汇率的就业传导渠道及其效应测算

-精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 1 汇率的就业传导渠道及其效应测算 摘要：文章研究了汇率的就业传 导渠道，及其行业异质性。本文基于传 统的生产函数理论，通过建模和理沦分 析得出：汇率影响就业的传导渠道主要 有出口需求、资源配置和效率的三渠道。 并基于中国制造业 30 个行业的 2003 年 至 2009 年的面板数据，运用残差替代 法和面板平滑机制转换回归，测算出各 传导渠道在汇率影响就业过程中所起到 的作用，结果表明：在整个传导机制中， 出口需求对就业的作用较强，效率渠道 和资源配置作用相对较弱；人民币升值 对就业的总体效应为负效应，且传导机 制中各渠道均具不同程度不同特征的行 业异质性。 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 2 中国论文网 /3/view-12982036.htm 关键词：实际有效汇率；传导渠 道；就业；行业异质性；面板回归 中图分类号：# 文章标识码：A 文章编号：1007-3221（2015） 02-0170-08 引言 改革开放 30 年来，我国的对外 贸易一直保持高速增长，特别是进入上 世纪 90 年代以后，对外贸易几乎一直 保持顺差，形成了巨额的外汇储备。在 此背景下，发达国家开始不断地向我国 施加人民币升值压力并要求更灵活的汇 率制度。2005 年 7 月 21 日，我国开始 实行以市场供求为基础、参考一篮子货 币进行调节、有管理的浮动汇率制度。 从此，人民币汇率不再盯住单一美元， 向更富弹性的人民币汇率机制迈出了一 步。2005 年以后，人民币对美元汇率呈 现“小碎步”持续升值态势。根据国际清 算银行数据测算，20052011 的六年间， -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 3 人民币实际有效汇率累计升值近 15%。 对于人民币升值压力，被誉为 “欧元之父”的 Mudell 曾指出，人民币升 值会造成中国的通货紧缩，经济增长的 减速和失业的增加。已有较多研究表明， 中国制造业的就业对汇率是敏感的。然 而汇率对就业的影响并非是直接的，而 是通过一系列中间渠道，间接地发挥作 用的。 Carnpa 和 Goldberg 通过建立劳 动力需求和汇率的动态模型，对 20 世 纪 70 年代早期到 90 年代中期的美国制 造业进行面板数据分析，提出了汇率变 动可能通过“ 进口渗透” 、 “出口拉动”和 “投入替代”的三种渠道影响劳动力需求。 Frenkel 对阿根廷、墨西哥、巴西、智 利四个国家的 1980 年至 2003 年的数据 研究也得出相似的结论，但他将“投入 替代”称为“劳动密集度”，将“进口”和 “出口”统称为“宏观进出口”渠道，并提 出了“经济增长 ”渠道。Fu 论及汇率影响 就业时使用了两个不同的理论：其一是 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 4 “剩余产品出路说（ vent-for-surplus） ”， 认为出口可消耗剩余的生产力，加速经 济增长，进而提高就业；其二是“劳动 无限供给条件下的经济发展 （clevelopment with unlimited supplies of labour） ，认为外商直接投资（FDI）促 成工业出口部门的资本积累，进而吸引 了农业部门的剩余劳动力，并使用国内 29 省乡镇企业的 1987 年至 1998 年面板 数据和动态劳动需求模型验证了剩余 产品出路说理论。Hua 认为汇率通过 “技术渠道”（同“投入替代”渠道和“劳动 密集度”渠道） 、 “出口需求 ”渠道和“效率” 渠道的三个渠道影响就业，并基于反映 地域差别的个体固定效应面板模型（变 截距模型）实证研究了中国 29 个省的 制造业数据。李晓峰也曾做过类似的研 究。 然而，在我国，关于人民币汇率 的就业效应的实证研究主要集中于就业 的汇率弹性或汇率冲击的脉冲 n 向应图， 关注传导渠道的研究较少。在失业压力 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 5 较大和人民币升值压力难以缓解的大环 境下，研究汇率如何影响就业，即传导 机制对提高就业率和企业出口产品的结 构调整有较大的现实意义。而且，上述 的无论国外或国内文献，在实证研究方 法上考虑的是行政地域划分，使用的是 国家或国内的省际面板数据，这种研究 方法有利于地域性的比较研究，但不适 合行业性的比较，而在现实的经济发展 中，汇率波动对就业的影响存在着明显 的行业差异；将整个工业体作为研究对 象时也无法反映行业之间的人力资本流 动。 基于上述原因，本文在描述行业 异质性时使用了出口渗透率和开放度两 个特征属性。本文将在理论研究基础上， 引入行业分类，就人民币汇率的就业效 应，使用我国制造业 30 个大类行业的 面板数据，检验三种渠道：出口渠道、 资源配置渠道、效率渠道，从传导机制 层面上解释汇率对就业结构的影响。在 模型方面，本文在运用了传统研究中不 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 6 变系数的个体固定效应面板模型基础上， 引入变系数的面板平滑机制转换模型， 以便更精确捕捉行业间经济结构区别导 致的敏感系数变化，更准确地剖析汇率 影响就业的传导机制。 1 模型构建 首先，假设生产函数为 Cobb- Douglas 形式： 其中，i 和 t 分别代表行业和时 间，Q、K、L 分别代表买际产出、资 本和投入的劳动量。鉴于 A 在传统 Cobh-Douglas 函数中表示技术水平，技 术水平高时效率相对上升，我们用 A 表 示效率，以反映效率渠道的作用。 a、y 分别代表各要素的产出弹性系 数。如若厂商追求利润最大化，劳动的 边际产出将会等于工资 w，资本边际产 出等于资本成本 C，即：由式（1） 、 （2） 、 （3）可得到生产函数的新形式： 对式（4）两边取对数，可得到： 下面，对式（5）进行扩展： 首先，出口以本币计价时，汇率 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 7 波动会影响用外币表示的可贸易品价格， 进而影响出口需求和就业。根据历年出 口额占 GDP 的比例（图 1）可知，我国 基本上属于出口导向型国家，因此有必 要将出口从 GDP 中分离出来，单独讨 论其在传导机制中的作用。故，分解实 际产出 Q=x+Y（X 代表出口额， y 为国 内吸收） ，得到式（6）： 其次，本币的实际汇率升值意味 着用可贸易品计算的劳动报酬增加，从 而 w，同时本币升值时，企业购置进 口原材料和设备的成本降低，从而出现 C，若 C/w 下降，由于资源配置，会 引起资本密度（K/L）的上升，其结果 是对就业产生两种不同的效应：一种负 面影响，即企业保持产量不变前提下的 C/W 减少，由于要素替代效应，致使就 业减少。另一种是正面影响，即要素价 格影响企业成本，在预算不变前提下， 资本品价格下降可以提高企业产量，此 即产量效应，进而可能会扩大劳动需求。 若撇去预算不变前提，在汇率升高时， -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 8 原材料进口企业可能会增大投资规模， 尤其是固定资产的投资规模，进而拉动 就业。基于数据易得性，以下用 K/L 代 替 C/W，用以度量资源配置渠道的大小。 若用 B 表示 K/L，式（6）可改写为： 再者，汇率会通过两种方式影响效率： 一是通过开放度间接影响，即当某行业 进口渗透率较高时，面对进口产品的竞 争，该行业的本国企业将不得不提高生 产效率。Sun 等对我国 29 个省的制造 业的研究表明，开放度越高的部门或地 区表现出越高的效率。二是直接影响劳 动力效率。实际汇率上升时，用贸易品 表示的劳动报酬增加，从而提高了劳动 者的劳动积极性，Leibenstein 在其研究 中称之为“X 效率” 。为体现这两种方式， 在此，我们借鉴 Hua 的研究方法，令： 其中的 OP 为开放度，ER 代表 实际有效汇率（Real Effective Exchange，REER） 。这样，式（7）又 可以改写为： 在以下的实证分析中，我们将基 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 9 于式（10）分析汇率影响就业传导机制 中的三个重要渠道。 2 数据来源和处理 样本选取 2003 年至 2009 年 7 年 共计 84 个月的中国制造业 30 个大类行 业的面板数据。行业分类标准参照 GB/T 4754-2002。数据来源于相关年份 的中国统计年鉴 、 海关统计 、 中 国劳动统计年鉴 、 中国固定投资统计 年鉴和国际货币基金组织（IMF）网 站。数据分析的基期为 2000 年。 REER：取实际有效汇率，指数 上升表示本币升值。使用该指数的理由 是，它考虑了一国主要贸易伙伴国货币 价值的变动，并且剔除了通胀因素。 L：取历年的分行业职工人数。 国内吸收：Y=（名义产出一名义 出口）/CDP （ CDP 为 GDP 平减指数） 。 出口：x=名义出口值/CDP。开放 度：OP=进出口/GDP 。出口渗透率： ExS=出口/CDP。 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 10 资本密度：B=名义固定资产值 /（固定资产投资价格指数就业人数） 。 3 计量方法 在进行实证分析前，有必要介绍 实证分析中将涉及到的两个计量方法： 残差替代法和面板平滑机制转换回归法。 3.1 残差替代法 残差替代法常被用来度量某变量 通过各个中介变量进而影响目标变量的 程度，如 A 为解释变量，B、C、D 是 中介变量，E 是被解释变量，那么应用 残差替代法分三步：第一步，做 E 关于 A、B、C 、D 的回归分析，假没估计结 果形式为：E=fA，B，C，D）+u，u 为 残差序列；第二步，分别对 B、C、D 做关于 A 的回归分析，并且获取三个残 差序列：b、c 、d，即 B、C、D 为不能 被 A 解释的部分；第三步，分别依次用 残差序列代替 B、C 、D，固定 B、C、D 的系数不变，重新做第一步 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 11 中的回归分析，得到的 A 的新系数与原 系数的差，即为 A 通过该中介变量对 E 的影响。 但是，使用残差替代法时需注意 的一点是：因 A 与 B、C、D 之间有经 济关系，这种经济关系若是近似线性的， 则有可能第一步回归时可能出现复共线 性问题，因此在做第一步回归之前需检 验 A、B、C 、 D 问的复共线性。 在本文的实证部分，我们将首先 依据式（10） ，做 关于 e 以及 x、b、op 三个渠道变量的第一步回归； 然后依据上述的第二步分别做三渠道变 量关于 er 的回归；最后逐步用第二步中 回归得出的残差序列替代第一步中三个 渠道变量，比较 er 系数的变化，得出各 渠道的影响大小。 3.2 面板平滑机制转换回归 传统的线性面板模型（Fixed or Random Effects Model） ，使用变化的截 距项来反映截面成员的个体影响。然而， 在现实中，变化的经济结构或社会经济 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 12 背景等因素有时会导致反映经济结构的 参数随截面个体和时间的变化而变化。 在众多变系数面板模型中，Hansen 的面 板门限回归（Panel Threshold Regression， PTR）模型受到了较多关注。 PTR 模型的特征是，依据门限变量及临 界值，将不同的截面个体归入不同的机 制（regime） ，然后分别进行估计；同时， 机制的转换是瞬间的，一旦门限变量超 过一临界点，回归系数就会从一种状态 跳跃到另一种状态。但大多数经济问题 中的机制转换常常是连续的、渐进的过 程，基于这一点，Gonzalez 等在面板门 限回归基础上，提出了面板平滑转换回 归（Panel Smooth Transition Regression， PsTR）模型，即： 其中的 N 和 T 分别代表面板截 面数和时期数，xit 是解释变量，yit 是 被解释变量。另外，为机制转换函数 （Transition Function） ，是关于机制转 换变量 qit 的连续函数，取值通常介于 0 和 1 之间，对应着 xit 的回归系数在 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 13 和之间平滑变化；y 为斜率参数，代表 机制转换速度；c 为位置参数，代表机 制转换的临界值。每一个不同的 i 和 t 对应着不同的 qit 值，进而使得转换函 数和回归系数不一样。 在实证分析中，我们将引入 Terasvirta 的逻辑函数（ Logistic Function）作为转换函数： PSTR 模型的检验通常分为两部 分：线性对非线性的检验；m 取值的检 验。Gonzalez 等提出如下检验方法： 第一步：构造辅助函数，通常 m=3 时已经可充分捕捉到数据中的机制 转换效应，因此取 m=3，在 r=0 处对式 （11）作一阶泰勒展开： 第二步：进行线性对非线性检验。 若拒绝原假设，证明模型中存在非线性 特征，进入第三步；若接受原假设，则 选择线性固定效应模型或混合模型。 第三步：m 值检验。分别检验如 下几个原假设 被最强烈拒绝时，m 取值为 2； -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 14 否则 m 取 l。 通常利用 LMx 统计量进行上述 检验，LMx=TN （SSR。 -SSR。 ） /SSR。渐进服从 X?（mk）分布，其中 的 SSR。和 SSR，分别为原假设条件下 模型的残差和备择假设条件下模型的残 差，T 为观测时期数，N 为横截面数。 PSTR 模型用转换变量代替门限 模型中门限变量，引入连续的转换函数， 进而实现了机制的平滑转换，使模型更 加契合实际。 4 实证研究 首先用 Fisher-ADF 和 Fisher-PP 面板单位根检 验方法分别对变量 Z、y、x、b、er、op 进行单位根检验，结果表明 6 个变量均 为一阶单整。 使用 Pedroni（Engle-Granger based）画板协整检验法进行协整检验时， 考虑到面板数据异质性，使用维度间 （between-dimension）检验，检验结果 （见表 1）表明各变量间存在显著的协 整关系。 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 15 使用条件数来考量解释变量之间 的共线性程度，将 y、x、b、er、op 观 测值矩阵进行中心化和标准化之后，记 为矩阵 4，计算方阵 AA 的特征根 i， 进而计算条件数 k，结果见表 2。一般 认为，k1000 时，存在严重的共线性。 因此，我们判断：y、x、6、er、op 之 间的复共线性程度很小。 4.1 关于 和 er 各传导变量的回 归结果和分析 对于关于 和 er 各传导变量回归 （式（10） ）的估计，我们遵循 Hendry 的“一般到特殊 ”建模思想，首先进行固 定效应检验，判断模型是否可设定为混 合形式，为了捕捉各行业间的区别，备 择假设为个体固定效应模型。若拒绝了 混合模型的原假设，则证明数据中存在 个体效应，再使用 Hausman 检验模型中 个体效应表现为固定效应（Fixed Effects）还是随机效应（Random Effects） 。 如表 3 所示，固定效应检验中 F -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 16 检验在 5%显著性水平下拒绝混合模型 形式的假设，证明模型存在个体效应； 同时，Hausman 检验拒绝存在随机效应 的假设，因此选择个体固定效应模型。 估计方法上，考虑到面板数据随 机误差项在截面间可能出现的异方差和 时间维上可能出现的序列相关，选择广 义矩估计（GMM） ，权重选用 cross- section weight，估计式（10）中系数， 经调整加入合适的自回归项后，协整结 果如下： 叫归结果显示方程拟合度较优， 各变量回归系数均通过 T 检验。 由式（14）可知，出口量对于就 业的作用是显著和正向的，10%的 x 增 加将导致 增加 3.2%；资源配置对于就 业的影响是负向的，6 每提高 10%，将 导致 减少 2.8%，可见 C/W 减少（K/L 增加）对于就业的负向的替代作用影响 大于正向的“ 产量效应” 和投资拉动影响， 即 C/w 减少（K/L 增加）带来就业的减 少。op 系数为负，表明开放度的提高通 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 17 过提高劳动效率，降低了劳动需求。er 的系数为-0.1665 反映的是汇率对于就 业的直接作用。 4.2 er 对各传导变量的回归结果和分 析 4.2.1 er 对 x 的回归结果和分析 凶各行业的经济结构不同会导致 er 对传导变量的影响效应有差别，且根 据表 2 可知 er 与各传导变量间线性关系 很弱，因此可能存在的是非线性关系。 因此考虑使用面板平滑机制转换模型。 为判断该模型是否适用，首先进行线性 对非线性检验。 以 er 对 x 回归为例，固定效应检 验和 Hausman 检验已经拒绝了混合模型 和随机效应模型，因此线性对非线性检 验的原假设为：模型为线性固定效应模 型；备择假设为：模型具有非线性特征， 选用 PSTR 模型。选用出口渗透率对数 ExS 为转换变量，检验结果如下： LMx=111.3147，PvaLue=0.0000。拒绝 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 18 了线性假设，因此模型中存在显著的非 线性特征，应选用 PSTR 模型。为选择 合适的 m 值，继续进行检验，结果如表 4 所示。 由表 4 可知，未被最强烈拒绝， 因此选择 m=l。估计结果如式（15）所 述： x 关于 er 的敏感系数见图 2： 用式（15）回归所得的残差序列 代替式（14）中的 xit 做残差替代回归 得到： 比较式（17）和式（14）中的系 数，可得出口需求渠道对制造业的影响 大小为：-0.9628-0.1665）=-0.7963。即， 实际有效汇率的升高，通过出口需求渠 道，将引起制造业就业的减少。并且， 根据我们的计算制造业绝大部分行业的 出口渗透率在区间（0. 05，1）内，因 此出口渗透率对数 ExS 处于区间（- 3，0） 。观察图 2 可看出，在-3ExS0 的区问内，出口关于 er 的敏感系数小于 0，且敏感系数绝对值随出口渗透率增 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 19 加而增加。表明绝大多数行业都满足实 际有效汇率上升，出口量降低，这与预 期是一致的；且它们中出口渗透率越高 的行业，出口对汇率波动的反应越剧烈。 4.2.2 er 对 op 的回归结果和分析 er 对 op 开放度的回归结果如下： op 关于 er 的敏感系数见图 3： 用式（18）回归所得残差序列代 替式（17）中做残差替代回归，结果如 下： 比较式（17）和式（20）中系数， 可得开放度渠道对制造业的影响大小为： -0.8257-（-0.9628）=0.1371。即实际有 效汇率的升高，通过影响开放度，将引 起制造业就业的增加。再观察图 3 中 op 关 er 于的敏感系数小于零，且随开放度 上升敏感系数绝对值下降，说明：实际 有效汇率上升会引起开放度的降低；并 且开放度越高的行业，开放度对于汇率 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 20 波动的反应越不明显。 4.2.3 er 对 6 的回归结果和分析 er 对 6 的回归结果如下： b 关于 er 的敏感系数见图 4：用式（ 21）回归 所得残差序列 rbit 代替式（20）中 bit 做残差替代回归，结果如下： 比较式（20）和式（23）中 erit 系数，可得资源配置渠道的影响大小为： -0.9717-（-0.8257）=-0.1460。即实际