陳奕

【摘要】本文先從理論上分析了人民幣升值影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的傳導(dǎo)機(jī)制，然后利用1980～2011年的年度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。研究結(jié)果表明，人民幣升值短期內(nèi)會減少我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，但長期有利于我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加。

【關(guān)鍵詞】人民幣升值 第三產(chǎn)業(yè) 就業(yè)

一、理論分析

人民幣自2005年起不斷升值，對我國第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了極大沖擊。就業(yè)問題關(guān)系到社會穩(wěn)定，所以我們必須找到一個(gè)緩解就業(yè)壓力的出口，由于第一產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力有限，第三產(chǎn)業(yè)自然而然成為我們研究的重點(diǎn)。人民幣升值主要通過以下三種途徑影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量：貿(mào)易收支效應(yīng)、外商直接投資效應(yīng)和就業(yè)替代效應(yīng)。

貿(mào)易收支效應(yīng)是指，本幣升值導(dǎo)致本國產(chǎn)品價(jià)格相對上升，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口需求減少，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量。外商直接投資效應(yīng)是指本幣升值，外商投資企業(yè)在國內(nèi)的投入成本相對增加，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資總量。就業(yè)替代效應(yīng)是指匯率變動(dòng)會通過價(jià)格水平來影響就業(yè)結(jié)構(gòu)。由于我國的出口產(chǎn)品主要集中于第二產(chǎn)業(yè)，匯率變動(dòng)對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格的影響相對較小。在價(jià)格規(guī)律作用下，本幣升值將會導(dǎo)致更多的資源流入到第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)由于與第一、二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)具有高工資、就業(yè)彈性大等優(yōu)勢，能吸收更多的勞動(dòng)力。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量反而增加。因此，當(dāng)貿(mào)易收支效應(yīng)和外商直接投資效應(yīng)大于就業(yè)替代效應(yīng)時(shí)，人民幣升值會導(dǎo)致我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量減少，反之，則增加。本文將通過實(shí)證檢驗(yàn)研究人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

本文實(shí)證檢驗(yàn)選取的數(shù)據(jù)包括1980～2011年共32年的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）、中國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（TE）和第三產(chǎn)業(yè)GDP指數(shù)（TGDP，以1978年為100，按不變價(jià)格計(jì)算）。為消除異方差性，我們需對這三組時(shí)間序列REER、TE、TGDP取對數(shù)形式，得到三個(gè)新的時(shí)間序列LREER、LTE、LTGDP。

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先對三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)LTE、LREER和LTGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在單位根，當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值小于1%或5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們可以視該序列拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的；當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值大于10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們視該序列接受原假設(shè)，存在單位根，是不平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，LTE、LREER和LTGDP序列都是一階單整的，即經(jīng)過一階差分后在5%顯著性水平下平穩(wěn)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johnansen檢驗(yàn)法對LTE、LREER和LTGDP序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 協(xié)整檢驗(yàn)

表1表明，LTE、LREER和LTGDP序列之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

LTE=0.477LREER+0.366LTGDP+5.794（1.1）

（0.21257） （0.10292）

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)與我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升1%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將增加0.477%，括號中的小數(shù)代表系數(shù)估計(jì)值的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)差。

（三）誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以看到變量之間存在長期均衡關(guān)系，接著我們通過建立誤差修正模型來確定變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們將誤差修正項(xiàng)：e=LTE-0.477LREER -0.366LTGDP-5.794加入方程，回歸結(jié)果如下：

d（LTE）=-0.0392e（-1）-0.0646d（LREER）-0.1217d（LTGDP）+0.0298（1.2）

（-1.653） （-0.839） （-0.515）

R2=0.2 F=2.2 D.W=1.68

如公式1.2所示，當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升時(shí)，短期內(nèi)我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將下降。同時(shí)，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合誤差修正機(jī)制，我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將回歸長期均衡值。

三、政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，本文擬給出以下兩點(diǎn)政策建議：第一，人民幣不宜一次性大幅升值壓力。人民幣升值會對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生較大的破壞作用，短期內(nèi)會減少第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，即使從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力也十分有限。因此，不宜一次性對人民幣進(jìn)行大幅升值。第二，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。目前，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尚處于低級水平，我們應(yīng)充分利用人民幣升值對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動(dòng)力，趁勢大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

參考文獻(xiàn)

[1]巴曙松，王群，人民幣匯率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和結(jié)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].金融研究，2009.

[2]丁劍平，王璐，匯率升值對就業(yè)影響的中日比較[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì)，2006.

【摘要】本文先從理論上分析了人民幣升值影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的傳導(dǎo)機(jī)制，然后利用1980～2011年的年度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。研究結(jié)果表明，人民幣升值短期內(nèi)會減少我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，但長期有利于我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加。

【關(guān)鍵詞】人民幣升值 第三產(chǎn)業(yè) 就業(yè)

一、理論分析

人民幣自2005年起不斷升值，對我國第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了極大沖擊。就業(yè)問題關(guān)系到社會穩(wěn)定，所以我們必須找到一個(gè)緩解就業(yè)壓力的出口，由于第一產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力有限，第三產(chǎn)業(yè)自然而然成為我們研究的重點(diǎn)。人民幣升值主要通過以下三種途徑影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量：貿(mào)易收支效應(yīng)、外商直接投資效應(yīng)和就業(yè)替代效應(yīng)。

貿(mào)易收支效應(yīng)是指，本幣升值導(dǎo)致本國產(chǎn)品價(jià)格相對上升，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口需求減少，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量。外商直接投資效應(yīng)是指本幣升值，外商投資企業(yè)在國內(nèi)的投入成本相對增加，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資總量。就業(yè)替代效應(yīng)是指匯率變動(dòng)會通過價(jià)格水平來影響就業(yè)結(jié)構(gòu)。由于我國的出口產(chǎn)品主要集中于第二產(chǎn)業(yè)，匯率變動(dòng)對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格的影響相對較小。在價(jià)格規(guī)律作用下，本幣升值將會導(dǎo)致更多的資源流入到第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)由于與第一、二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)具有高工資、就業(yè)彈性大等優(yōu)勢，能吸收更多的勞動(dòng)力。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量反而增加。因此，當(dāng)貿(mào)易收支效應(yīng)和外商直接投資效應(yīng)大于就業(yè)替代效應(yīng)時(shí)，人民幣升值會導(dǎo)致我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量減少，反之，則增加。本文將通過實(shí)證檢驗(yàn)研究人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

本文實(shí)證檢驗(yàn)選取的數(shù)據(jù)包括1980～2011年共32年的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）、中國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（TE）和第三產(chǎn)業(yè)GDP指數(shù)（TGDP，以1978年為100，按不變價(jià)格計(jì)算）。為消除異方差性，我們需對這三組時(shí)間序列REER、TE、TGDP取對數(shù)形式，得到三個(gè)新的時(shí)間序列LREER、LTE、LTGDP。

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先對三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)LTE、LREER和LTGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在單位根，當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值小于1%或5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們可以視該序列拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的；當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值大于10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們視該序列接受原假設(shè)，存在單位根，是不平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，LTE、LREER和LTGDP序列都是一階單整的，即經(jīng)過一階差分后在5%顯著性水平下平穩(wěn)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johnansen檢驗(yàn)法對LTE、LREER和LTGDP序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 協(xié)整檢驗(yàn)

表1表明，LTE、LREER和LTGDP序列之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

LTE=0.477LREER+0.366LTGDP+5.794（1.1）

（0.21257） （0.10292）

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)與我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升1%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將增加0.477%，括號中的小數(shù)代表系數(shù)估計(jì)值的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)差。

（三）誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以看到變量之間存在長期均衡關(guān)系，接著我們通過建立誤差修正模型來確定變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們將誤差修正項(xiàng)：e=LTE-0.477LREER -0.366LTGDP-5.794加入方程，回歸結(jié)果如下：

d（LTE）=-0.0392e（-1）-0.0646d（LREER）-0.1217d（LTGDP）+0.0298（1.2）

（-1.653） （-0.839） （-0.515）

R2=0.2 F=2.2 D.W=1.68

如公式1.2所示，當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升時(shí)，短期內(nèi)我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將下降。同時(shí)，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合誤差修正機(jī)制，我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將回歸長期均衡值。

三、政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，本文擬給出以下兩點(diǎn)政策建議：第一，人民幣不宜一次性大幅升值壓力。人民幣升值會對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生較大的破壞作用，短期內(nèi)會減少第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，即使從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力也十分有限。因此，不宜一次性對人民幣進(jìn)行大幅升值。第二，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。目前，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尚處于低級水平，我們應(yīng)充分利用人民幣升值對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動(dòng)力，趁勢大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

參考文獻(xiàn)

[1]巴曙松，王群，人民幣匯率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和結(jié)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].金融研究，2009.

[2]丁劍平，王璐，匯率升值對就業(yè)影響的中日比較[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì)，2006.

【摘要】本文先從理論上分析了人民幣升值影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的傳導(dǎo)機(jī)制，然后利用1980～2011年的年度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。研究結(jié)果表明，人民幣升值短期內(nèi)會減少我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，但長期有利于我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加。

【關(guān)鍵詞】人民幣升值 第三產(chǎn)業(yè) 就業(yè)

一、理論分析

人民幣自2005年起不斷升值，對我國第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了極大沖擊。就業(yè)問題關(guān)系到社會穩(wěn)定，所以我們必須找到一個(gè)緩解就業(yè)壓力的出口，由于第一產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力有限，第三產(chǎn)業(yè)自然而然成為我們研究的重點(diǎn)。人民幣升值主要通過以下三種途徑影響我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量：貿(mào)易收支效應(yīng)、外商直接投資效應(yīng)和就業(yè)替代效應(yīng)。

貿(mào)易收支效應(yīng)是指，本幣升值導(dǎo)致本國產(chǎn)品價(jià)格相對上升，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口需求減少，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量。外商直接投資效應(yīng)是指本幣升值，外商投資企業(yè)在國內(nèi)的投入成本相對增加，進(jìn)而減少了第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資總量。就業(yè)替代效應(yīng)是指匯率變動(dòng)會通過價(jià)格水平來影響就業(yè)結(jié)構(gòu)。由于我國的出口產(chǎn)品主要集中于第二產(chǎn)業(yè)，匯率變動(dòng)對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格的影響相對較小。在價(jià)格規(guī)律作用下，本幣升值將會導(dǎo)致更多的資源流入到第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)由于與第一、二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)具有高工資、就業(yè)彈性大等優(yōu)勢，能吸收更多的勞動(dòng)力。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量反而增加。因此，當(dāng)貿(mào)易收支效應(yīng)和外商直接投資效應(yīng)大于就業(yè)替代效應(yīng)時(shí)，人民幣升值會導(dǎo)致我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量減少，反之，則增加。本文將通過實(shí)證檢驗(yàn)研究人民幣升值對我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的長短期影響。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

本文實(shí)證檢驗(yàn)選取的數(shù)據(jù)包括1980～2011年共32年的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）、中國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（TE）和第三產(chǎn)業(yè)GDP指數(shù)（TGDP，以1978年為100，按不變價(jià)格計(jì)算）。為消除異方差性，我們需對這三組時(shí)間序列REER、TE、TGDP取對數(shù)形式，得到三個(gè)新的時(shí)間序列LREER、LTE、LTGDP。

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先對三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)LTE、LREER和LTGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在單位根，當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值小于1%或5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們可以視該序列拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的；當(dāng)ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)值大于10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)值時(shí)，我們視該序列接受原假設(shè)，存在單位根，是不平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，LTE、LREER和LTGDP序列都是一階單整的，即經(jīng)過一階差分后在5%顯著性水平下平穩(wěn)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johnansen檢驗(yàn)法對LTE、LREER和LTGDP序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 協(xié)整檢驗(yàn)

表1表明，LTE、LREER和LTGDP序列之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

LTE=0.477LREER+0.366LTGDP+5.794（1.1）

（0.21257） （0.10292）

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)與我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升1%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將增加0.477%，括號中的小數(shù)代表系數(shù)估計(jì)值的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)差。

（三）誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以看到變量之間存在長期均衡關(guān)系，接著我們通過建立誤差修正模型來確定變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們將誤差修正項(xiàng)：e=LTE-0.477LREER -0.366LTGDP-5.794加入方程，回歸結(jié)果如下：

d（LTE）=-0.0392e（-1）-0.0646d（LREER）-0.1217d（LTGDP）+0.0298（1.2）

（-1.653） （-0.839） （-0.515）

R2=0.2 F=2.2 D.W=1.68

如公式1.2所示，當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升時(shí)，短期內(nèi)我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將下降。同時(shí)，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合誤差修正機(jī)制，我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將回歸長期均衡值。

三、政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，本文擬給出以下兩點(diǎn)政策建議：第一，人民幣不宜一次性大幅升值壓力。人民幣升值會對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生較大的破壞作用，短期內(nèi)會減少第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，即使從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的能力也十分有限。因此，不宜一次性對人民幣進(jìn)行大幅升值。第二，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。目前，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尚處于低級水平，我們應(yīng)充分利用人民幣升值對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動(dòng)力，趁勢大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

參考文獻(xiàn)

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