外汇储备_人民币汇率与国内就业率

外汇储备、人民币汇率与 国内就业率① 李　巍 (华东师范大学商学院、华东师范大学金融研究院) 【摘要】本文外汇储备、人民币汇率对国内总体就业率和民营企业就业状 况的实际影响 , 因为调节外汇储备增幅及人民币汇率水平 , 可以形成不同类型的政 策组合。研究结果表明 , 提高国内就业率水平 , 有效改善民营企业的就业率状况 , 保持人民币汇率的基本稳定 , 同时维持适度外汇储备增长 , 以确保一个相对温和的 通货膨胀率水平 , 不失为一套有效的中长期政策组合。另外 , 采取让人民币汇率一 次性升值以及旨在降低过高外汇储备增长的调控措施 , 在短期内也是合意的。 关键词 　外汇储备 　人民币汇率 　就业率 　民营企业 中图分类号 　F24114 　　文献标识码 　A Foreign Exchange Reserves , the RMB Exchange Rate and Domestic Employment 　　Abstract : This paper analyzes t he impact of t he foreign exchange reserves and t he RMB exchange rate on t he domestic gross employment rate as well as t he em2 ployment status of p rivate enterp rises1 Because regulation of foreign exchange re2 serves and RMB exchange rate can form different types of policy mix1 The result s show t hat it is necessary to improve t he related objectives through maintaining t he RMB exchange rate basically stable , meanwhile maintaining a certain amount of foreign exchange reserves increase to ensure a relatively moderate level of inflation rate1 This is a p ractical effective long2term policy mix1 In addition , t he mixpolcy which let s t he RMB exchange rate take one step revaluation and , at t he same time reduce t he excessive foreign exchange reserve growt h in the short term , is also p roper1 Key words : Foreign Exchange Reserves ; RMB Exchange Rate ; Employment ; Private Enterp rises ·611· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 ① 本文获得国家自然科学基金项目 (编号 : 70873041 ) 及上海市哲学社会科学规划办一般项目 (编号 : 2008BJB028) 的资助。感谢英国杜伦大学张志超教授和中国社会科学院世界经济与政治研究所何帆研究员的宝贵建议。 当然 , 文责自负。 国内外文献中已有大量的理论和实证研究涉及一国外汇储备最优规模的确定 , 也有大量 研究涉及如何最优化外汇储备内部的币种结构和资产结构等问题。近来部分国内外文献开始 关注外汇储备、汇率与众多实际经济变量之间的关系。笔者发现 , 在国际金融危机引发全球 经济衰退似乎已经迫在眉睫的当下 , 有少量国外研究开始涉猎一国的外汇储备、汇率水平与 通货膨胀率或就业率之间的关系。但这些研究结果均没能明确外汇储备、汇率水平和就业率 之间是否必定存在某种同时性长短期关系 , 以及当存在宏观当局不同偏好和分析不同类型企 业时这种关系的差异。同时 , 鲜有针对上述问题并囊括经济学理论、模型和实证检验的系统 性研究成果。当然 , 针对外汇储备增长、汇率波动、通胀率以及不同类型企业就业水平之间 的这种互动关系在中国的表现形式及其程度 , 更缺乏较为基础和深入的研究 , 而如何有效提 高国内就业率水平 , 目前已经成为政府和社会各界的当务之急。 一、文献回顾 大量国内外研究文献涉及一国外汇储备最优规模的确定 (张志超 , 2009 ; Triffin , 1960 ; Kaminsky 和 Reinhart , 1996 ; Heller , 1966 ; Hamada 和 Ueda , 1977 ; Ben2Bassat 和 Gottlieb , 1992 ; J eanne 和 Ranciere , 2008 ; Barnichon , 2008) 。同时 , 也有许多文献聚 焦外汇储备内部的币种结构和资产结构等运用策略方面 (张明 , 2008 ; 吉密欧 , 2008 ; 黎荣 芳 , 2008 ; 顾纪生和鄢丽敏 , 2007 ; Laura 和 Fabio , 2007 ; Gabriele 和 Philip , 2009) 。 论及外汇储备、汇率与实际经济变量的关系 , 我们认为 , 任何宏观经济因素或政策的影 响都有其两面性。何玉斌 (2008) 认为 , 国家外汇储备的增加以及人民币升值导致货币供应 增长 , 继而提升了国内的通货膨胀率。魏章友 (2008) 通过较深入的分析认为 , 外汇储备对 我国整体经济发展有利有弊。有利的方面包括增强了国际清偿能力 , 有效增加了应对突发事 件和国际金融、经济风险冲击的策略选择等 ; 但同时也存在一些弊端 , 如时刻面临汇率波动 的风险以及承担了高额投资机会成本损失。提出权衡这些利弊影响 , 并采取正确的对策措施 才是研究的最终目的和根本。刘源清 (2008) 分析了外汇储备、汇率与国内房地产市场的影 响 , 认为外汇储备的持续增长、人民币汇率的升值导致我国房地产价格一路攀升 , 其中的核 心机制在于通货膨胀效应和汇率持续升值效应。Badrul (1978) 的研究结果显示 , 许多亚洲 国家和地区 , 包括马来西亚和新加坡等国和我国香港地区 , 外汇储备的增加能显著提高其粮 食进口总量 , 从而有效保证了这些粮食进口依赖国的消费安全。另外 , 外汇储备和其他经济 金融学变量之间是否存在同时 ( simultaneous) 的长期或短期相互影响关系 , 以及这种互动 关系的具体表现形式及其程度 , 也是值得深入研究的课题。Prabheesh 等 (2007) 利用误差 修正模型研究了印度的外汇储备与该国的广义货币供应量、汇率以及资本账户的开放程度之 间的协整关系 , 结果显示外汇储备的持续增加影响了短期资本流动和货币供应总量。Moritz 和 Peter (2008) 的系统研究验证了一国外汇储备的积累会刺激国内总需求的扩张 , 进而导 致国内生产总值的快速增长。 论及外汇储备、人民币汇率与国内通货膨胀和就业率的关系 , 刘荣茂和黎开颜 (2005) 认为 , 外汇储备的增加与通货膨胀之间是否具有因果关联性是一个非常值得探讨的问题。文 章将 20 世纪 80～90 年代的通货膨胀与近期国内的通货膨胀作为两个时间段 , 运用格兰杰因 果检验与相关分析方法 , 阐明在这两个不同时期 , 外汇储备与通货膨胀之间的关系存在明显 差异 , 并据此提出相关的宏观政策建议。万解秋和徐涛 (2004) 指出 , 外汇储备和汇率变动 会通过某种渠道影响国内劳动力需求和就业水平 , 文章通过理论和实证方法 , 分析外汇储备 ·711·外汇储备、人民币汇率与国内就业率 和人民币汇率调整对就业的实际影响。研究结果表明 , 本币升值将抑制就业的增长 , 加重就 业负担 , 因此有必要对外汇储备进行必要的管理 , 以保证日益开放的竞争性市场体系容纳更 多的就业机会。房永旭 (2008) 认为 , 1994 年外汇体制改革后大规模国际资本的持续流入 , 不仅造成了我国资本项目的巨额顺差 , 同时也造成了我国经常项目的巨额顺差 , 这种国际收 支持续的“双顺差”, 使我国积累了大量的外汇储备。外汇储备的快速增长增强了综合国力 , 提高了国际资信 , 同时也加速了国民经济的快速发展。在这一良性的发展过程中 , 外汇储备 的增长带来了汇率的波动 , 并提升了国内的通货膨胀率。文章同时指出 , 对外汇储备所可能 产生的实体经济影响的研究具有非常重要的现实意义。Lin 和 Wang (2004) 利用静态模型 分析了一国外汇储备与通货膨胀率之间的关系 , 结论显示当货币对实体经济的冲击效应比较 明显 , 且货币当局对国内经济总产出稳定的关注度较大时 , 国内通胀率会随之降低。 Leanne (2008) 的实证研究指出 , 增加一国国际储备中的商品储备比例 , 会缓解世界经济 发展不平衡日益加重的现象 , 同时可以有效降低不发达国家的通货膨胀率 , 从而确保一定的 就业水平。 二、外汇储备、汇率对国内就业率影响的模型分析 基于开放经济条件下卢卡斯总产出的分析框架 (Barro 和 Gordon , 1983a、1983b ; Lin 和 Wang , 2004) , 经济体国内就业率 (国内总产出增长率) 为 : Δy t =α (πt - πet ) +β (Δst +πust - πt ) +εt (1) 其中 , α> 0 , β符号不定。Δy t 为国内就业率 , πt 为通货膨胀率 , πet 为通货膨胀率预期 , πust 为美国的通货膨胀率 , Δst ①为名义汇率的变动 , εt 为内外部的随机冲击影响。 中国人民银行可以利用外汇储备通过外汇市场操作影响人民币汇率 , 根据 Wonnacot t (1965) 和 Kohli (2003) 的研究结果 , 外汇储备与汇率的变动关系形如 : Δst = f (ΔFR t ) 　　　f′(ΔFR t ) > 0 (2) 其中 , ΔFR t 为外汇储备的变动。同时本文假定宏观当局可以通过国际收支中资本账 户管制、经常账户下贸易条件的改变等手段对汇率进行反向调节 , 从而达到一定的预期 目标。 不失一般性 , 假设宏观当局的损失函数为二次型结构 , 并以最小化通货膨胀率、国内就 业率以及汇率的波动作为目标 , 形如 : L (πt , Δy t , Δst ) = 12π 2 t + γ1 2 (Δy t - Δy ) 2 + γ2 2Δs 2 t 　　γ1 > 0 　　γ2 > 0 (3) 其中 , Δy为均衡就业率 , γ1 和γ2 测度保持就业率和汇率稳定相对于降低通货膨胀率的 重要性。把 (1) 式和 (2) 式代入 (3) 式 , 通货膨胀率πt 的一阶条件为 : πt =γ1 (α- β) [απ e t +Δy -β ( f (ΔFR t ) +πust ) -εt ] 1 +γ1 (α-β) 2 (4) 而二阶条件 5 2 L5π2t = 1 +γ1 (α- β) 2 > 0 , 保证了目标损失函数最小化的要求。 ·811· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 ① 汇率采用直接标价法表示。 当 Et - 1εt = 0 时 , 均衡通货膨胀预期πet 为 : πet =γ1 (α- β) [Δy - β( f (ΔFR t ) +π us t ) ] 1 - βγ1 (α- β) (5) 把 (5) 式代入 (4) 式可得 : πt =γ1 (α-β) [Δy -β ( f (ΔFR t ) +π us t ) ] 1 -βγ1 (α-β) - γ1 (α-β) εt 1 +γ1 (α-β) 2 (6) 由 (6) 式可得 : 5πt5ΔFR t = - (α-β) βγ1 f′(ΔFR t )1 -βγ1 (α-β) (7) 假设一 : α<β。从 (7) 式和 (1) 式可以得知 5πt5ΔFR t > 0 , 5Δy t5πt =α- β< 0。货币当局 可以通过降低外汇储备总量使通货膨胀率降低 , 继而提高国内就业率。同时 , 必须采取相应 政策措施使名义汇率保持基本稳定。 假设二 : α>β并且γ1 < 1β (α - β) 。从 (7) 式和 (1) 式可以得知 5πt5ΔFR t < 0 , 5Δy t5πt = α - β> 0。货币当局可以通过降低外汇储备总量提高通货膨胀率 , 继而提高国内就业率。同 时 , 采取有效的政策措施使名义汇率保持基本稳定。 假设三 : α>β, γ1 > 1β (α- β) 。同理可以得知 5πt5ΔFR t > 0 , 5Δy t5πt =α- β> 0。货币当局 可以通过增加外汇储备总量以适当提高国内通货膨胀率 , 继而提高国内就业率。同时 , 应采 取相关政策措施保持人民币名义汇率的基本稳定 , 从而使货币当局的目标损失函数最小化。 假设四 : α=β。从 (7) 式可以得知 5πt5ΔFR t = 0。同时 , 5Δst5ΔFR t = f′(ΔFR t ) > 0。货币 当局无法通过外汇储备的增减影响通货膨胀率 , 继而影响国内就业率。在此模型分析框架 内 , 改善就业状况可能的途径是使名义汇率适当贬值。 三、实证分析 11 参变量指标的构筑与数据来源 在模型研究的基础上 , 我们引入中国城镇企业就业人数环比增长率 ( EM G) 、城镇民营 企业就业人数环比增长率 ( PEM G) ①、通货膨胀指标 (CPI) 、国家外汇储备变动率 ( FR G) 以及人民币/ 美元名义汇率 ( EXR) 这些参变量 , 在此基础上利用季度时间序列数据 (1994 年 1 季度～2008 年 2 季度) , 构建 VA R 模型 , 得到相关内生变量之间的长短期关系 (相关 原始数据见表 1 和图 1) 。原始数据未加特殊说明 , 均来自国家统计局网站及 2009 年 2 月 WIND 咨询网。 21 VAR 模型方法及内生变量间的长短期关系 考虑一个封闭的线性动态系统 , 二阶滞后 , 形如 : Y t =ΦQt +π1 Y t - 1 +π2 Y t - 2 + V t 　　　V t～ I N n [0 , Ω] (8) ·911·外汇储备、人民币汇率与国内就业率 ① 本文利用扣除国有和集体企业的企业就业人数构建城镇民营企业就业人数指标。 表 1 城镇企业就业总人数与城镇民营企业就业人数 时 　间 城镇企业 就业人数 (万人) 城镇民营企 业就业人数 (万人) 时 　间 城镇企业 就业人数 (万人) 城镇民营企 业就业人数 (万人) 时 　间 城镇企业 就业人数 (万人) 城镇民营企 业就业人数 (万人) 1994 Q1 14744190 498180 1999 Q1 12514100 1630120 2004 Q1 10825100 3023100 1994 Q2 14744170 534120 1999 Q2 12458140 1651160 2004 Q2 10895190 3117140 1994 Q3 14808100 560170 1999 Q3 12411110 1653140 2004 Q3 10944130 3158190 1994 Q4 14848180 747140 1999 Q4 12130120 1846130 2004 Q4 11098190 3491180 1995 Q1 14674190 750150 2000 Q1 11930130 1781190 2005 Q1 10972130 3460190 1995 Q2 14658140 754110 2000 Q2 11898110 1789150 2005 Q2 11030130 3524140 1995 Q3 14747190 771170 2000 Q3 11852150 1799100 2005 Q3 11102170 3576140 1995 Q4 14908100 877100 2000 Q4 11612150 2011130 2005 Q4 11404100 4105190 1996 Q1 14743190 847190 2001 Q1 11449190 1966140 2006 Q1 11305140 4053190 1996 Q2 14690110 853110 2001 Q2 11403170 1980130 2006 Q2 11407100 4131130 1996 Q3 14751180 870180 2001 Q3 11367160 1989180 2006 Q3 11494150 4174130 1996 Q4 14845100 942100 2001 Q4 11165180 2234190 2006 Q4 11713120 4519110 1997 Q1 14704180 935140 2002 Q1 11039170 2212110 2007 Q1 11580130 4417120 1997 Q2 14671150 945120 2002 Q2 11006150 2223140 2007 Q2 11680150 4484130 1997 Q3 14687190 949100 2002 Q3 11005130 2243160 2007 Q3 11758140 4537100 1997 Q4 14668141 1085151 2002 Q4 10985120 2700130 2007 Q4 12024143 4882144 1998 Q1 14487120 1086160 2003 Q1 10834130 2675170 2008 Q1 11876100 4811120 1998 Q2 14385110 1094110 2003 Q2 10840170 2720140 2008 Q2 11991110 4888120 1998 Q3 14330190 1105120 2003 Q3 10904120 2765150 1998 Q4 12695170 1674140 2003 Q4 10969170 3094120 　　注 : 表中 1994 Q1 是指 1994 年第 1 季度 , 其他类推。 图 1 　中国城镇企业就业人数与城镇民营企业就业人数 其中 , Y t 为 n ×1 向量 , t = 1 , ⋯, T。Y t 为模型的内生变量 , Qt 指代常数项以及趋势 ·021· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 项等 , I N n [0 , Ω] 表示一个独立的 n 维正态分布。 (8) 式被称为 VA R 模型 , 其中所有 Y 变量的滞后阶数相同 , 参变量空间 (π1 , π2 , Φ, Ω) 不随时间变化。 运用向量自回归 VAR 协整分析理论 , 可以将 (8) 式变换成ΔYt = (π1 +π2 - In ) Y t - 1 - π2ΔYt - 1 +ΦQt + V t , 令长期响应矩阵 P0 =π1 +π2 - In , 矩阵的秩与协整向量的个数相关 , δ1 = - π2 , 有 : ΔYt = P0 Y t - 1 +δ1ΔYt - 1 +ΦQt + V t (9) 从 (9) 式可以看出 , P0 Y t - 1 为模型内生变量 Y 的长期关系 , (9) 式称为误差修正方 程 , 方程中包含长期关系和短期动态变化对内生变量的影响。 一般地 , P0 可表示成 P0 = ∑πi - In 。动态 VAR 模型存在长期关系的统计假设为 : H ( p) : 矩阵 P0 的秩 rank ( P0 ) ≤p。 在此假设下 , P0 =αβ′, 其中α、β都是 n ×p 维矩阵。Johansen (1988、1995) 提出 , 若 VA R 动态模型存在长期关系 , 误差修正模型就可以用完全信息最大似然法 ( FIML) 进 行参数估计和统计结果检验。 从上述分析可知 , 虽然 V t～ I N n [0 , Ω] 是稳定序列 , 但我们并不要求 Y t 中 n 个内生 变量都为稳定序列。P0 的秩 p 决定 I (0) 协整关系的数量。假如 p = n , Y t 中的所有变量 为 I (0) ; 当 p = 0 , ΔYt 或更高阶的差分为 I (0) ; 当 0 < p < n 时 , 存在 p 个长期协整关系 β′Y t 。 β被称为协整向量 , 对于任意非奇异矩阵 Q , 有αQQ - 1β′=αβ′, 线性空间的旋转变换不 会影响长期响应矩阵。β向量也可以进行相关系数的归一化处理。 在误差修正方程中 , 包含常数项 (不加约束) 和趋势项 (加约束) , 形如 : ΔYt =α (β′0 : β′1 ) Y t - 1 t +δ1ΔYt - 1 +φ0 + v t (10) 对 (10) 式进行结构化简约处理后 , 还必须进行断点 ( break2point) 和预测 CHOW 检 验 , 观察模型样本数据是否存在异像点 (outlier) 。同时 , 利用格点理论 (grid) 可以对所有 参变量进行局部和整体优化处理 , 使估计结果更加准确。 31 中国城镇企业就业人数环比增长率与相关参变量之间的长短期关系 VAR 模型的内生变量空间为 Y t = ( EM G , CPI , FR G , EXR) , 根据不同滞后阶数的 F检验结果 , 可以知道无约束 VA R 模型的最优滞后阶数为 3。 进一步确定 P0 矩阵的秩数———VA R 模型中所包含协整向量的个数。结果见表 2。 表 2 协整向量个数的确定 零假设 : 长期矩阵的秩 ≤ 迹检验统计量 p 值 0 961150 0100033 1 531511 0100233 2 241496 01072 3 81774 01200 　　注 : 3 3 表示 1 %水平下显著 , 3 表示 5 %水平下显著。下同。 ·121·外汇储备、人民币汇率与国内就业率 根据上述检验结果 , 可以拒绝 H0 假设 : 秩 = 0 和秩 ≤1 , 可以认为协整向量的个数 为 2。 将 P0 矩阵的秩限定为 2 , 采用逐渐增加约束条件的方法求出最佳约束条件下α和β矩 阵中的元素 , 得出协整向量的具体形式为 : ECM1 = EM G - 013613FR G + 010178CPI 与 ECM2 = - 114165 EM G + FR G - 010145CPI - 011538 Trend (趋势项) , 其中 ECM1 和 ECM2 分别为两个长期均衡关系。检验结果见表 3。 表 3 协整向量具体形式的检验结果 协整矩阵的秩数 2 施加的长期约束 4 β矩阵的约束 被 VAR 模型识别 约束的过度识别 L R 检验 (零假设 : 不存在过度识别) Chi2 (4) = 412514 [013730 ] 长期均衡关系的可靠性检验 具强收敛性 　　注 : 表中过度识别检验结果方括号中为对应的 p 值。 下面从一个一般化的协整 VAR 逐渐导出一个简约的 I (0) VAR 模型 , 随后利用格点 理论进一步优化结构 VAR 模型中的每个内生变量系数 , 使每个系数都相应达到局部对数似 然函数最大化 , 最终使 VAR 模型的整体对数似然函数最大化。根据 FIML 最优控制估计方 法 (使用 20 步格点 , 每步间隔 0101) , 得到优化后的结构 VAR 模型方程组为 ①: D EM G = - 011538DFR G- 1 - 11405 ECM1 _ 1 - 012682 ECM2 _ 1 - 31219 (SE) (010747) (01207) (010815) (0149) DFR G = - 013805D EM G- 1 + 015339DCPI _ 1 + 019272 ECM1 _ 1 + 2148 (SE) (01183) (01227) (01226) (01735) (11) DCPI = + 011169DFR G - 1 - 013465 ECM1 _ 1 - 01273 ECM2 _ 1 - 016417 (SE) (010473) (01131) (010516) (0131) D EXR = + 0176DEXR - 1 - 010066 (SE) (01102) (010072) 采用递归估计方法模拟上述结构 VAR , 进行预期 CHOW 检验 , 结果如图 2 所示 (其 中 CHOW 检验的 p 值设定为 1 % ; 前 4 幅图分别为 4 个内生变量的 CHOW 检验结果 , 最后 1 幅图是针对 VA R 模型的检验结果) 。 从图 2 可以看出 , 预期 CHOW 检验结果说明 , 该结构 VA R 模型不存在显著性断点 , 也不存在样本异像点。 从上述检验结果中可以看出 , 中国的城镇企业就业人数环比增长率 ( EM G) 、通货膨胀 指标 (CPI) 、国家外汇储备变动率 ( FR G) 以及人民币/ 美元名义汇率 ( EXR) 之间存在显 著的长短期关系 , 特别值得注意的是 , 中国的城镇企业就业人数环比增长率、通货膨胀率 ·221· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 ① ECM1 _ 1 和 ECM2 _ 1 为 ECM1、ECM2 的一阶滞后项 ; DM1 G为 M1 G的一阶差分 , 其他符号与此类似。 图 2 　结构性 VAR模型预期 CHOW 检验结果 和国家外汇储备变动率之间存在稳定的长期均衡关系。长期来看 , 外汇储备的增长会提高 通货膨胀率以增加国内总体就业率水平 , 影响程度为 3611 %～7011 % , 该结果符合模型 分析假设三的情形。但从短期观察 , 采取适当降低过高外汇储备增长的调控措施将是合 意的。 41 中国城镇民营企业就业人数环比增长率与相关参变量之间的长短期关系 内生变量空间为 Y t = ( PEM G , CPI , FR G , EXR) , 根据不同滞后阶数的 F 检验结果 , 可以知道无约束 VA R 模型的最优滞后阶数为 3。同样 , 进一步确定 VAR 模型中所包含协 整向量的个数 , 结果见表 4。 表 4 协整向量个数的确定 零假设 : 长期矩阵的秩 ≤ 迹检验统计量 p 值 0 118153 0100033 1 611785 0100033 2 251196 01059 3 913889 01161 　　根据上述结果可以认为协整向量的个数为 2。随后采用逐渐增加约束条件的方法求出最 佳约束条件下α和β矩阵中的元素 , 得到两个协整向量为 : ECM1 = PEM G - 51802 EXR ECM2 = 015663PEM G + FR G - 010352CPI - 013071 Trend (趋势项) 利用格点理论优化结构性 I (0) VAR 模型中的 12 个内生变量系数 , 使每个系数都相应 达到局部对数似然函数最大化 , 最终使 VA R 模型的整体对数似然函数最大化 , 见图 3。 根据 FIML 最优控制估计方法可以得到优化后的结构 VA R 模型 , 结果如表 5 所示。 ·321·外汇储备、人民币汇率与国内就业率 图 3 　最大似然函数格点优化后的结构 VAR 模型系数 表 5 格点优化结构 VAR 模型的估计结果 DPEM G方程 DFR G方程 系数 标准差 系数 标准差 DFR G _ 1 016226 01238 DPEM G _ 1 011404 010575 DEXR _ 1 - 31156 1316 DFR G _ 1 - 013129 01117 ECM1 _ 1 - 11337 01121 DCPI _ 1 017615 01246 常数项 - 59156 5142 ECM1 _ 1 - 01274 010909 常数项 - 12106 3199 DCPI方程 DEXR 方程 系数 标准差 系数 标准差 DFR G _ 1 01122 010466 DEXR _ 1 016336 01104 DEXR _ 1 61303 217 常数项 - 010106 010072 ECM1 _ 1 010743 010273 ECM2 _ 1 - 011424 010231 常数项 21965 1122 　　优化 VAR 模型的检验结果如表 6 所示。 ·421· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 表 6 格点最大化估计下结构 VAR 模型检验结果 对数似然值 - 30711476 约束的过度识别 L R 检验 (零假设 : 不存在过度识别) Chi2 (12) = 121185 [014309 ] VAR 模型的可靠性检验 具强收敛性 　　从上述检验结果中可以看出 , 中国的城镇民营企业就业人数环比增长率 ( PEM G) 、通 货膨胀指标 (CPI) 、国家外汇储备变动率 ( FR G) 以及人民币/ 美元名义汇率 ( EXR) 之间 存在显著的长短期关系 , 特别值得注意的是 , 中国的城镇民营企业就业人数环比增长率与人 民币/ 美元名义汇率之间存在稳定的长期均衡关系。 长期来看 , 人民币对美元贬值会有效增加国内民营企业的就业率水平 , 若汇率贬值 1 % , 就业率就会提升 518 % , 该结果基本符合模型分析假设四的情形。但从短期观察 , 一 方面使国家外汇储备总量增长趋势不发生明显的逆转 , 另一方面使人民币汇率一次性升值也 不失为一项合意的宏观策略。 四、结论与相关政策建议 本文的理论模型研究结果指出 , 宏观当局可以通过调节外汇储备总量以及人民币汇率水 平 , 以形成不同类型的政策组合 , 最终达到提高国内就业率的政策目标。其中包括 : (1) 若 通货膨胀对国内就业率影响相对较弱时 , 可以通过降低外汇储备总量使通货膨胀率降低 , 继 而提高国内就业率 (总产出) 。同时 , 必须采取相应的政策措施使名义汇率保持基本稳定 ; (2) 若通货膨胀相对实际汇率变动对国内就业率影响相对较强 , 而且货币当局对高通货膨胀 率不是非常敏感时 , 可以通过降低外汇储备总量提高通货膨胀率 , 继而提高国内就业率 (总 产出) 。同时 , 采取有效政策措施使名义汇率保持基本稳定 ; (3) 若通货膨胀相对实际汇率 变动对国内就业率影响相对较强 , 且货币当局对高通货膨胀率比汇率波动更为敏感时 , 可以 通过增加外汇储备总量以保持一个温和的国内通胀率 , 继而提高国内就业率 (总产出) 。同 时 , 也应采取相关政策措施保持人民币名义汇率的基本稳定 , 从而使货币当局的目标损失函 数最小化 ; (4) 若货币当局无法通过外汇储备影响通货膨胀率 , 以提高国内就业率 (总产 出) 时 , 在此模型分析框架内 , 改善就业状况可能的途径就是使名义汇率适当贬值。 本文进一步运用中国 1994 年汇率改革至今的季度数据 , 分别就全国城镇企业就业率总 体水平和民营企业的就业状况进行了时间序列实证分析。 第一 , 全国城镇企业的总体就业状况与通货膨胀率、外汇储备变动以及人民币/ 美元名 义汇率之间存在显著的长短期关系 , 特别值得注意的是 , 就业增长、通货膨胀率和国家外汇 储备变动之间存在稳定的长期均衡关系。长期来看 , 外汇储备的增长会明显提高通货膨胀 率 , 增加国内总体就业率水平 , 该结果与理论模型结论 (3) 的情形相吻合。但短期内采取 适当降低过高外汇储备增长的调控措施也是合意的。 第二 , 全国城镇民营企业状况同样与通货膨胀率、外汇储备变动以及人民币名义汇率之 间存在显著的长短期关系 , 其中城镇民营企业就业增长率与人民币名义汇率之间存在稳定的 长期均衡关系。长期来看 , 人民币对美元贬值会有效增加国内民营企业的就业率水平 , 该结 果与理论模型结论 (4) 基本吻合。但短期内 , 在外汇储备增长趋势不发生明显的逆转的情 况下 , 让人民币汇率一次性升值也不失为一项合意的宏观调控策略。 当前 , 面临全球性金融和经济危机的挑战 , 各国政府都把提高国内就业率置于头等重要 ·521·外汇储备、人民币汇率与国内就业率 的位置。国内消费需求不振就会造成总体上总支出小于总收入的局面 , 如果没有额外的投资 增加 (包括国内投资和外国直接投资) 弥补这个缺口 , 经济就会出现衰退 , 继而导致国内失 业率增加。中国要有效规避高失业率的发生 , 宏观当局必须采取积极有效措施鼓励外国实业 资本的流入 , 尤其是高新技术行业和高端服务业投资资本的持续流入 , 保持国际收支一定幅 度的顺差 , 积累一定数量的外汇储备 ①。与此同时 , 国内将维持一个相对温和的通货膨胀率 水平。 短期内中国的外汇储备增长高于各种方法测度的最优规模水平 , 也带来了不小的国民福 利损失隐患 , 外汇储备增长过快的现象应及时加以适度控制。但从长期看 , 外汇储备的稳定 增长是我国经济持续增长的必然结果 , 对 13 亿中国人的就业具有重要的保障作用。如果刻 意为减少外汇储备而采取人为调控措施 , 最终结果只能是损害宏观经济的正常运行 , 继而导 致经济和社会的不稳定。 同时 , 中国民营企业的就业人数占非农就业总人数的比例已超过 40 % ② (见表 1 和图 1) , 民营企业已经成为提高国内城镇就业率的重要力量。短期内可以让人民币汇率一次性升 值 , 从而淘汰一部分高耗能、高污染的小企业 , 尽可能地促进中小民营企业产业结构的升 级。长期内实行人民币汇率贬值的政策 , 一方面不可能增加在国际市场上的出口竞争力 , 因 为这会导致其他亚洲国家货币的跟进型竞争性贬值 ; 另一方面人民币贬值会影响国内外投资 者信心 , 使得中国经济最有活力的私人和外国直接投资萎缩 , 继而严重恶化国内就业状况。 我们认为 , 应保持人民币汇率长期内的相对稳定 , 如 2008 年 12 月 31 日～2009 年 2 月 5 日 , 人民币兑美元中间价波动仅为 14 个基点就是一个非常好的迹象。同时 , 银行业金融机构应 该当好民营企业的财务顾问 , 帮助其正确运用衍生工具 , 规避可能的经营风险 , 如采用欧元 等其他货币结算 , 或者长期短期化的方法以规避汇率波动风险。 综上所述 , 要切实提升国内就业率水平 , 保持人民币汇率的基本稳定 , 同时维持一定数 量的外汇储备量增长 , 以确保一个相对温和的通货膨胀率水平 , 不失为一套有效的中长期政 策组合。另外 , 采取让人民币汇率一次性升值以及适当降低过高外汇储备增长的调控措施 , 在短期内也是合意的。 研究国家外汇储备、汇率水平和不同类型企业就业状况之间的关系具有一定的理论和现 实意义 , 这方面的国内外研究工作还不多见 , 笔者认为 , 针对这一问题做进一步的深入研 究 , 可能是非常有价值的。 参 考文 献 [1 ] 万解秋、徐涛 :《汇率调整对中国就业的影响 ———基于理论与经验的研究》[J ] ,《经济研究》2004 年第 2 期。 [2 ] 刘荣茂、黎开颜 :《我国外汇储备对通货膨胀影响的实证分析》[J ] ,《中国农业大学学报 (社会科 学版)》2005 年第 1 期。 [3 ] 顾纪生、鄢丽敏 :《我国外汇储备 : 效用最优化及其运用策略》[J ] ,《宁夏社会科学》2007 年第 1 期。 [4 ] 刘源清 :《人民币升值对房地产市场的影响》[J ] ,《合作经济与科技》2008 年第 12 期。 ·621· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 11 期 ① ② 外汇储备如何有效利用、实现保值增值是另一个重要的研究课题 , 本文不再涉及。 全国工商联称该比例已达到 80 %左右 , 笔者认为其计算口径有误。 [5 ] 魏章友 :《高额外汇储备对我国经济的影响及对策》[J ] ,《当代经济》2008 年第 17 期。 [6 ] 房永旭 :《我国外汇储备过快增长的利弊分析》[J ] ,《现代商业》2008 年第 17 期。 [7 ] 张明 :《中国应稳持美元资产》[J ] ,《财经》2008 年第 21 期。 [8 ] 何玉斌 :《浅谈近期我国通货膨胀的原因及对策》[J ] ,《科技情报开发与经济》2008 年第 23 期。 [9 ] 黎荣芳 :《中国外汇储备现状的分析与建议》[J ] ,《商场现代化》2008 年第 30 期。 [10 ] 吉密欧 :《中国外汇储备向何处投 ?》[J ] ,《海外经济评论》2008 年第 40 期。 [11 ] 张志超 :《最优国际储备理论与测度 : 文献综述》 [J ] ,《华东师范大学学报 (哲学社会科学版)》 2009 年第 2～3 期。 [12 ] Triffin , R1 , 1960 , Gol d and the Dol lar Crisis [ M ] , New Haven , Conn : Yale University Press1 [13 ] Heller , H1 R1 , 1966 , O ptimal I nternational Reserves [ J ] , The Economic Journal 76 (302) , 296～3111 [14 ] Hamada , K1 and Ueda , K1 , 1977 , Random W alks and the T heory of the O ptimal I nternational Reserves [J ] , The Economic Journal 87 (348) , 722～7421 [15 ] Badrul , I1 , 1978 , Price , I ncome , and Forei gn Exchange Reserve Elastici t y f or A sian Rice I m2 ports [J ] , American Journal of Agricultural Economics 60 (3) , 532～5351 [ 16 ] Ben2Bassat , A1 and Gottlieb , D1 , 1992 , O ptimal International Reserves and S overei gn Risk [J ] , Journal of International Economics 33 , 345～3621 [ 17 ] Ben2Bassat , A1 and Gottlieb , D1 , 1992b , On the Ef f ect of O p portunit y Cost on I nternational Re2 serve Hol dings [J ] , The Review of Economics and Statistics 74 (2) , 329～3321 [18 ] Kaminsky , G1 and Reinhart , C1 , 1996 , T he Tw in Crises : T he causes of banking and bal ance of pay ments p roblems , International Finance Discussion Papers 544 , Board of Governors of the Federal Reserve System1 [19 ] Laura , A1 , Fabio , K1 , 2007 , O ptimal Reserve M anagement and S overei gn Debt , Federal Re2 serve Bank of Sanf rancisco Working Paper 2007～291 [20 ] Prabheesh , P1 , Malathy , D1 and Madhumati , R1 , 2007 , Demand f or Forei gn Exchange Re2 serves in I ndia : A Cointeg ration A p p roach [J ] , South Asian Journal of Management 41 [21 ] Barnichon , R1 , 2008 , International Reserves and Sel f 2Insurance against Ex ternal S hocks , IMF Working Paper WP/ 08/ 1491 [22 ] Jeanne , O1 and Ranciere , R1 , 2008 , The O ptimal L evel of I nternational Reserves f or Emerging M arket Count ries : A N ew Form ula and S ome A p plications , CEPR Discussion Paper 67231 [23 ] Leanne , J1 U1 , 2008 , I nternational Price S tabi l i t y , Ful l Em ploy ment and Global B alances : The Case f or a Commodit y Reserve Currency , Queens College , City University of New York , Working Paper Draft , March 11 [ 24 ] Moritz , C1 and Peter , K1 , 2008 , I nternational reserves , g row th and ef f ecti ve demand , Aust ral2 ian School of Business , Economics Discussion Paper : 2008/ 161 [25 ] Gabriele , G1 and Philip , W1 , 2009 , T he Euro as a Reserve Currency : A Chal lenge to the Pre2 Eminence of the US Dollar ? [J ] , International Journal of Finance &Economics 14 , 1～231 (责任编辑 : 王 　静 ; 校对 : 吕小玲) ·721·外汇储备、人民币汇率与国内就业率