王相寧， 郭桂圓

(中國科學(xué)技術(shù)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230026)

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匯率的就業(yè)傳導(dǎo)渠道及其效應(yīng)測算
——基于中國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究

王相寧， 郭桂圓

(中國科學(xué)技術(shù)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230026)

文章研究了匯率的就業(yè)傳導(dǎo)渠道，及其行業(yè)異質(zhì)性。本文基于傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)理論，通過建模和理論分析得出：匯率影響就業(yè)的傳導(dǎo)渠道主要有出口需求、資源配置和效率的三渠道。并基于中國制造業(yè)30個行業(yè)的2003年至2009年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用殘差替代法和面板平滑機(jī)制轉(zhuǎn)換回歸，測算出各傳導(dǎo)渠道在匯率影響就業(yè)過程中所起到的作用，結(jié)果表明：在整個傳導(dǎo)機(jī)制中，出口需求對就業(yè)的作用較強(qiáng)，效率渠道和資源配置作用相對較弱；人民幣升值對就業(yè)的總體效應(yīng)為負(fù)效應(yīng)，且傳導(dǎo)機(jī)制中各渠道均具不同程度不同特征的行業(yè)異質(zhì)性。

實際有效匯率；傳導(dǎo)渠道；就業(yè)；行業(yè)異質(zhì)性；面板回歸

0 引言

改革開放30年來，我國的對外貿(mào)易一直保持高速增長，特別是進(jìn)入上世紀(jì)90年代以后，對外貿(mào)易幾乎一直保持順差，形成了巨額的外匯儲備。在此背景下，發(fā)達(dá)國家開始不斷地向我國施加人民幣升值壓力并要求更靈活的匯率制度。2005年7月21日，我國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。從此，人民幣匯率不再盯住單一美元, 向更富彈性的人民幣匯率機(jī)制邁出了一步。2005年以后，人民幣對美元匯率呈現(xiàn)“小碎步”持續(xù)升值態(tài)勢。根據(jù)國際清算銀行數(shù)據(jù)測算，2005～2011的六年間，人民幣實際有效匯率累計升值近15%。

對于人民幣升值壓力，被譽(yù)為“歐元之父”的Mudell[1]曾指出，人民幣升值會造成中國的通貨緊縮，經(jīng)濟(jì)增長的減速和失業(yè)的增加。已有較多研究表明，中國制造業(yè)的就業(yè)對匯率是敏感的[2-4]。然而匯率對就業(yè)的影響并非是直接的，而是通過一系列中間渠道，間接地發(fā)揮作用的。

Campa和Goldberg[5]通過建立勞動力需求和匯率的動態(tài)模型，對20世紀(jì)70年代早期到90年代中期的美國制造業(yè)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析, 提出了匯率變動可能通過“進(jìn)口滲透”、“出口拉動”和“投入替代”的三種渠道影響勞動力需求。Frenkel[6]對阿根廷、墨西哥、巴西、智利四個國家的1980年至2003年的數(shù)據(jù)研究也得出相似的結(jié)論，但他將“投入替代”稱為“勞動密集度”，將“進(jìn)口”和“出口”統(tǒng)稱為“宏觀進(jìn)出口”渠道，并提出了“經(jīng)濟(jì)增長”渠道。Fu[7]論及匯率影響就業(yè)時使用了兩個不同的理論：其一是“剩余產(chǎn)品出路說(vent-for-surplus)”，認(rèn)為出口可消耗剩余的生產(chǎn)力，加速經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而提高就業(yè)；其二是“勞動無限供給條件下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展(development with unlimited supplies of labour)”，認(rèn)為外商直接投資(FDI)促成工業(yè)出口部門的資本積累，進(jìn)而吸引了農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力，并使用國內(nèi)29省鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的1987年至1998年面板數(shù)據(jù)和動態(tài)勞動需求模型驗證了‘剩余產(chǎn)品出路說’理論。Hua[8]認(rèn)為匯率通過“技術(shù)渠道”(同“投入替代”渠道和“勞動密集度”渠道)、“出口需求”渠道和“效率”渠道的三個渠道影響就業(yè),并基于反映地域差別的個體固定效應(yīng)面板模型(變截距模型)實證研究了中國29個省的制造業(yè)數(shù)據(jù)。李曉峰[9]也曾做過類似的研究。

然而，在我國，關(guān)于人民幣匯率的就業(yè)效應(yīng)的實證研究主要集中于就業(yè)的匯率彈性或匯率沖擊的脈沖響應(yīng)圖，關(guān)注傳導(dǎo)渠道的研究較少。在失業(yè)壓力較大和人民幣升值壓力難以緩解的大環(huán)境下，研究匯率如何影響就業(yè)，即傳導(dǎo)機(jī)制對提高就業(yè)率和企業(yè)出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)調(diào)整有較大的現(xiàn)實意義。而且，上述的無論國外或國內(nèi)文獻(xiàn)，在實證研究方法上考慮的是行政地域劃分，使用的是國家或國內(nèi)的省際面板數(shù)據(jù)，這種研究方法有利于地域性的比較研究，但不適合行業(yè)性的比較，而在現(xiàn)實的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，匯率波動對就業(yè)的影響存在著明顯的行業(yè)差異[10]；將整個工業(yè)體作為研究對象時也無法反映行業(yè)之間的人力資本流動[11]。

基于上述原因，本文在描述行業(yè)異質(zhì)性時使用了出口滲透率和開放度兩個特征屬性。本文將在理論研究基礎(chǔ)上，引入行業(yè)分類，就人民幣匯率的就業(yè)效應(yīng)，使用我國制造業(yè)30個大類行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，檢驗三種渠道：出口渠道、資源配置渠道、效率渠道，從傳導(dǎo)機(jī)制層面上解釋匯率對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。在模型方面，本文在運(yùn)用了傳統(tǒng)研究中不變系數(shù)的個體固定效應(yīng)面板模型基礎(chǔ)上，引入變系數(shù)的面板平滑機(jī)制轉(zhuǎn)換模型, 以便更精確捕捉行業(yè)間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)區(qū)別導(dǎo)致的敏感系數(shù)變化，更準(zhǔn)確地剖析匯率影響就業(yè)的傳導(dǎo)機(jī)制。

1 模型構(gòu)建

首先，假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為Cobb-Douglas形式：

(1)

其中，i和t分別代表行業(yè)和時間，Q、K、L分別代表實際產(chǎn)出、資本和投入的勞動量。鑒于A在傳統(tǒng)Cobb-Douglas函數(shù)中表示技術(shù)水平，技術(shù)水平高時效率相對上升，我們用A表示效率，以反映效率渠道的作用。α、β、γ分別代表各要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)。如若廠商追求利潤最大化，勞動的邊際產(chǎn)出將會等于工資W，資本邊際產(chǎn)出等于資本成本C,即：

(2)

(3)

由式(1)、(2)、(3)可得到生產(chǎn)函數(shù)的新形式：

(4)

對式(4)兩邊取對數(shù)，可得到：

(5)

其中，φ0=-β(lnβ-lnα)/(α+β)，φ1=1/(α+β)，φ2=β/(α+β)，φ3=-γ/(α+β) 。

下面，對式(5)進(jìn)行擴(kuò)展：

首先，出口以本幣計價時，匯率波動會影響用外幣表示的可貿(mào)易品價格，進(jìn)而影響出口需求和就業(yè)。根據(jù)歷年出口額占GDP的比例(圖1)可知，我國基本上屬于出口導(dǎo)向型國家，因此有必要將出口從GDP中分離出來，單獨討論其在傳導(dǎo)機(jī)制中的作用。

圖1 1999年至2009年我國GDP與出口額增長的對比

故，分解實際產(chǎn)出Q=X+Y(X代表出口額，Y為國內(nèi)吸收)，得到式(6)：

(6)

其次，本幣的實際匯率升值意味著用可貿(mào)易品計算的勞動報酬增加，從而W↑，同時本幣升值時，企業(yè)購置進(jìn)口原材料和設(shè)備的成本降低，從而出現(xiàn)C↓，若C/W下降，由于資源配置，會引起資本密度(K/L)的上升，其結(jié)果是對就業(yè)產(chǎn)生兩種不同的效應(yīng)：一種負(fù)面影響，即企業(yè)保持產(chǎn)量不變前提下的C/W減少，由于要素替代效應(yīng)，致使就業(yè)減少。另一種是正面影響，即要素價格影響企業(yè)成本，在預(yù)算不變前提下，資本品價格下降可以提高企業(yè)產(chǎn)量，此即產(chǎn)量效應(yīng)，進(jìn)而可能會擴(kuò)大勞動需求。若撇去預(yù)算不變前提，在匯率升高時，原材料進(jìn)口企業(yè)可能會增大投資規(guī)模，尤其是固定資產(chǎn)的投資規(guī)模，進(jìn)而拉動就業(yè)?；跀?shù)據(jù)易得性，以下用K/L代替C/W,用以度量資源配置渠道的大小。若用B表示K/L，式(6)可改寫為：

lnLit=φ0+φ11lnYit+φ12lnXit+φ2lnBit+φ3lnAit

(7)

再者，匯率會通過兩種方式影響效率：一是通過開放度間接影響，即當(dāng)某行業(yè)進(jìn)口滲透率較高時，面對進(jìn)口產(chǎn)品的競爭，該行業(yè)的本國企業(yè)將不得不提高生產(chǎn)效率。Sun等[12]對我國29個省的制造業(yè)的研究表明，開放度越高的部門或地區(qū)表現(xiàn)出越高的效率。二是直接影響勞動力效率。實際匯率上升時，用貿(mào)易品表示的勞動報酬增加，從而提高了勞動者的勞動積極性，Leibenstein[13]在其研究中稱之為“X效率”。為體現(xiàn)這兩種方式，在此，我們借鑒Hua[8]的研究方法，令：

(8)

其中的OP為開放度，ER代表實際有效匯率(Real Effective Exchange，REER)。這樣，式(7)又可以改寫為：

lnLit=φ0+φ11lnYit+φ12lnXit+φ2lnBit+φ3δ0Ti+φ3δ1lnOPit+φ3δ2lnERt

(9)

簡化式(9)：

lit=φ0+φ1yit+φ2xit+φ3bit+φ4Ti+φ5opit+φ6ert

(10)

在以下的實證分析中，我們將基于式(10)分析匯率影響就業(yè)傳導(dǎo)機(jī)制中的三個重要渠道。

2 數(shù)據(jù)來源和處理

樣本選取2003年至2009年7年共計84個月的中國制造業(yè)30個大類行業(yè)的面板數(shù)據(jù)。行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)參照GB/T 4754-2002。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《海關(guān)統(tǒng)計》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國固定投資統(tǒng)計年鑒》和國際貨幣基金組織(IMF)網(wǎng)站。數(shù)據(jù)分析的基期為2000年。

REER：取實際有效匯率，指數(shù)上升表示本幣升值。使用該指數(shù)的理由是，它考慮了一國主要貿(mào)易伙伴國貨幣價值的變動，并且剔除了通脹因素。

L：取歷年的分行業(yè)職工人數(shù)。

國內(nèi)吸收：Y=(名義產(chǎn)出-名義出口)/CDP(CDP為GDP平減指數(shù))。

出口：X=名義出口值/CDP。開放度：OP=進(jìn)出口/GDP。出口滲透率：ExS=出口/GDP。

資本密度：B=名義固定資產(chǎn)值/(固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)×就業(yè)人數(shù))。

3 計量方法

在進(jìn)行實證分析前，有必要介紹實證分析中將涉及到的兩個計量方法：殘差替代法和面板平滑機(jī)制轉(zhuǎn)換回歸法。

3.1 殘差替代法

殘差替代法常被用來度量某變量通過各個中介變量進(jìn)而影響目標(biāo)變量的程度，如A為解釋變量，B、C、D是中介變量，E是被解釋變量，那么應(yīng)用殘差替代法分三步：第一步，做E關(guān)于A、B、C、D的回歸分析，假設(shè)估計結(jié)果形式為：E=f(A,B,C,D)+u，u為殘差序列；第二步，分別對B、C、D做關(guān)于A的回歸分析，并且獲取三個殘差序列：b、c、d，即B、C、D為不能被A解釋的部分；第三步，分別依次用殘差序列代替B、C、D，固定B、C、D的系數(shù)不變，重新做第一步中的回歸分析，得到的A的新系數(shù)與原系數(shù)的差，即為A通過該中介變量對E的影響。

但是，使用殘差替代法時需注意的一點是：因A與B、C、D之間有經(jīng)濟(jì)關(guān)系，這種經(jīng)濟(jì)關(guān)系若是近似線性的，則有可能第一步回歸時可能出現(xiàn)復(fù)共線性問題，因此在做第一步回歸之前需檢驗A、B、C、D間的復(fù)共線性。

在本文的實證部分，我們將首先依據(jù)式(10)，做l關(guān)于e以及x、b、op三個渠道變量的第一步回歸；然后依據(jù)上述的第二步分別做三渠道變量關(guān)于er的回歸；最后逐步用第二步中回歸得出的殘差序列替代第一步中三個渠道變量，比較er系數(shù)的變化，得出各渠道的影響大小。

3.2 面板平滑機(jī)制轉(zhuǎn)換回歸

傳統(tǒng)的線性面板模型(Fixed or Random Effects Model)，使用變化的截距項來反映截面成員的個體影響。然而，在現(xiàn)實中，變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)或社會經(jīng)濟(jì)背景等因素有時會導(dǎo)致反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的參數(shù)隨截面?zhèn)€體和時間的變化而變化。在眾多變系數(shù)面板模型中，Hansen[14]的面板門限回歸(Panel Threshold Regression，PTR)模型受到了較多關(guān)注。PTR模型的特征是，依據(jù)門限變量及臨界值，將不同的截面?zhèn)€體歸入不同的機(jī)制(regime)，然后分別進(jìn)行估計；同時，機(jī)制的轉(zhuǎn)換是瞬間的，一旦門限變量超過一臨界點，回歸系數(shù)就會從一種狀態(tài)跳躍到另一種狀態(tài)。但大多數(shù)經(jīng)濟(jì)問題中的機(jī)制轉(zhuǎn)換常常是連續(xù)的、漸進(jìn)的過程，基于這一點，Gonzalez等[15]在面板門限回歸基礎(chǔ)上，提出了面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(Panel Smooth Transition Regression, PSTR)模型，即：

i=1,…,N,t=1,…,T

(11)

在實證分析中，我們將引入Ter?svirta[16]的邏輯函數(shù)(Logistic Function)作為轉(zhuǎn)換函數(shù)：

(12)

其中,γ>0,c1≥c2≥…≥cm,0≤g(qit;γ,c)≤1。

PSTR模型的檢驗通常分為兩部分：線性對非線性的檢驗；m取值的檢驗。Gonzalez等[14]提出如下檢驗方法：

第一步：構(gòu)造輔助函數(shù)，通常m=3時已經(jīng)可充分捕捉到數(shù)據(jù)中的機(jī)制轉(zhuǎn)換效應(yīng)，因此取m=3，在r=0處對式(11)作一階泰勒展開:

(13)

通常利用LMχ統(tǒng)計量進(jìn)行上述檢驗，LMχ=TN(SSR0-SSR1)/SSR0漸進(jìn)服從χ2(mk)分布，其中的SSR0和SSR1分別為原假設(shè)條件下模型的殘差和備擇假設(shè)條件下模型的殘差，T為觀測時期數(shù)，N為橫截面數(shù)。

PSTR模型用轉(zhuǎn)換變量代替門限模型中門限變量，引入連續(xù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)，進(jìn)而實現(xiàn)了機(jī)制的平滑轉(zhuǎn)換，使模型更加契合實際。

4 實證研究

首先用Fisher-ADF和Fisher-PP面板單位根檢驗方法分別對變量l、y、x、b、er、op進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果表明6個變量均為一階單整。

使用Pedroni(Engle-Granger based)面板協(xié)整檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗時，考慮到面板數(shù)據(jù)異質(zhì)性，使用維度間(between-dimension)檢驗，檢驗結(jié)果(見表1)表明各變量間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。

使用條件數(shù)來考量解釋變量之間的共線性程度，將y、x、b、er、op觀測值矩陣進(jìn)行中心化和標(biāo)準(zhǔn)化之后，記為矩陣A，計算方陣A′A的特征根λi，進(jìn)而計算條件數(shù)k,結(jié)果見表2。一般認(rèn)為，k<100時,多重共線性的程度很小,k>1000時，存在嚴(yán)重的共線性。因此，我們判斷：y、x、b、er、op之間的復(fù)共線性程度很小。

表1 協(xié)整檢驗結(jié)果

表2 復(fù)共線性的條件數(shù)法檢驗結(jié)果

特征根K值λ1=1.5879λ2=1.5556λ3=0.9423k=λmaxλmin=1.58790.3321=4.7814λ4=0.5821λ5=0.3321

4.1 關(guān)于l和er各傳導(dǎo)變量的回歸結(jié)果和分析

對于關(guān)于l和er各傳導(dǎo)變量回歸(式(10))的估計，我們遵循Hendry的“一般到特殊”建模思想，首先進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗，判斷模型是否可設(shè)定為混合形式，為了捕捉各行業(yè)間的區(qū)別，備擇假設(shè)為個體固定效應(yīng)模型。若拒絕了混合模型的原假設(shè)，則證明數(shù)據(jù)中存在個體效應(yīng)，再使用Hausman檢驗?zāi)Ｐ椭袀€體效應(yīng)表現(xiàn)為固定效應(yīng)(Fixed Effects)還是隨機(jī)效應(yīng)(Random Effects)。

表3 固定效應(yīng)檢驗和Hausman檢驗結(jié)果

如表3所示，固定效應(yīng)檢驗中F檢驗在5%顯著性水平下拒絕混合模型形式的假設(shè)，證明模型存在個體效應(yīng)；同時，Hausman檢驗拒絕存在隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)，因此選擇個體固定效應(yīng)模型。

估計方法上，考慮到面板數(shù)據(jù)隨機(jī)誤差項在截面間可能出現(xiàn)的異方差和時間維上可能出現(xiàn)的序列相關(guān)，選擇廣義矩估計(GMM)，權(quán)重選用cross-section weight,估計式(10)中系數(shù)，經(jīng)調(diào)整加入合適的自回歸項后，協(xié)整結(jié)果如下：

lit=-4.9164+0.5538yit+0.3195xit-0.2835bit-0.3996opit-0.1665ert+0.9054ar(1)+0.0192Ti

(14)

R2=0.9967AdjustedR2=0.9967DWstat=1.8861

回歸結(jié)果顯示方程擬合度較優(yōu)，各變量回歸系數(shù)均通過T檢驗。

由式(14)可知，出口量對于就業(yè)的作用是顯著和正向的，10%的x增加將導(dǎo)致l增加3.2%；資源配置對于就業(yè)的影響是負(fù)向的，b每提高10%，將導(dǎo)致l減少2.8%，可見C/W減少(K/L增加)對于就業(yè)的負(fù)向的替代作用影響大于正向的“產(chǎn)量效應(yīng)”和投資拉動影響，即C/W減少(K/L增加)帶來就業(yè)的減少。op系數(shù)為負(fù)，表明開放度的提高通過提高勞動效率，降低了勞動需求。er的系數(shù)為-0.1665反映的是匯率對于就業(yè)的直接作用。

4.2er對各傳導(dǎo)變量的回歸結(jié)果和分析

4.2.1er對x的回歸結(jié)果和分析

表4er對x的回歸的PSTR模型m值檢驗結(jié)果

原假設(shè)LMχH*03:β3'*=013.8153H02'*:β2'*=0|β3'*=09.6368H*01:β1'*=0|β3'*=β2'*=0109.9834

因各行業(yè)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不同會導(dǎo)致er對傳導(dǎo)變量的影響效應(yīng)有差別，且根據(jù)表2可知er與各傳導(dǎo)變量間線性關(guān)系很弱，因此可能存在的是非線性關(guān)系。因此考慮使用面板平滑機(jī)制轉(zhuǎn)換模型。為判斷該模型是否適用，首先進(jìn)行線性對非線性檢驗。

以er對x回歸為例，固定效應(yīng)檢驗和Hausman檢驗已經(jīng)拒絕了混合模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，因此線性對非線性檢驗的原假設(shè)為：模型為線性固定效應(yīng)模型；備擇假設(shè)為：模型具有非線性特征，選用PSTR模型。選用出口滲透率對數(shù)ExS為轉(zhuǎn)換變量，檢驗結(jié)果如下：LMχ=111.3147，Pvalue=0.0000。拒絕了線性假設(shè)，因此模型中存在顯著的非線性特征，應(yīng)選用PSTR模型。為選擇合適的m值，繼續(xù)進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表4所示。

xit=15.5178-0.0194Ti+2.1930ert-7.4362g1(ExSit;γ,c)ert

(15)

g1(ExSit;γ,c)=(1+exp(-1.2207(ExSit+2.6193)))-1

(16)

x關(guān)于er的敏感系數(shù)見圖2：

圖2 x關(guān)于er的敏感系數(shù)

用式(15)回歸所得的殘差序列rxit代替式(14)中的xit做殘差替代回歸得到：

lit= -4.9164+0.5538yit+0.3195rxit

-0.2835bit-0.3996opit-0.9628ert

+0.9054ar(1)+0.0192Ti

(17)

比較式(17)和式(14)中的erit系數(shù)，可得出口需求渠道對制造業(yè)的影響大小為：-0.9628-(-0.1665)=-0.7963。即，實際有效匯率的升高，通過出口需求渠道，將引起制造業(yè)就業(yè)的減少。并且，根據(jù)我們的計算制造業(yè)絕大部分行業(yè)的出口滲透率在區(qū)間(0.05，1)內(nèi)，因此出口滲透率對數(shù)ExS處于區(qū)間(-3,0)。觀察圖2可看出，在-3

4.2.2er對op的回歸結(jié)果和分析

er對op開放度的回歸結(jié)果如下：

opit=5.1259+0.0037Ti-2.7521ert+2.6349g2(opi(t-1);γ,c)ert

(18)

g1(opi(t-1);γ,c)=(1+exp(-0.3642(opi(t-1)+5.7937)))-1

(19)

op關(guān)于er的敏感系數(shù)見圖3：

用式(18)回歸所得殘差序列ropit代替式(17)中opit做殘差替代回歸，結(jié)果如下：

lit= -4.9164+0.5538yit+0.3195rxit-0.2835bit

-0.3996ropit-0.8257erit+0.9054ar(1)+0.0192Ti

(20)

比較式(17)和式(20)中erit系數(shù)，可得開放度渠道對制造業(yè)的影響大小為：-0.8257-(-0.9628)=0.1371。即實際有效匯率的升高，通過影響開放度，將引起制造業(yè)就業(yè)的增加。再觀察圖3中op關(guān)er于的敏感系數(shù)小于零，且隨開放度上升敏感系數(shù)絕對值下降，說明：實際有效匯率上升會引起開放度的降低；并且開放度越高的行業(yè)，開放度對于匯率波動的反應(yīng)越不明顯。

圖3 op關(guān)于er的敏感系數(shù)

圖4 b關(guān)于er的敏感系數(shù)

4.2.3er對b的回歸結(jié)果和分析

er對b的回歸結(jié)果如下：

bit=2.4642-0.0043Ti-3.4786ert+13.4809g2(opit;γ,c)ERt

(21)

g1(opit;γ,c)=(1+exp(-0.2136(opit-3.0129)))-1

(22)

b關(guān)于er的敏感系數(shù)見圖4：

用式(21)回歸所得殘差序列rbit代替式(20)中bit做殘差替代回歸，結(jié)果如下：

lit=-4.9164+0.5538yit+0.3195rxit-0.2835rbit-0.3996ropit-0.9717ert+0.9054ar(1)+0.0192Ti

(23)

表5 各渠道作用

渠道作用大小占總影響的比重出口需求-0.79630.8195資源配置-0.14600.1503效率0.1371-0.1411直接作用-0.16650.1715總影響-0.97171.0000

比較式(20)和式(23)中erit系數(shù)，可得資源配置渠道的影響大小為：-0.9717-(-0.8257)=-0.1460。即實際有效匯率的升高，通過資源配置渠道，將引起制造業(yè)總體就業(yè)的減少。

從表5可以看出，“出口需求”渠道最重要，占總影響的80%以上；“直接作用”位居第二，占比17%；接下來是資源配置渠道作用，占15%；而效率渠道作用最微弱，僅約為14%。而且除效率渠道以外，各渠道影響均為負(fù)，即人民幣升值，除效率渠道以外的其它渠道都將導(dǎo)致就業(yè)的減少。

5 結(jié)論和建議

由本文研究可看出，人民幣升值時，制造業(yè)總體就業(yè)受影響顯著，出口需求渠道效果最強(qiáng)，且為負(fù)效應(yīng)，由此帶來了有效需求不足型失業(yè)，資源配置渠道和效率渠道作用相對較弱，前者表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，后者表現(xiàn)為正效應(yīng)。人民幣升值對就業(yè)總效應(yīng)為負(fù)。從行業(yè)角度來看：在人民幣升值影響傳導(dǎo)變量的過程中，作用非常顯著且為負(fù)效應(yīng)的出口需求，高出口滲透率的行業(yè)均表現(xiàn)出更強(qiáng)的敏感性，即高出口滲透率行業(yè)受到的不利影響更劇烈，這從一定程度上解釋了Alexandre[9]研究中發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象：本幣升值對就業(yè)有不利影響；高開放行業(yè)的就業(yè)對匯率波動有更強(qiáng)的敏感性，更易受到本幣升值的不利沖擊。

因此我們提出以下建議：

(1)從實證分析的結(jié)果中可以看出，出口需求渠道的作用占主導(dǎo)位置，因此政府在應(yīng)對本幣升值對就業(yè)的不利沖擊時，如何在政策上鼓勵和支持企業(yè)繼續(xù)保持較高出口需求是問題的關(guān)鍵。(2)本文研究還發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)的就業(yè)對于匯率沖擊的反應(yīng)是不同的，某些行業(yè)受不利影響強(qiáng)，某些行業(yè)則較弱，這會導(dǎo)致勞動力市場的需求結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，但短期內(nèi)勞動力供給結(jié)構(gòu)一般無法迅速調(diào)整，由此帶來了結(jié)構(gòu)性失業(yè)。政府、行業(yè)協(xié)會須聯(lián)手建立以市場為導(dǎo)向的職業(yè)培訓(xùn)體系，打造健康、市場化的就業(yè)環(huán)境和就業(yè)市場秩序，促進(jìn)勞動力在行業(yè)間有序的流動，以應(yīng)對匯率沖擊帶來的結(jié)構(gòu)性失業(yè)。(3)在人民幣升值壓力背景下，應(yīng)關(guān)注低開放度、低出口滲透率的行業(yè)，此類行業(yè)有望成為我國解決就業(yè)的突破點，因此應(yīng)積極促進(jìn)具有此特點且吸納勞動力能力強(qiáng)的行業(yè)發(fā)展，比如服務(wù)業(yè)。

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The Transmission Channels of Exchange Rate Impact on Employment and Its Effect Estimates——Based on the Empirical Study of China’s Manufacturing Panel Data

WANG Xiang-nin, GUO Gui-yuan

(SchoolofManagement,UniversityofScienceandTechnologyofChina,Hefei230026,China)

The transmission channels of exchange rate impact on employment and their industry heterogeneity are studied in this paper. The paper establishes a theoretic model of transmission channels through which exchange rates impact on employment based on traditional production function and considers how exchange rates impact on employment through these three transmission channels: export, resource allocation and production efficiency. We calculate the effect of three channels in the process of exchange rate impacting on employment based on panel date of 30 industries in Chinese manufacturing from 2003 to 2009, by using Residual Substitute Regression and Panel Smooth Transition Regression. The results show that export channel play a significant role in the Transmission Mechanism, the effect of production efficiency channel and resource allocation channel are relatively weak, and the overall impact of appreciation of RMB on China’s employment is negative. Every transmission in the Transmission Mechanism exhibits a different degree and characteristic of industry heterogeneity.

real effective exchange rate(REER); transmission channel; employment; industry heterogeneity; panel regrission

2012- 01-16

王相寧(1957-)，女，浙江人，副教授，博士，研究方向：國際金融;郭桂圓(1987-)，女，安徽六安人，碩士，研究方向：國際金融。

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1007-3221(2015)02- 0170- 08