貨幣政策拉動就業增長的有效性研究

孫坤鑫

摘? ?要：本文基于31個省（市、自治區）2010—2019年的面板數據，對數量型貨幣政策和價格型貨幣政策的就業拉動效果進行了實證檢驗，在檢驗中運用系統GMM模型剔除內生性，運用面板門檻模型驗證階段性。實證分析發現，總體而言，提高實體經濟融資總量和降低利率的貨幣政策均可以拉動總體就業規模的增長，以社會融資規模衡量的數量型貨幣政策工具對就業的拉動作用存在門檻特征，拉動效應隨貨幣政策規模的擴張而下降，LPR下降對私營主體就業的拉動作用不顯著。據此，建議引導社會融資規模合理增加，加快LPR改革進程，制定差異化的貨幣信貸政策工具。

關鍵詞：貨幣政策;就業增長;系統GMM;面板門檻模型

中圖分類號：F820.1? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）07-0035-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.07.005

一、引言

從“六穩”到“六保”，就業均位居首位。《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》進一步提出，要“強化就業優先政策，千方百計穩定和擴大就業，堅持經濟發展就業導向，擴大就業容量，提升就業質量，促進充分就業”。可見，穩定和擴大就業是當前階段各項宏觀政策的重要目標之一。具體到貨幣政策而言，其目標一般包括：經濟增長、物價穩定、充分就業和國際收支平衡。盡管我國貨幣政策的目標是：保持幣值穩定并以此促進經濟發展，但“保住就業就可以穩住經濟基本盤”，因此，促進充分就業是貨幣政策的應有之義。那么，我國貨幣政策拉動就業增長的有效性如何？數量型貨幣政策和價格型貨幣政策的就業效應有何異質性？二者對私營主體就業是否具有拉動作用？本文力圖通過實證分析驗證貨幣政策的穩就業效果，為更好地提高貨幣政策效能提出政策建議。

二、文獻綜述

2008年國際金融危機后，許多國家將低而穩定的通貨膨脹作為貨幣政策的重點，甚至出臺了一系列非常規貨幣政策，但其在穩定和促進就業增長方面的效果受到了一些學者的質疑。如Epstein和Yelda（2008）[1]研究認為貨幣政策通貨膨脹目標制（IT）并沒有實現價格穩定、就業率提高和持續增長的預期目標;Takhtamanova和Sierminska（2009）[2]利用9個OECD國家1980—2004年的季度數據實證檢驗低利率的貨幣政策與就業的相關性，結果表明，貨幣政策工具（短期利率）與就業之間的相關性很低;Dosi等（2015）[3]研究了應對金融危機和經濟衰退的財政貨幣政策組合，結果表明，穩定經濟需要將以就業為目標的貨幣政策和無約束、反周期的財政政策相結合;Acharya等（2016）[4]分析了歐洲央行推出的直接貨幣交易計劃（OMT）這一非常規貨幣政策工具的實施效果，發現其并沒有為就業或投資等實際經濟活動帶來積極影響。

在國內，學者基于不同的實證方法對貨幣政策的就業效果進行了檢驗，其結論亦呈現出明顯的差異性。如曾學文（2007）[5]研究認為，貨幣政策開發就業潛力的效果還沒有得到充分的發揮，主要原因是利率機制發揮作用缺乏微觀基礎、商業銀行貸款決策機制偏好于大機構和大項目、貨幣政策導向的行業和領域吸納就業能力較弱等;易定紅和白九梅（2009）[6]實證分析利率波動對失業的影響，發現利率波動與失業率負相關，且只有滯后兩期的利率波動才會顯著地對當期失業產生影響;許先普（2009）[7]認為貨幣政策對居民就業的影響取決于消費者的相對風險規避程度，只有相對風險規避程度大于1，擴張性的貨幣政策才利于促進就業增長;王君斌和薛鶴翔（2010）[8]研究發現，擴張性貨幣供給沖擊短期內能夠有效促進就業增長，但在長期會形成失業和通貨緊縮;郭春良和呂心陽（2016）[9]認為短期經濟中存在價格黏性，使得人民銀行在執行擴張性貨幣政策時實際利率處于下降通道，收入效應相對提高，推動市場消費需求增加，刺激企業增加勞動需求以擴大再生產;牟俊霖和王陽（2017）[10]、任桐瑜和李杰（2021）[11]實證發現，由于增加貨幣供給降低了企業融資的成本和難度，會加速企業采用資本替換勞動的進程，因此，擴張性貨幣政策會對就業產生不利影響;馬孝先和劉清（2019）[12]研究了緊縮性貨幣政策對就業的影響，認為緊縮性貨幣政策會對國有部門和民營部門的就業水平產生短暫的拉動作用，但隨著政策效果的不斷顯現，兩部門的總體就業水平在長期內最終呈現下降態勢。

綜上所述，學者們對貨幣政策就業效應的分析存在三方面問題：一是在實證檢驗中缺乏對貨幣政策內生性的考慮;二是僅限于單向的“促進”或“抑制”作用，并未考慮到貨幣政策對就業影響可能存在的階段性特征;三是貨幣政策對私營企業就業拉動作用的實證檢驗相對欠缺。為此一方面，本文運用系統GMM模型剔除貨幣政策的內生性，驗證數量型和價格型貨幣政策對總體就業的拉動作用;另一方面，基于面板門檻模型分別檢驗這種拉動作用的階段性特征，并在分析總體就業的基礎上，考慮了貨幣政策對私營主體就業的拉動作用效果，是對現有文獻的補充。

三、理論分析和模型構建

（一）機制分析

盡管根據貨幣數量論等觀點，在長期，貨幣量的變化不能引起產出和實際就業量等實際變量的變化，但根據凱恩斯宏觀經濟理論，短期內的經濟下行意味著有效需求不足，此時政府可以實施擴張性貨幣政策。一方面，通過降低利率等方式改變消費者的流動性偏好而降低其儲蓄的興趣，從而增加消費;另一方面，通過提高資本的邊際效率、企業融資的可得性，改善投資者的預期和生產能力，從而增加投資、降低失業率。可見，擴張性貨幣政策可以在一定程度上對就業水平起到拉動作用，因此，許多經濟學家長期以來堅持認為溫和的或爬行的通貨膨脹對產出和就業將有擴大效應。據此提出本文的第一個假設：

假設1：短期內擴張性貨幣政策可以通過提高企業融資獲得性、降低利率等途徑拉動就業。

凱恩斯的宏觀經濟政策思想認為，宏觀經濟政策（包括財政政策和貨幣政策）的制定是“相機抉擇”的結果，當總支出不足、失業持續增加時，中央銀行要實行擴張性的貨幣政策，即增加貨幣供應量，降低利率，從而刺激總需求，以緩解衰退和失業問題。在總支出過多、價格水平持續上漲時，中央銀行就要采取緊縮性的貨幣政策，即削減貨幣供應量，提高利率，降低總需求水平，以解決通貨膨脹問題。盡管貨幣學派（認為貨幣政策應遵守單一規則）受到多數國家的追捧，但受金融危機等因素的影響，一些歐美國家貨幣政策當局在經濟下行期亦采用了量化寬松的非常規貨幣政策來對沖風險。可見，貨幣政策必然內生于經濟波動周期。據此提出本文的第二個假設：

假設2：貨幣政策內生于經濟波動周期，在實證分析中應剔除內生性影響。

根據流動性需求理論，貨幣政策的效果取決于貨幣的投機需求和交易需求的斜率，亦即LM曲線斜率。西方經濟學者認為，貨幣的交易需求函數一般比較穩定，因此，LM曲線的斜率主要取決于貨幣的投機需求函數。在短期，一般情況下，LM曲線斜率為負，此時采取增加貨幣供給的擴張性貨幣政策可以降低利率水平，增加總產出，拉動就業增長。然而，當貨幣供給不斷提高，LM曲線斜率不斷下降，最終會出現水平區域，這時貨幣政策無效（增加貨幣供給，既不能使利率增大，也不能使總產出增加），出現了“流動性陷阱”。可見，擴張性貨幣政策對總產出和就業的拉動作用存在階段性，超出一定水平的擴張性貨幣政策會降低其對就業的拉動效應。據此提出本文的第三個假設：

假設3：貨幣政策對就業的拉動作用存在“邊際效用遞減”的階段性特征，該作用隨貨幣政策規模的擴張而下降。

具體到私營主體而言，由于其核心目標是追求利潤最大化，同時受到強力的外部市場競爭壓力和內部激勵約束，因此，相對而言，私營主體對市場波動反應更為敏感，經營發展更為活躍，流動性融資、擴大生產和就業規模的需求更為迫切，貨幣政策對私營主體就業的影響也必然與總體就業存在異質性。而民營經濟貢獻了我國經濟50%以上的稅收、60%以上的GDP、70%以上的技術創新成果、80%以上的城鎮勞動就業和90%以上的企業數量，金融支持民營小微企業亦成為近年來主要的信貸政策導向之一，因此，有必要單獨分析貨幣政策對私營主體就業的影響。

（二）模型建立

首先，在不考慮貨幣政策的內生性及其對就業拉動的階段性特征影響的情況下，本文構建的基礎模型為：

[lnYit=α0+α1lnXit+α2lnZit+εit]

其中，被解釋變量Y分別為總體就業規模和私營主體就業規模，用城鎮總體單位就業人數表示整體就業規模，用城鎮私營主體（包括企業和個體）就業人數表示私營主體就業規模;核心解釋變量X包括數量型貨幣政策和價格型貨幣政策，前者用剔除政府債券融資后的社會融資規模表征，后者用貸款市場報價利率（LPR）或者上海銀行間同業拆借利率（SHIBOR）表征;Z為控制變量，包括工資（wage）、人口（people）、經濟發展水平（gdp）、消費（consume）和投資（invest），當被解釋變量為私營主體就業時，Z中加入衡量市場經濟活躍度的重要控制變量（private），用私營企業戶數占全國的比重表征。

其次，為了驗證假設2，處理基礎模型中可能存在的內生性問題，本文進一步使用系統廣義矩估計（系統GMM）方法進行實證分析，將就業的滯后期引入模型，將貨幣政策分別作為內生解釋變量進行系統GMM估計。模型設定如下：

[lnYit=α0+α1lnYi，t-1+α2lnXit+α3Zit+εit]

最后，考慮到貨幣政策對就業拉動效果可能存在階段性特征，本文進一步對模型進行門檻效應檢驗。模型進一步設定為：

[lnYit=α0+α1lnYi，t-1+α2lnXit+α3D×lnXit+α4Zit+εit]

如果貨幣政策存在顯著的門檻特征，則面板門檻模型會檢驗得到門檻值（可以為多個門檻值，此處以1個X1示例），上式中，D為根據門檻值設定的啞變量，當X

本文實證分析的樣本為我國大陸31個省（市、自治區）2010—2019年的面板數據，基礎數據來源于國家統計局和中國人民銀行網站。在對社會融資規模和LPR進行分析時，受制于數據可得性，時間跨度縮短為2013—2019年。此外，為降低模型的異方差性，使模型結果更加穩健，在實證回歸時對所有絕對值變量取其對數形式。各指標的描述性統計如表1所示。

四、實證分析

（一）基礎回歸

在不考慮貨幣政策的內生性及其對就業拉動的階段性影響的情況下，初步使用面板固定效應模型，實證檢驗社會融資規模、利率水平對總體就業規模和私營主體就業規模的拉動作用，實證結果如表2所示。根據表2可以初步分析得出以下結論：

1. 提高實體經濟融資總量和降低利率的貨幣政策均可以拉動總體就業規模的增長，假設1得以初步驗證。根據回歸結果（1）、（3）、（4）可知，社會融資規模（lnafre）回歸系數顯著為正，LPR和SHIBOR指標回歸系數顯著為負，表明增加社會融資規模、降低利率水平可以顯著拉動就業增長。

2. 只有提高實體經濟融資總量和降低SHIBOR利率的貨幣政策才可以拉動私營主體就業規模的增長。根據回歸結果（2）、（5）、（6）可知，除了LPR指標系數不顯著之外，社會融資規模（lnafre）和SHIBOR利率的回歸系數顯著且影響方向與總體就業水平一致。LPR不顯著的原因可能在于，相對于其他經營單位而言，私營主體對市場波動更為敏感，而LPR在改革之前波動較為平緩，相對于SHIBOR而言，無法及時反映市場情況，從而未影響私營主體的經營決策。

3. 其他控制變量的啟示。一是工資水平（lnwage）和人口規模（lnpeople）與就業水平顯著正相關，表明工資水平越高對勞動人口就業的吸引力越高，而人口規模則是就業水平的基礎;二是經濟增速（gdp）與就業規模的影響系數不顯著，可能原因在于固定效應模型未考慮貨幣政策內生性，影響了結果的穩健性;三是消費（consume）只對私營主體的就業產生拉動效應，原因或在于本文的私營主體包括私營企業和個體經營者，二者對消費需求更加敏感;四是投資（invest）只通過利率水平對就業規模產生顯著拉動作用，原因在于企業投資規模直接受其融資成本制約，而投資擴大可直接引起企業用工需求的提高，與宏觀經濟理論相一致;五是以私營企業戶數占比衡量的市場經濟活躍度（private）與私營主體就業水平顯著正相關，市場經濟發達的地區可以對私營主體形成吸引和聚集效應，進而拉動私營主體就業水平。

（二）系統GMM回歸

為了處理基礎回歸結果中可能存在的內生性問題，進一步從動態視角進行估計檢驗，將就業的滯后期引入模型，將各貨幣政策分別作為內生解釋變量進行系統GMM估計，實證結果如表3所示。根據表3分析可知：

1. 貨幣政策對就業的拉動效應具有顯著的內生性，假設2得以驗證。回歸結果中，一是被解釋變量的滯后期與被解釋變量顯著正相關，表明貨幣政策內生性導致就業變量存在慣性;二是回歸結果中AR（1）檢驗統計量的p值均小于0.1，同時AR（2）檢驗統計量的p值均大于0.1，表明擾動項[εit]不存在自相關問題;三是回歸結果中Hansen檢驗統計量的p值均接近于1，因此，模型不存在過度識別問題。以上均符合系統GMM的基本假設，表明模型進行系統GMM估計是合理的。

2. 提高實體經濟融資總量和降低利率的貨幣政策均可以拉動總體就業規模的增長，假設1的結論是穩健的。進一步地，在其他指標不變的情況下，總體而言，社會融資規模每增加1個百分點可以拉動就業增長約0.06個百分點，LPR每下降一個百分點可以拉動就業增長約0.001個百分點，SHIBOR每下降一個百分點可以拉動就業增長約0.08個百分點。可見，相對于增加融資規模的數量型貨幣政策工具而言，降低實體經濟融資成本的價格型貨幣政策工具拉動就業增長的效果更好，且波動更為頻繁、更能反映市場變化和經濟運行情況的SHIBOR利率對就業的拉動作用相對更強。

3. LPR對私營主體就業的拉動作用不顯著，該結果是穩健的。回歸結果（11）中，LPR對私營主體就業規模的影響系數不顯著，這與回歸結果（5）一致，進一步表明LPR在樣本時期內（2013—2019年）無法深刻影響私營主體的用工決策;回歸結果（9）中，LPR對總體就業規模的影響系數絕對值較回歸結果（3）進一步下降，表明剔除內生性影響后，LPR對總體就業規模的拉動效應有所下降。

4. 其他控制變量的結果。一方面，經濟增速指標（gdp）系數顯著為正，進一步驗證了基礎結果存在的內生性，即貨幣政策工具內生于經濟周期波動和發展水平，剔除內生性后，經濟增長顯著拉動就業增長，這是不言自明的;另一方面，諸如工資水平（lnwage）、人口規模（lnpeople）、消費（consume）、投資（invest）、市場活躍程度（private）等變量對就業的拉動作用與基礎回歸結論一致，這進一步驗證了系統GMM估計方法實證結果的穩健性。

（三）面板門檻回歸

為了驗證貨幣政策對就業可能存在的階段性影響，本文進一步對模型進行面板門檻效應檢驗。檢驗結果表明，以LPR、SHIBOR衡量的價格型貨幣政策對就業不存在門檻特征（限于篇幅具體結果不再列示），其原因在于，我國利率水平近年來保持在相對穩定的區間，不存在進入流動性陷阱區域的樣本。而以社會融資規模衡量的數量型貨幣政策對就業的拉動效應存在顯著的單一門檻特征，檢驗結果如表4和圖1所示。

結合表4和圖1分析可知，社會融資規模對總體就業和私營主體就業均存在顯著的單一門檻效應。其對總體就業的門檻值為lnafre=8.280，對應的社會融資規模為3944.194億元;對私營主體就業的門檻值為lnafre=8.366，對應的社會融資規模為4298.408億元。進一步地，根據門檻值設定啞變量，即，當lnafre<8.280時，D1=0;lnafre≥8.280時，D1=1。當lnafre<8.366時，D2=0;lnafre≥8.366時，D2=1。將D1、D2分別引入（7）、（8）兩個系統GMM模型進行實證分析，結果如表5所示。根據表5分析可知：

1. 以社會融資規模衡量的數量型貨幣政策工具對就業的拉動作用存在階段性特征，且該效應隨貨幣政策擴張規模的提升而下降，假設3得以驗證。以總體就業作為被解釋變量來看，當社會融資規模低于一定水平時（約3950億元），其每增加1個百分點，總體就業規模提高0.038個百分點;當其超過3950億元這一水平時，其對總體就業產生的提振作用會有所下降，影響彈性下降0.015，此時，社會融資規模每增加1個百分點，總體就業規模僅提高0.023個百分點（具體如圖2所示）。

2. 社會融資規模對私營主體就業的拉動作用相對較高。以私營主體就業作為被解釋變量來看，當社會融資規模低于一定水平時（約4300億元），其每增加1個百分點，私營主體就業規模提高0.039個百分點;當社會融資規模超過4300億元這一水平時，其對私營主體就業產生的提振作用會有所下降，影響彈性下降0.008，此時，社會融資規模每增加1個百分點，私營主體就業規模提高0.031個百分點（具體如圖2所示）。進一步地，無論在哪一階段，社會融資規模影響私營主體就業的彈性系數高于其對總體就業的彈性系數。其原因在于，相對而言，私營主體發展較為活躍，流動性融資需求更為迫切，獲得融資存在明顯的規模效應，可以更高效地利用融資，進而擴大生產規模，提高用工水平。

3.實證結果是穩健的。回歸結果中AR（1）、AR（2）、Hansen檢驗統計量的p值均符合系統GMM模型的基本假設，進一步驗證了系統GMM估計結果是穩健的。

五、結論和政策建議

本文基于我國大陸31個省（市、自治區）2010—2019年的面板數據，對數量型貨幣政策和價格型貨幣政策拉動就業增長的有效性進行了實證檢驗。在實證檢驗中運用系統GMM模型剔除貨幣政策的內生性，基于面板門檻模型檢驗貨幣政策對就業拉動作用的階段性特征，并在分析總體就業的基礎上，考慮了貨幣政策對私營主體就業的拉動作用效果。主要得出以下幾點結論：

第一，總體而言，提高實體經濟融資總量和降低利率的貨幣政策均可以拉動總體就業規模的增長，且其對就業的拉動效應內生于經濟周期波動和發展水平。相對于增加融資規模的數量型貨幣政策工具而言，降低實體經濟融資成本的價格型貨幣政策工具拉動總體就業增長的效果更好，且更能反映市場變化和經濟運行情況的SHIBOR利率對總體就業的拉動作用相對更強。

第二，以社會融資規模衡量的數量型貨幣政策工具對就業的拉動作用存在門檻特征，且該效應隨貨幣政策擴張規模的提升而下降。社會融資規模影響總體就業的門檻值約為3950億元，影響私營主體就業的門檻值約為4300億元。

第三，具體到私營主體而言，社會融資規模對私營主體就業的拉動效率相對更高;LPR因其無法深刻影響私營主體的用工決策，對私營主體就業的拉動作用不顯著;以私營企業戶數占比衡量的市場經濟活躍度（private）與私營主體就業水平顯著正相關。

根據以上結論，提出政策建議為：一是加強流動性管理，引導社會融資規模合理增長，不搞大水漫灌，提高實體經濟融資獲得效率，增強社會融資規模對就業的拉動作用;二是完善價格型貨幣政策傳導機制，合理運用再貸款再貼現等政策，促進SHIBOR等市場利率平穩運行，加快LPR改革進程，進一步降低實體經濟融資成本，拉動就業增長;三是進一步優化金融資源配置，在保持社會融資增量合理的同時，進一步實現存量重組、增量優化，通過制定差異化的貨幣信貸政策工具等途徑，提高金融支持民營企業融資力度，拉動私營主體就業水平有效增長。

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