龔璨詩(shī)(武漢理工大學(xué)管理學(xué)院，湖北 武漢430070）

李 靜，黎東升(長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 荊州434025）

在全球金融危機(jī)中，中國(guó)采取了擴(kuò)張性的貨幣政策，所以銀行系統(tǒng)的流動(dòng)性供給增加。2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)顯示，截至2009年底，廣義貨幣供給增加了27．7%，狹義貨幣供應(yīng)增加了32．4%，在過(guò)去的15a中達(dá)到了最高的水平[1]。

貨幣數(shù)量理論認(rèn)為，每一次通貨膨脹的背后都有貨幣供給的迅速增長(zhǎng)[2]。因此，巨額的貨幣投放引發(fā)價(jià)格水平上漲的壓力。從經(jīng)濟(jì)理論可知，通貨膨脹和就業(yè)(失業(yè)）是短期宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中2個(gè)主要問(wèn)題，按照短期菲利普斯曲線，通貨膨脹率和失業(yè)存在替換關(guān)系，即通貨膨脹率增加，失業(yè)率降低，反之，通貨膨脹率降低，失業(yè)率就增加。對(duì)應(yīng)就業(yè)的關(guān)系，則通貨膨脹率增加，就業(yè)就增加，通貨膨脹率降低就業(yè)率就降低。如果說(shuō)通貨膨脹是由貨幣供給引起的，那么研究通貨膨脹與就業(yè)的關(guān)系就轉(zhuǎn)化為研究貨幣供給與就業(yè)的關(guān)系。同時(shí)，如果菲利普斯曲線所表示的通貨膨脹率和失業(yè)存在替換關(guān)系成立的話，那么貨幣供給與就業(yè)的均衡性也應(yīng)該成立。如果這種均衡不成立的話，則肯定有外部因素沖擊影響[3]。因此，可以通過(guò)研究貨幣供給與就業(yè)的均衡性來(lái)反映外部沖擊對(duì)就業(yè)的變動(dòng)影響，從側(cè)面反映我國(guó)就業(yè)變動(dòng)的原因。

1 貨幣供應(yīng)和就業(yè)之間的協(xié)整檢驗(yàn)

在理論上，貨幣供給和就業(yè)之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。然而，隨著經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的復(fù)雜性，貨幣供應(yīng)和就業(yè)之間可能存在著短期的失衡，因此，有必要檢測(cè)一下貨幣供給和就業(yè)之間的關(guān)系。通過(guò)定義協(xié)整變量，本研究將檢驗(yàn)協(xié)整變量是否有單位根來(lái)說(shuō)明變量間的協(xié)整性，用變化率作為協(xié)整變量，貨幣供給采用廣義的貨幣供給（M2），首先i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)被定義為Eit，新的協(xié)變量定義為Vit=M2t／Eit，如果協(xié)整變量是平穩(wěn)時(shí)間序列，那么貨幣供給（M2）與i個(gè)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)是協(xié)整的。為此，這里使用ADF單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷數(shù)據(jù)生成的過(guò)程。對(duì)于ADF單位根檢驗(yàn)，采用如下方程：

ADF單位根檢驗(yàn)首先根據(jù)數(shù)據(jù)表現(xiàn)的特征來(lái)選擇適當(dāng)?shù)哪Ｐ?。即無(wú)論模型（1）是否包含了截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，這都采用T-檢驗(yàn)。同時(shí)，模型（1）要選擇一個(gè)適合的滯后階數(shù)。滯后項(xiàng)階數(shù)的選擇是一個(gè)關(guān)鍵，合適的滯后階數(shù)應(yīng)是殘差呈現(xiàn)獨(dú)立同分布結(jié)構(gòu)，可以采用最小信息標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行檢測(cè)。

這里首先用V1=M2t／E1說(shuō)明檢測(cè)過(guò)程。依據(jù)模型（1），滯后項(xiàng)應(yīng)該從0開始，逐步1階、2階依次遞增。最小信息準(zhǔn)則是選擇的標(biāo)準(zhǔn)。如果合適的滯后項(xiàng)是2，則模型的估計(jì)結(jié)果為：

模型（2）的顯著性檢驗(yàn)是，原假設(shè)：α（α=0．60）=0，β（β=-0．12）=0，ast（α）=1．31，P=0．19＞0．05，因此，在5% 的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，即模型（2）沒(méi)有截距項(xiàng)。同理，t（β）=-1．87，P=0．08＞0．05，因此，在5%的顯著性水平下亦不能拒絕原假設(shè)，即模型（2）沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)。因此，對(duì)應(yīng)的估計(jì)式為：

由于ADF（0．987）大于顯著性水平為0．005的臨界值-1．958，因此接受單位根的原假設(shè)。選擇合適的滯后項(xiàng)對(duì)結(jié)論是非常重要的，因此，模型階數(shù)應(yīng)該從0開始逐步選取，如果選擇1階，估計(jì)結(jié)果是：

由于AIC（1．65），大于模型（2）的最小信息準(zhǔn)則（AIC=1．57），因此不能選擇模型（4）。如果滯后階數(shù)為3，估計(jì)結(jié)果為：

根據(jù)模型（5）可以看出，此時(shí)的AIC=1．65，也大于模型（2）的最小信息準(zhǔn)則（AIC=1．57），與此同時(shí)β3=0．95，t=0．72時(shí)不顯著。依次增加滯后階數(shù)并進(jìn)行比較，比較結(jié)果為模型（3）是最佳選擇模型。

對(duì)于模型（3），最終的結(jié)論是V1是單位根變量，即V1～I(xiàn)（1）。根據(jù)V1的定義，可以知道V1是貨幣供給量（M2）和第一個(gè)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)量（E1）之比，而V1是單位根，表明V1是非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，貨幣供給量（M2）和的第一個(gè)產(chǎn)業(yè)就業(yè)（E1）之間不協(xié)整，兩者之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系?；谝陨系姆治觯旅胬^續(xù)檢驗(yàn)單位根V2、V3的情況，測(cè)試結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗(yàn)

從表1可以看出，V1是沒(méi)有時(shí)間趨勢(shì)、沒(méi)有截距的2階單位根信息，V2是隨機(jī)過(guò)程，V3是沒(méi)有時(shí)間趨勢(shì)、沒(méi)有截距的1階單位根過(guò)程生成。因此，3個(gè)變量都是很平穩(wěn)的。

根據(jù)上述過(guò)程可知，貨幣供給之間（M2）和第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)之間都是非協(xié)整的，所以不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，貨幣供給量和各個(gè)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)存在非協(xié)整性，沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。正是這種非協(xié)整性暗示了貨幣供給增加不能長(zhǎng)期均衡地引起就業(yè)的增加，一定存在非貨幣因素對(duì)這種均衡的沖擊。

2 影響貨幣供應(yīng)和就業(yè)穩(wěn)定性的外部沖擊因素

基于以上分析，貨幣供給和各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)是一個(gè)非穩(wěn)定系統(tǒng)，那么肯定存在非貨幣供給效應(yīng)的其他影響因素。由于系統(tǒng)的穩(wěn)定性可以通過(guò)函數(shù)的系統(tǒng)穩(wěn)定性給予反映，因此，可使用隨機(jī)變量參數(shù)模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。如Hildreth-Houck模型所示：

模型（6）主要體現(xiàn)的是結(jié)構(gòu)參數(shù)非穩(wěn)定性。從模型（6）可以看出，隨機(jī)參數(shù)影響了參數(shù)的穩(wěn)定性。如果單獨(dú)分析貨幣供給對(duì)就業(yè)的影響及隨機(jī)因素的沖擊效應(yīng)，則模型（6）可以改變成以下的形式：

其中，αt=α0＋εt，βt=β0＋ηt，Var（εt）=Var（ηt）=σj2=Var（μt）=σ2

則：

對(duì)模型（8）的隨機(jī)部分進(jìn)行描述：

因此，模型（8）存在異方差，需要采用加權(quán)最小二乘法來(lái)估計(jì)。

如果不考慮貨幣供給之外的隨機(jī)因素的影響，那么研究貨幣供給對(duì)就業(yè)的效應(yīng)的模型選擇就可以用一般的雙變量線性回歸模型，而這種模型應(yīng)滿足經(jīng)典假定。雙變量線性回歸模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)保持不變，它衡量了自變量對(duì)因變量的穩(wěn)定關(guān)系。下面是隨機(jī)變參數(shù)Hildreth-Houck模型和雙變量線性回歸模型估計(jì)的結(jié)果并進(jìn)行比較，通過(guò)比較分析可以體現(xiàn)隨機(jī)因素對(duì)就業(yè)的沖擊情況。

表2 估計(jì)結(jié)果

從表2可以看出，隨機(jī)變參數(shù)Hildreth-Houck模型和雙變量線性回歸模型有不同的截距和斜率，如果單獨(dú)考慮貨幣供給對(duì)第一、第二及第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的引致效應(yīng)，那么隨機(jī)因素對(duì)就業(yè)的沖擊效應(yīng)就可以比較隨機(jī)變參數(shù)模型和雙變量線性回歸模型的斜率大小。根據(jù)表2的Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的回歸方程來(lái)看，隨機(jī)變參數(shù)模型的斜率大于雙變量線性模型的斜率。這表明，隨機(jī)因素影響了貨幣供給對(duì)第一、第二及第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)效應(yīng)，也就是說(shuō)貨幣供給對(duì)就業(yè)的效應(yīng)受到貨幣供給之外隨機(jī)因素沖擊的影響。正是這種影響造成貨幣供給與各個(gè)產(chǎn)業(yè)就業(yè)非協(xié)整性。同時(shí)表2也表明，由于隨機(jī)變參數(shù)模型的斜率大于雙變量線性模型的斜率，因此這種隨機(jī)沖擊帶來(lái)正效應(yīng)。之所以出現(xiàn)隨機(jī)沖擊的正效應(yīng)，其原因在于隨機(jī)因素所包含的內(nèi)容。這里特別強(qiáng)調(diào)的是，本研究所指的隨機(jī)因素包含除貨幣供給之外的所有影響就業(yè)的因素，比如GDP增長(zhǎng)率、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)狀況、政府的宏觀調(diào)控、財(cái)政政策以及全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)等等，這些因素有的促進(jìn)就業(yè)的增長(zhǎng)，有的則使就業(yè)減少，因此，對(duì)于雙變量線性回歸模型是在不考慮外在隨機(jī)因素的情況下回歸的結(jié)果，而隨機(jī)變參數(shù)Hildreth-Houck模型則考慮到外在隨機(jī)因素的沖擊情況，由于隨機(jī)變參數(shù)模型所回歸方程的斜率大于雙變量線性模型回歸的斜率，所以，這種外在隨機(jī)因素帶來(lái)的沖擊具有正效應(yīng)。

3 主要結(jié)論

綜上所述，雙變量線性回歸模型的結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響不顯著(t=-1．61），但貨幣供應(yīng)量對(duì)其他兩個(gè)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響是顯著的，因此貨幣供給影響就業(yè)：貨幣供給增加，就業(yè)增加。如果貨幣供給的增加導(dǎo)致通貨膨脹，那么菲利普斯曲線所表達(dá)的替代關(guān)系得到了證實(shí)。然而，按照以上的單位根檢驗(yàn)，貨幣供給和三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)之間非協(xié)整，所以他們不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種不穩(wěn)定性主要是由于其他變量導(dǎo)致的，而不是由貨幣供給造成的。

[1]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局 ．中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒·2010[M]．北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2010．

[2]Masanori Hashimoto．Investment in Employment Relations in Japanese Firms [J]．Journal of the Japanese and International Economic，1995，16：75-95．

[3]Yu-Fu Chen and Michael Funke．Product market competition，investment and employment-abundant versusjob-poor growth：A real options PersPeetive [J]．European Journal of Political Economy，2007，21：56-70．