(xiàn)象.因此，要根據(jù)市場需求有針對性地培養(yǎng)勞動力，學歷教育與職業(yè)教育并重，為不同產(chǎn)業(yè)、不同領域的用人單位提供不同的專業(yè)人才.同時，在人口老齡化背景下，加強對農(nóng)村剩余勞動力的培訓和教育，以提升其知識技能水平，為更好地就業(yè)、創(chuàng)業(yè)提供基礎.

第三，依靠創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率.勞動力價格的提升在很大程度上要依靠生產(chǎn)率的提升.創(chuàng)新是提高生產(chǎn)率的最重要的途徑.應制定相應的保障政策，鼓勵企業(yè)和個人積極創(chuàng)新，以創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，保障企業(yè)和勞動者個人的基本利益，促進經(jīng)濟社會更好更快地發(fā)展.