实际有效汇率变动对就业结构的影响——基于中日数据的比较研究

蔡濛萌

（福建江夏学院经济贸易学院，福建福州，350108）

一、引言

宏观经济调控的重要目标之一——就业问题关乎一国的国计民生和稳定繁荣，因此各国政府都把就业放在至关重要的位置。我国目前的就业形势仍十分严峻，就业总量压力和结构性矛盾并存：一方面将长期面对劳动力供大于求的基本格局和巨大的就业压力；另一方面也将面临更加复杂的结构性就业矛盾，“民工荒”与“找工作难”并存，“毕业即失业”与“企事业单位高薪引进人才难”并存。在对我国劳动力供给是否处于刘易斯拐点的争论日益激烈的今天，我国就业总量与结构的问题需要进一步深入研究。特别是在当前的开放经济环境下，国际经济变动的外部因素都有可能通过国际金融、贸易等方式作用于国内就业，一国汇率就成为就业的影响因素之一。

国内外学者的研究表明，汇率的升值贬值及其波动都会对一国就业产生影响。[1]国际经济学的传统理论认为本币贬值会增加国内就业，本币升值会抑制国内就业，但近年来的一些实证研究却发现了与传统观点不同的结论，如Nucci和Pozzolo认为实际有效汇率的上升会通过降低进口中间产品的投入而间接增加就业。[2]近年来，相关研究从两个方面展开了更为具体化的探索：一方面是就典型国家汇率波动进行的经验研究，如王孝成对人民币升值背景下的就业波动进行研究，发现人民币升值导致的就业波动具有一定的滞后性，且在长期可能呈现与短期相反的效果。[3]另一方面则是以具体产业部门或具体区域为样本的研究，如毛日昇针对汇率波动下的工业行业就业进行实证分析，汇率波动对工业行业就业的负面影响会随着行业平均净利润水平的上升而下降，且对国有工业企业就业的影响显著小于私营工业企业。[4]王相宁和郭桂圆基于中国制造业30个行业的面板数据测算不同行业在汇率影响就业过程中的差异，认为人民币升值对就业的总体效应为负效应，且此过程中具有不同程度和不同特征的行业异质性。[5]杨碧云和成思利用广东省各市2003—2010年的面板数据检验人民币实际有效汇率对广东省就业的影响，发现人民币实际有效汇率波动对广东省就业的影响存在滞后性。[6]从既有研究的演进来看，多数研究是以单一国家货币、单一产业大类或单一地区为样本，而不同国家和产业部门之间样本的比较研究相对较少，这可能是导致不同实证研究得出差异性结论的主要原因。考虑到近年来人民币汇率的波动过程同20世纪90年代以来日元的汇率波动有诸多相似之处，中日两国实际有效汇率波动给国内就业带来的影响是否具有可比性？这些影响在不同产业部门之间是否呈现出某种差异性？本文将以比较研究的方式对上述问题进行分析。

二、汇率变动影响就业结构的理论模型

为了便于比较分析实际有效汇率变动对不同产业部门就业结构的影响，进行以下假设：开放经济环境下一国生产部门分为贸易品生产部门和非贸易品生产部门；劳动力在两部门间流动不受任何限制；劳动力市场为完全竞争市场。由此可知，各部门的劳动供给与该部门工资正相关，需求与该部门工资负相关，那么当市场处于均衡状态时两部门工资相同。

用（2）式分别求出均衡时劳动力供给和需求对汇率的偏导数：

由（2）式中的各项可知劳动力供给和需求对实际工资的导数存在L'S＞0，L'T＜0，L'N＜0，且由w＞0可以判断出（3）＜0，（4）＞0。即对贸易部门而言，实际汇率贬值可以增加贸易部门就业，实际汇率升值则对贸易部门就业起到抑制作用；对非贸易部门则相反，实际汇率升值促进非贸易部门就业，实际汇率贬值对非贸易部门就业起到抑制作用。以下分别用我国与日本的两部门就业数据来检验这一结论。

三、基于中日比较的实证分析

（一）数据选取

选取1990年至2014年的数据作为研究的样本。由于我国的贸易部门主要集中在第二产业，因此使用第二产业年底就业人数来近似贸易部门就业数据。分别用P、S、T来表示第一、第二、第三产业各年底就业人数，全部取对数变换后使用，可以实现在不改变原来变量之间的协整关系的情况下，弱化时间序列的异方差并突显数据趋势的线性化。第一、第二、第三产业各年底就业数据来自《中国统计年鉴》。按照国际惯例实际有效汇率用REER表示，数据来自于IMF统计资料。日本的数据主要来自于厚生劳动省的《日本の統計》和世界银行数据库的《世界统计年鉴》第六大项以及国际清算银行公布的日元实际有效汇率数据。

（二）模型检验

人民币实际有效汇率及第一、第二、第三产业就业人数在1990—2014年变动趋势如图1所示：

图1 人民币实际有效汇率与第一、第二、第三产业就业人数1990—2014年变动趋势图

1990年至2014年，我国农业就业人口总数基数巨大但整体呈现不断下降的状态。相应的，第三产业就业人口总数呈增加趋势。我国第二产业年度就业人数从1990年到1998年之间基本稳定增加，1998年到2001年之间略有降低，主要是由于该时期受到亚洲金融危机以及相应紧缩政策的影响。从2003年又开始维持稳定增长，主要是该时期宏观经济环境转暖且一系列促进就业的相关政策发挥作用。至2010年底，第三产业就业人数虽然不断提升，但占比为34.6%，仍然低于第一产业的36.7%。此现象从2011年开始逆转，至2014年底，全国第三产业就业人数占比为38.5%，分别超过第一、二产业就业比例。

样本区间内，日本的三次产业就业结构也在不断发生变化，如图2所示：

图2 日元实际有效汇率与第一、第二、第三产业就业人数1990—2014年变动趋势图

1990年日本第一、第二、第三产业年底各就业人数占比分别为9.19%、33.9%和56.91%。随着泡沫经济崩溃，日本进入到漫长的产业结构改革和调整时期。2000年后经济形势出现转机，产业结构继续升级，就业促进战略初现成效。第一产业就业人数继续降低，第三产业就业人数逐渐增多，到2014年年底日本三个产业间的就业人数占比分别变为3.1%、30.4%和66.5%。

分别用LP、LS、LT与实际有效汇率取对数LREER建立VAR模型。

1.确定滞后阶数

VAR模型滞后阶数由AIC信息准则和SC信息准则确定，用eviews7.2进行操作综合选取滞后阶数结果如表1所示：

表1 中日数据LREER分别与LP、LS和LT建立VAR模型的阶数

2.单位根检验

只有当确定变量是同阶单整时协整数据才能做进一步分析，因此先用Augmented Dickey-Fuller检验法检验各个变量以及其一阶差分的单整阶数，检验结果见表2和表3：

表2 我国三个产业就业人数与人民币实际有效汇率的ADF值

表3 日本三个产业就业人数与日元实际有效汇率的ADF值

以上检验结果显示，两国数据LREER、LP、LS和LT未通过单位根检验，而其一阶差分序列△LREER、△LP、△LS和△LT均通过单位根检验。因此，各变量均为I（1）序列，满足协整检验的前提条件。

3.中日数据的协整检验

（1）我国数据的协整检验

检验结果见表4：

表4 我国数据的协整检验结果

从我国数据的Johansen协整检验结果可知，在5%的置信水平保证下，实际有效汇率与第一产业年底就业人数之间没有协整关系，与第二产业就业人数有1个协整关系，与第三产业就业人数之间没有协整关系。

结果表明，人民币实际有效汇率升值将减少第二产业就业人口数量。对实际有效汇率与第一产业年底就业人数之间没有协整关系一个可能的解释是我国的第一产业劳动生产率相对较低，发展相对缓慢，对资本和劳动的吸引能力不强，因此受到人民币实际有效汇率变动的影响不明显。而实际有效汇率与第三产业年底就业人数之间没有协整关系，这说明实际有效汇率变动对我国劳动力就业人口向第三产业转移没有促进作用。

（2）日本数据的协整检验

检验结果见表5：

表5 日本数据的协整检验结果

日本数据的协整检验结果说明，在5%的置信水平保证下，实际有效汇率与第一产业年底就业人数之间没有协整关系，与第二产业就业人数有1个协整关系，与第三产业就业人数之间有1个协整关系。

可以看出：日元实际有效汇率升值将减少第二产业就业人口数量，增加第三产业年底就业人口数量，促进日本劳动力资源从第二产业向第三产业转移。

4.格兰杰因果关系检验

（1）我国数据的Granger因果关系检验

采用Granger因果关系检验来检验各模型中两变量之间的相互关系，滞后阶数同样采用AIC准则。结果如图6所示：

表6我国数据的格兰杰检验结果

Granger因果检验结果表明，在5%的概率保证下，人民币实际有效汇率是我国第二产业就业的Granger原因，而我国第二产业就业不是人民币实际有效汇率变动的原因。

（2）日本数据的Granger因果关系检验检验结果见图7：

表7日本数据的格兰杰检验结果

结果表明，在5%的概率保证下，日元实际有效汇率是日本第二产业就业的Granger原因，而日本第二产业就业不是日元实际有效汇率变动的原因。日元实际有效汇率是日本第三产业就业的Granger原因，而日本第三产业就业不是日元实际有效汇率变动的原因。

四、结论与启示

运用VAR模型分析方法对中日两国实际有效汇率变动下的就业结构变化进行对比分析，主要结论如下：第一，日元实际有效汇率与日本国内第二、第三产业就业存在协整关系。具体来说，日元实际有效汇率升值会导致日本第二产业年底就业人口数降低和第三产业年底就业人口数量增加。一个可能的解释是，日元实际有效汇率的升值通过改变贸易品与非贸易品的相对价格，导致第二产业的剩余劳动力向第三产业转移，对劳动力资源进行优化配置。第二，人民币实际有效汇率升值，将降低我国第二产业年底就业人数，但与第三产业就业人数之间没有明显的协整关系。一个可能的解释是由于国际比较优势的影响，人民币升值会导致部分劳动力从贸易导向特征较强的第二产业部门溢出，在农业部门自身存在劳动力过剩和第三产业劳动力吸纳能力不强的情况下，这部分溢出的劳动力就成为失业人口。第三，造成上述中日差异的直接原因在于人民币汇率与我国第三产业就业人数并不协整，即不存在类似日元汇率变动与日本第三产业就业人数之间的长期协整关系。而从深层次原因来看，这可能与中日两国在汇率管理的市场化程度、劳动力资源产业间流动性等方面的差异有关。

上述实证分析结果及研究结论对我国当前的汇率管理制度改革和劳动力市场改革均有较强的政策启示，主要包括以下3个方面：

第一，强化对汇率波动风险的识别和应对机制。我国对人民币汇率的管理应吸取20世纪90年代日元汇率屈从国外压力持续大幅升值并直接导致日本经济进入“失去的十年”的教训，在持续坚持有管理浮动汇率制度、稳步推动汇率市场化改革的同时，全面识别汇率波动带来的延伸性风险，对潜在风险进行预判并设计应对预案。此外，应进一步提高政府和企业部门应对汇率波动的调控弹性，实现相关政策措施和经营策略的“相机抉择”与“逆向调整”，避免应对滞后甚至缺乏应对带来的就业等方面的风险。

第二，完善与汇率波动相协调的宏观就业政策，积极应对汇率波动带来的就业波动。在充分认识到我国作为发展中国家与日本等发达国家在劳动力市场竞争性和成熟性方面的差异的前提下，适当考虑汇率波动并灵活调整进出口退税等政策，帮助出口导向型企业应对成本变化，特别是要减少实际有效汇率升值带来的企业成本上升进而导致的劳动力溢出的风险。通过积极调整相应的产业政策增强第三产业的就业吸纳能力，从总体上降低因汇率波动带来的失业风险。

第三，提高人力资本再投资的就业促进作用。劳动力从第二产业转移到第三产业客观上要求转移的劳动力掌握从事第三产业工作的基本技能，否则将难以实现跨行业的职业转换。在这一过程中，应充分认识到我国在劳动力素质、人力资本储备等方面与日本等发达国家的差距，在实际有效汇率升值导致第二产业就业人数下降的情况下，通过适当的人力资本再投资帮助劳动力更新劳动技能和职业素质，从而实现职业角色转换。特别是应通过对劳动力在自主创业方面的培训及相关支持政策的完善，支持劳动者提高在汇率升值期间的职业转换能力，从而降低总体的失业风险。

[1] Moser,C.,D.Urban,and B.D.Mauro.International Competitiveness,Job Creation and Job Destruction-An Establishment Level Study of Germany Job Flows[J].Journal of International Economics,2010,Vol.80,(2)：302-317.

[2] Nucci,F.and A.F.Pozzolo.The Exchange Rate,Employment and Hours：What Firm Level Data Say? [J].Journal of International Economics,2010,Vol.80,(2)：112-123.

[3] 王孝成.人民币实际汇率与中国就业——基于内生劳动力供给模型的实证研究[J].世界经济研究,2010,(2)：37-43.

[4] 毛日昇.人民币实际汇率变化如何影响工业行业就业?[J].经济研究,2013,(3)：56-69.

[5] 王相宁,郭桂圆.汇率的就业传导渠道及其效应测算——基于中国制造业面板数据的实证研究[J].运筹与管理,2015,(2)：170-177.

[6] 杨碧云,成思.人民币汇率变化的就业效应研究——基于广东省样本数据的实证检验[J].国际经贸探索,2013,(3)：37-47.