貨幣供給對就業的非線性影響效應研究

摘要：文章分析貨幣政策對就業的傳導機制，并應用平滑轉換回歸模型驗證貨幣供給對我國就業水平的動態影響效應。實證結果表明，貨幣供給對就業水平的影響具有一定的滯后性及非線性特征，且其長短期的影響效應大小及方向略有不同；同時，廣義貨幣供應量與現金貨幣供應量對就業的影響均隨著現金貨幣供應量變化而呈現非線性特征。因此，在制定、實施貨幣政策時，應關注長短期經濟政策目標，注重調控現金貨幣供給量的增速及比例，有效發揮貨幣政策對提升我國就業質量的促進作用。

關鍵詞：貨幣供給；貨幣政策；就業；平滑轉換回歸模型；非線性影響

就業是民生之本，同時關乎一個國家或地區的經濟發展與社會穩定。在新時代背景下，隨著科技進步和產業結構的調整，新的就業形態、就業模式、就業格局已逐漸形成。而受新冠肺炎疫情影響，我國宏觀經濟的運行遭受巨大沖擊，同時加大了當前就業壓力。為解決就業問題，我國政府多次推出相關政策文件：2020年5月，李克強總理在政府工作報告中，提出就業優先政策要全面強化、加大宏觀政策實施力度、千方百計穩定和擴大就業。在2025年，《中共中央 國務院關于推動高質量充分就業并實施就業優先戰略的意見》中突出了就業優先戰略的實施重要性，目的是利用多種策略促進高質量充分就業。可見，就業一直是政府、學界及社會所關注的焦點，現階段尤為受到高度重視。

作為宏觀經濟政策工具，貨幣政策雖不及財政政策作用靈活，但會通過不同傳導路徑彌補財政政策的不足。因此，貨幣政策如何有效發揮其比較優勢，積極配合財政政策，有力地促進高質量就業成為現階段管理當局和理論界關注的重要問題。

一、貨幣政策對就業的傳導機制分析

貨幣政策對就業的傳導機制框架可以概括為：通過利用貨幣政策工具，對貨幣中介目標進行調控，進而通過不同的傳導渠道影響最終的宏觀經濟就業指標。在我國，貨幣政策工具主要分為兩大類，它們各自以不同的機制發揮作用，以實現對經濟的調控和影響。首先，通過價格機制發揮作用的貨幣工具，這種工具主要是通過調整中央銀行的基準利率來實現其功能。當中央銀行調整基準利率時，會帶動市場上的利率隨之波動，這種波動又會進一步影響到宏觀經濟和金融市場的各項指標。這類通過利率調整來影響經濟的貨幣工具通常被稱為“價格型”貨幣工具。其次，是以數量機制發揮作用的貨幣工具，它們主要通過中央銀行的資產業務操作來干預全社會的貨幣供應總量。通過控制貨幣供應量，中央銀行能夠對經濟活動產生直接的影響，從而實現貨幣政策的終極目標。這類通過控制貨幣供應量來實現政策目標的貨幣工具則被稱為“數量型”貨幣工具。

貨幣政策對就業市場的影響主要通過利率機制、匯率機制、資產價格機制以及信貸機制實現，這四種機制在作用路徑和效果上存在差異。首先，貨幣政策通過利率機制影響就業的傳導機制通常表現為，在“價格型”貨幣政策工具的調控下，中央銀行會依據經濟狀況調整基準利率，進而改變企業借貸資金的成本和消費者的流動性偏好，這會對實體經濟產生影響，最終作用于整體就業水平。如中央銀行提高存款準備金利率，實施緊縮性的貨幣政策，從而減少了商業銀行可用于貸款和投資的資金量，一定程度上抑制貨幣供應量和信貸擴張，進而導致企業的生產投資受限，企業減少投資，便會對勞動力的需求減弱。第二，貨幣政策通過匯率渠道對就業的影響主要表現在，匯率波動對出口企業競爭力與投資決策造成直接影響，從而間接影響就業水平。如匯率波動性升高時，企業對勞動力的需求因企業推遲投資而降低；而寬松的貨幣政策可能導致本幣貶值，使本國出口企業商品具有價格優勢和競爭力，從而有助于本國出口企業銷量增加，助力企業擴張，進而刺激國內相關產業發展，增加就業機會。第三，貨幣政策通過資產價格渠道對就業的影響，主要體現在財富效應和投資組合平衡效應兩個方面。比如，從財富效應角度，當央行采取寬松的貨幣政策，降低利率時，通常會導致股票、債券和其他資產的價格上漲。資產價格的上漲增加了家庭和企業的財富，提高了他們的消費和投資意愿。消費和投資的增加又會刺激經濟活動，從而可能增加就業機會。第四，貨幣政策通過信貸渠道影響就業的傳導機制的具體表現是，在“數量型”政策工具的調控框架下，中央銀行采取外生性措施對貨幣供應量進行調整，從而調整信貸規模、信貸環境以及信貸方向，用政策手段代替市場機制來發揮資源配置作用，進而影響微觀主體決策，推動經濟總量和經濟結構變化，并最終影響就業總量和質量。基于上述分析，貨幣政策對就業的影響如圖1所示。

綜上所述，貨幣政策對就業的影響并非立竿見影的，而需要通過各種傳導途徑發揮作用，而各種傳導途徑并非孤立存在，很多時候會產生聯動效應。其中利率渠道、匯率渠道和資產價格渠道屬于傳統的利率傳導途徑，而信貸渠道作為一種新興的傳導方式，越來越成為主導的傳導方式對就業發揮明顯作用。此外，貨幣政策的效果還會受到其他經濟因素和政策的制約，因此在分析、制定和實施貨幣政策時還需要綜合考慮多種因素。

二、貨幣政策影響就業的非線性實證檢驗

（一）模型構建與變量選取

本文采用平滑轉換回歸模型（smooth transition regressive，STR）刻畫貨幣供應量與就業的非線性關聯性特征。選取城鎮調查失業率（TUERt）作為被解釋變量，以廣義貨幣供應量期末值（M2t）和流通中現金供應量期末值（M0t）為解釋變量。本文的樣本數據區間是2018年1月-2023年12月的月度數據，所有數據均來源于國家統計局網站。為了消除可能產生異方差的影響，對TUERt、M2t和M0t分別取對數、季節性調整與濾波處理。

（二）模型形式的確定

本文選取解釋變量為lnTUER，lnTUER，lnM0，lnM0，lnM2，lnM2。使用jMulTi軟件對模型進行線性檢驗，并確認轉換變量及轉換函數形式，得到結果如表1所示。

根據表1的檢驗結果可以觀察到，當選擇lnTUER、lnTUER、lnM0作為轉換變量時，所有這些變量在1%的顯著性水平上均顯著拒絕了模型為線性關系的原假設。這一發現支持了貨幣政策與就業之間存在非線性關系的備擇假設。為了更深入地理解這種非線性關系的動態特征，本文進一步選取lnM0變量作為轉換變量，以此來考察在不同的現金貨幣供應量區制下，貨幣政策對就業水平影響的非線性動態特征。

（三）LSTR1模型的實證檢驗

1. 模型的建立

建立以lnM0為轉換變量的LSTR1模型，形式如下：

lnTUER=?′zt+θ′ztG（γ，c，lnM0）+μt，μt～iid（0，σ2）（1）

G（γ，c，lnM0）={1+exp[-γ（lnM0-c）]}-1，γgt;0，（2）

其中，zt=（lnTUER，lnTUER，lnM0，lnM0，lnM2，lnM2）′.

2. 平滑參數和位置參數的初始值

使用二維網格搜索法對LSTR1模型中轉換函數G（γ，c，lnM0）中的平滑速度參數γ和位置參數c的初始值進行估計。LSTR1模型的平滑參數和位置參數分別為5.9660和0.0082，此時回歸方程的殘差平方和達到最小為0.0196，可以對本文所估計的初始值作進一步的優化。

3. LSTR1模型的估計與檢驗

獲得LSTR1模型的初始平滑參數和位置參數估計值后，將這些數值插入方程（1）和（2）。接著，利用Newton-Raphson算法來尋找條件似然函數的最大值，以此來確定模型的所有參數。通過逐步排除統計上不顯著的變量來優化模型，最終得到LSTR1模型的估計結果，詳細信息請參見表2。

在LSTR1模型中，各參數及主要變量的系數均表現出顯著性水平極高，這說明模型在統計學上具有顯著的解釋能力。經過一系列嚴格的統計檢驗，模型在5%的顯著性水平下通過了所有檢驗項目，從而進一步驗證了模型的穩健性。具體而言，檢驗結果指出殘差序列不存在自相關性，亦無異方差性，表明模型對數據的擬合是適宜的。同時，模型未見剩余的非線性問題，從而進一步證實了模型設定的合理性。因此，可以得出結論，LSTR1模型的整體擬合效果較好。

4. 以lnM0為轉換變量的LSTR1模型實證結果解析

根據實證結果，可以將LSTR1模型的具體形式表示如下：

lnTUER=1.08668lnTUER-2.03374lnM2+G（γ，c，lnM0）*（0.00649-0.58328lnTUER-0.54683lnTUER+2.24653lnM0-0.92627lnM0+3.58132，lnM2+3.52226lnM2）（3）

其中，G（γ，c，lnM0）={1+exp[-6.93925（lnM0-0.00807）]}-1.

結合表2和式（3）可以看出，當轉換變量lnM0→-0.0604時，轉換函數G（γ，c，lnM0）→0，此時失業率變量TUER除了受其自身滯后一階的影響外，還受到廣義貨幣供給變量lnM2對其的影響，而前一期的失業率對當期失業率的影響為正，滯后2期的廣義貨幣量對失業率的影響效應為負，這表明失業率具有一定的持續性或慣性，即如果前一時期的失業率較高，那么后續時期，失業率也傾向于保持較高水平。而廣義貨幣供應量對降低失業率的線性影響具有一定的時滯效應，需要一定的時間才能顯現效果。同時，由于轉換函數含有1個位置參數c為0.00807，因此，該模型屬于二區制模型。當現金供應量處于臨界值時（lnM0=0.00807），轉換函數G（γ，c，lnM0）=0.5，γ=6.93925，表明模型的轉換速度較快，此時廣義貨幣供給量（滯后兩期）lnM0增加1%會導致失業率下降0.27261%（-2.03374%+0.5*3.52226%）；當現金供應量擴張時（lnM0gt;0.00807），模型處于高區制，轉換函數G（γ，c，lnM0）→1，此時廣義貨幣供給量（滯后兩期）lnM0增加1%會導致失業率上升1.48852%（-2.03374%+3.52226%）。

除了廣義貨幣供給量（滯后兩期）lnM0對失業率具有動態影響外，隨著現金貨幣供應量的變動，現金貨幣供應量滯后一期lnM0、現金貨幣供應量滯后二期lnM0以及廣義貨幣供應量lnM2對當期失業率的影響均具有非線性特征，隨著轉換變量lnM0從低區制向高區制的轉化，三個變量對失業率的影響效應逐漸增強。其中，現金貨幣供應量滯后一期lnM0對失業率成正向影響，且其影響效應較大；現金貨幣供應量滯后二期lnM0對失業率成負向影響，影響較弱；廣義貨幣供應量lnM2對失業率成正向影響，影響效應最為顯著。

綜合上述分析，可以得出結論，貨幣政策對中國就業水平的傳導影響，主要來自受到現金貨幣供應量及廣義貨幣供應量，其影響效應具有一定的滯后性，且長短期的效應方向相反；此外，其影響效應隨著現金貨幣供應量的變化呈現顯著的非線性特征。

三、結論與建議

通過上述分析認為，從短期來看，貨幣供應量的增加并沒有立即促進就業，反而可能導致了失業率的上升。從長期來看，貨幣供應量的增加在一定程度上會促進就業，但隨著現金貨幣供應量的不斷增加，該促進作用將逐漸減弱，甚至會抑制就業。因此，貨幣政策的評估與制定需要考慮這些動態效應，以及政策實施可能帶來的長期后果。首先，關注滯后效應，制定前瞻性的貨幣政策。政策當局需要預測未來經濟狀況并據此制定相關貨幣政策，這意味著在經濟增長放緩或失業率上升時，需要提前采取行動。其次，區分長短期效應變化，明確貨幣政策目標。在制定政策時，應該區分貨幣政策的短期和長期效應。短期內需要更加關注通貨膨脹和金融穩定，而長期內則應更多關注經濟增長和就業。最后，關注傳導機制，制定靈活的貨幣政策。貨幣政策應該具有靈活性，以便根據經濟狀況的變化進行調整。政策當局需要理解和分析貨幣政策傳導機制，密切監控中間傳導目標及經濟指標，并根據實際情況逐步調整政策工具，避免突然的大幅變動，減少市場的不確定性，并給經濟主體足夠的時間來適應政策變化，確保政策能夠有效地傳遞到實體經濟和就業市場。尤其值得注意的是，適時調控現金貨幣供應量的增量與存量占比，有效發揮貨幣政策對提升我國就業質量的促進作用。

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*基金項目：遼寧省社會科學青年基金項目“普惠信貸對包容性增長的影響研究”（L24CJY014）。

（作者單位：遼寧師范大學。于慧為通信作者）