货币政策拉动就业增长的有效性研究

孙坤鑫

摘   要：本文基于31个省（市、自治区）2010—2019年的面板数据，对数量型货币政策和价格型货币政策的就业拉动效果进行了实证检验，在检验中运用系统GMM模型剔除内生性，运用面板门槛模型验证阶段性。实证分析发现，总体而言，提高实体经济融资总量和降低利率的货币政策均可以拉动总体就业规模的增长，以社会融资规模衡量的数量型货币政策工具对就业的拉动作用存在门槛特征，拉动效应随货币政策规模的扩张而下降，LPR下降对私营主体就业的拉动作用不显著。据此，建议引导社会融资规模合理增加，加快LPR改革进程，制定差异化的货币信贷政策工具。

关键词：货币政策;就业增长;系统GMM;面板门槛模型

中图分类号：F820.1  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2021）07-0035-07

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

一、引言

从“六稳”到“六保”，就业均位居首位。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》进一步提出，要“强化就业优先政策，千方百计稳定和扩大就业，坚持经济发展就业导向，扩大就业容量，提升就业质量，促进充分就业”。可见，稳定和扩大就业是当前阶段各项宏观政策的重要目标之一。具体到货币政策而言，其目标一般包括：经济增长、物价稳定、充分就业和国际收支平衡。尽管我国货币政策的目标是：保持币值稳定并以此促进经济发展，但“保住就业就可以稳住经济基本盘”，因此，促进充分就业是货币政策的应有之义。那么，我國货币政策拉动就业增长的有效性如何？数量型货币政策和价格型货币政策的就业效应有何异质性？二者对私营主体就业是否具有拉动作用？本文力图通过实证分析验证货币政策的稳就业效果，为更好地提高货币政策效能提出政策建议。

二、文献综述

2008年国际金融危机后，许多国家将低而稳定的通货膨胀作为货币政策的重点，甚至出台了一系列非常规货币政策，但其在稳定和促进就业增长方面的效果受到了一些学者的质疑。如Epstein和Yelda（2008）[1]研究认为货币政策通货膨胀目标制（IT）并没有实现价格稳定、就业率提高和持续增长的预期目标;Takhtamanova和Sierminska（2009）[2]利用9个OECD国家1980—2004年的季度数据实证检验低利率的货币政策与就业的相关性，结果表明，货币政策工具（短期利率）与就业之间的相关性很低;Dosi等（2015）[3]研究了应对金融危机和经济衰退的财政货币政策组合，结果表明，稳定经济需要将以就业为目标的货币政策和无约束、反周期的财政政策相结合;Acharya等（2016）[4]分析了欧洲央行推出的直接货币交易计划（OMT）这一非常规货币政策工具的实施效果，发现其并没有为就业或投资等实际经济活动带来积极影响。

在国内，学者基于不同的实证方法对货币政策的就业效果进行了检验，其结论亦呈现出明显的差异性。如曾学文（2007）[5]研究认为，货币政策开发就业潜力的效果还没有得到充分的发挥，主要原因是利率机制发挥作用缺乏微观基础、商业银行贷款决策机制偏好于大机构和大项目、货币政策导向的行业和领域吸纳就业能力较弱等;易定红和白九梅（2009）[6]实证分析利率波动对失业的影响，发现利率波动与失业率负相关，且只有滞后两期的利率波动才会显著地对当期失业产生影响;许先普（2009）[7]认为货币政策对居民就业的影响取决于消费者的相对风险规避程度，只有相对风险规避程度大于1，扩张性的货币政策才利于促进就业增长;王君斌和薛鹤翔（2010）[8]研究发现，扩张性货币供给冲击短期内能够有效促进就业增长，但在长期会形成失业和通货紧缩;郭春良和吕心阳（2016）[9]认为短期经济中存在价格黏性，使得人民银行在执行扩张性货币政策时实际利率处于下降通道，收入效应相对提高，推动市场消费需求增加，刺激企业增加劳动需求以扩大再生产;牟俊霖和王阳（2017）[10]、任桐瑜和李杰（2021）[11]实证发现，由于增加货币供给降低了企业融资的成本和难度，会加速企业采用资本替换劳动的进程，因此，扩张性货币政策会对就业产生不利影响;马孝先和刘清（2019）[12]研究了紧缩性货币政策对就业的影响，认为紧缩性货币政策会对国有部门和民营部门的就业水平产生短暂的拉动作用，但随着政策效果的不断显现，两部门的总体就业水平在长期内最终呈现下降态势。

综上所述，学者们对货币政策就业效应的分析存在三方面问题：一是在实证检验中缺乏对货币政策内生性的考虑;二是仅限于单向的“促进”或“抑制”作用，并未考虑到货币政策对就业影响可能存在的阶段性特征;三是货币政策对私营企业就业拉动作用的实证检验相对欠缺。为此一方面，本文运用系统GMM模型剔除货币政策的内生性，验证数量型和价格型货币政策对总体就业的拉动作用;另一方面，基于面板门槛模型分别检验这种拉动作用的阶段性特征，并在分析总体就业的基础上，考虑了货币政策对私营主体就业的拉动作用效果，是对现有文献的补充。

三、理论分析和模型构建

（一）机制分析

尽管根据货币数量论等观点，在长期，货币量的变化不能引起产出和实际就业量等实际变量的变化，但根据凯恩斯宏观经济理论，短期内的经济下行意味着有效需求不足，此时政府可以实施扩张性货币政策。一方面，通过降低利率等方式改变消费者的流动性偏好而降低其储蓄的兴趣，从而增加消费;另一方面，通过提高资本的边际效率、企业融资的可得性，改善投资者的预期和生产能力，从而增加投资、降低失业率。可见，扩张性货币政策可以在一定程度上对就业水平起到拉动作用，因此，许多经济学家长期以来坚持认为温和的或爬行的通货膨胀对产出和就业将有扩大效应。据此提出本文的第一个假设：

假设1：短期内扩张性货币政策可以通过提高企业融资获得性、降低利率等途径拉动就业。

凯恩斯的宏观经济政策思想认为，宏观经济政策（包括财政政策和货币政策）的制定是“相机抉择”的结果，当总支出不足、失业持续增加时，中央银行要实行扩张性的货币政策，即增加货币供应量，降低利率，从而刺激总需求，以缓解衰退和失业问题。在总支出过多、价格水平持续上涨时，中央银行就要采取紧缩性的货币政策，即削减货币供应量，提高利率，降低总需求水平，以解决通货膨胀问题。尽管货币学派（认为货币政策应遵守单一规则）受到多数国家的追捧，但受金融危机等因素的影响，一些欧美国家货币政策当局在经济下行期亦采用了量化宽松的非常规货币政策来对冲风险。可见，货币政策必然内生于经济波动周期。据此提出本文的第二个假设：

假设2：货币政策内生于经济波动周期，在实证分析中应剔除内生性影响。

根据流动性需求理论，货币政策的效果取决于货币的投机需求和交易需求的斜率，亦即LM曲线斜率。西方经济学者认为，货币的交易需求函数一般比较稳定，因此，LM曲线的斜率主要取决于货币的投机需求函数。在短期，一般情况下，LM曲线斜率为负，此时采取增加货币供给的扩张性货币政策可以降低利率水平，增加总产出，拉动就业增长。然而，当货币供给不断提高，LM曲线斜率不断下降，最终会出现水平区域，这时货币政策无效（增加货币供给，既不能使利率增大，也不能使总产出增加），出现了“流动性陷阱”。可见，扩张性货币政策对总产出和就业的拉动作用存在阶段性，超出一定水平的扩张性货币政策会降低其对就业的拉动效应。据此提出本文的第三个假设：

假设3：货币政策对就业的拉动作用存在“边际效用递减”的阶段性特征，該作用随货币政策规模的扩张而下降。

具体到私营主体而言，由于其核心目标是追求利润最大化，同时受到强力的外部市场竞争压力和内部激励约束，因此，相对而言，私营主体对市场波动反应更为敏感，经营发展更为活跃，流动性融资、扩大生产和就业规模的需求更为迫切，货币政策对私营主体就业的影响也必然与总体就业存在异质性。而民营经济贡献了我国经济50%以上的税收、60%以上的GDP、70%以上的技术创新成果、80%以上的城镇劳动就业和90%以上的企业数量，金融支持民营小微企业亦成为近年来主要的信贷政策导向之一，因此，有必要单独分析货币政策对私营主体就业的影响。

（二）模型建立

首先，在不考虑货币政策的内生性及其对就业拉动的阶段性特征影响的情况下，本文构建的基础模型为：

[lnYit=α0+α1lnXit+α2lnZit+εit]

其中，被解释变量Y分别为总体就业规模和私营主体就业规模，用城镇总体单位就业人数表示整体就业规模，用城镇私营主体（包括企业和个体）就业人数表示私营主体就业规模;核心解释变量X包括数量型货币政策和价格型货币政策，前者用剔除政府债券融资后的社会融资规模表征，后者用贷款市场报价利率（LPR）或者上海银行间同业拆借利率（SHIBOR）表征;Z为控制变量，包括工资（wage）、人口（people）、经济发展水平（gdp）、消费（consume）和投资（invest），当被解释变量为私营主体就业时，Z中加入衡量市场经济活跃度的重要控制变量（private），用私营企业户数占全国的比重表征。

其次，为了验证假设2，处理基础模型中可能存在的内生性问题，本文进一步使用系统广义矩估计（系统GMM）方法进行实证分析，将就业的滞后期引入模型，将货币政策分别作为内生解释变量进行系统GMM估计。模型设定如下：

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

最后，考虑到货币政策对就业拉动效果可能存在阶段性特征，本文进一步对模型进行门槛效应检验。模型进一步设定为：

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

如果货币政策存在显著的门槛特征，则面板门槛模型会检验得到门槛值（可以为多个门槛值，此处以1个X1示例），上式中，D为根据门槛值设定的哑变量，当X

本文实证分析的样本为我国大陆31个省（市、自治区）2010—2019年的面板数据，基础数据来源于国家统计局和中国人民银行网站。在对社会融资规模和LPR进行分析时，受制于数据可得性，时间跨度缩短为2013—2019年。此外，为降低模型的异方差性，使模型结果更加稳健，在实证回归时对所有绝对值变量取其对数形式。各指标的描述性统计如表1所示。

四、实证分析

（一）基础回归

在不考虑货币政策的内生性及其对就业拉动的阶段性影响的情况下，初步使用面板固定效应模型，实证检验社会融资规模、利率水平对总体就业规模和私营主体就业规模的拉动作用，实证结果如表2所示。根据表2可以初步分析得出以下结论：

1. 提高实体经济融资总量和降低利率的货币政策均可以拉动总体就业规模的增长，假设1得以初步验证。根据回归结果（1）、（3）、（4）可知，社会融资规模（lnafre）回归系数显著为正，LPR和SHIBOR指标回归系数显著为负，表明增加社会融资规模、降低利率水平可以显著拉动就业增长。

2. 只有提高实体经济融资总量和降低SHIBOR利率的货币政策才可以拉动私营主体就业规模的增长。根据回归结果（2）、（5）、（6）可知，除了LPR指标系数不显著之外，社会融资规模（lnafre）和SHIBOR利率的回归系数显著且影响方向与总体就业水平一致。LPR不显著的原因可能在于，相对于其他经营单位而言，私营主体对市场波动更为敏感，而LPR在改革之前波动较为平缓，相对于SHIBOR而言，无法及时反映市场情况，从而未影响私营主体的经营决策。

3. 其他控制变量的启示。一是工资水平（lnwage）和人口规模（lnpeople）与就业水平显著正相关，表明工资水平越高对劳动人口就业的吸引力越高，而人口规模则是就业水平的基础;二是经济增速（gdp）与就业规模的影响系数不显著，可能原因在于固定效应模型未考虑货币政策内生性，影响了结果的稳健性;三是消费（consume）只对私营主体的就业产生拉动效应，原因或在于本文的私营主体包括私营企业和个体经营者，二者对消费需求更加敏感;四是投资（invest）只通过利率水平对就业规模产生显著拉动作用，原因在于企业投资规模直接受其融资成本制约，而投资扩大可直接引起企业用工需求的提高，与宏观经济理论相一致;五是以私营企业户数占比衡量的市场经济活跃度（private）与私营主体就业水平显著正相关，市场经济发达的地区可以对私营主体形成吸引和聚集效应，进而拉动私营主体就业水平。

（二）系统GMM回归

为了处理基础回归结果中可能存在的内生性问题，进一步从动态视角进行估计检验，将就业的滞后期引入模型，将各货币政策分别作为内生解释变量进行系统GMM估计，实证结果如表3所示。根据表3分析可知：

1. 货币政策对就业的拉动效应具有显著的内生性，假设2得以验证。回归结果中，一是被解释变量的滞后期与被解释变量显著正相关，表明货币政策内生性导致就业变量存在惯性;二是回归结果中AR（1）检验统计量的p值均小于0.1，同时AR（2）检验统计量的p值均大于0.1，表明扰动项[εit]不存在自相关问题;三是回归结果中Hansen检验统计量的p值均接近于1，因此，模型不存在过度识别问题。以上均符合系统GMM的基本假设，表明模型进行系统GMM估计是合理的。

2. 提高实体经济融资总量和降低利率的货币政策均可以拉动总体就业规模的增长，假设1的结论是稳健的。进一步地，在其他指标不变的情况下，总体而言，社会融资规模每增加1个百分点可以拉动就业增长约0.06个百分点，LPR每下降一个百分点可以拉动就业增长约0.001个百分点，SHIBOR每下降一个百分点可以拉动就业增长约0.08个百分点。可见，相对于增加融资规模的数量型货币政策工具而言，降低实体经济融资成本的价格型货币政策工具拉动就业增长的效果更好，且波动更为频繁、更能反映市场变化和经济运行情况的SHIBOR利率对就业的拉动作用相对更强。

3. LPR对私营主体就业的拉动作用不显著，该结果是稳健的。回归结果（11）中，LPR对私营主体就业规模的影响系数不显著，这与回归结果（5）一致，进一步表明LPR在样本时期内（2013—2019年）无法深刻影响私营主体的用工决策;回归结果（9）中，LPR对总体就业规模的影响系数绝对值较回归结果（3）进一步下降，表明剔除内生性影响后，LPR对总体就业规模的拉动效应有所下降。

4. 其他控制变量的结果。一方面，经济增速指标（gdp）系数显著为正，进一步验证了基础结果存在的内生性，即货币政策工具内生于经济周期波动和发展水平，剔除内生性后，经济增长显著拉动就业增长，这是不言自明的;另一方面，诸如工资水平（lnwage）、人口规模（lnpeople）、消费（consume）、投资（invest）、市场活跃程度（private）等变量对就业的拉动作用与基础回归结论一致，这进一步验证了系统GMM估计方法实证结果的稳健性。

（三）面板门槛回归

为了验证货币政策对就业可能存在的阶段性影响，本文进一步对模型进行面板门槛效应检验。检验结果表明，以LPR、SHIBOR衡量的价格型货币政策对就业不存在门槛特征（限于篇幅具体结果不再列示），其原因在于，我国利率水平近年来保持在相对稳定的区间，不存在进入流动性陷阱区域的样本。而以社会融资规模衡量的数量型货币政策对就业的拉动效应存在显著的单一门槛特征，检验结果如表4和图1所示。

结合表4和图1分析可知，社会融资规模对总体就业和私营主体就业均存在显著的单一门槛效应。其对总体就业的门槛值为lnafre=8.280，对应的社会融资规模为3944.194亿元;对私营主体就业的门槛值为lnafre=8.366，对应的社会融资规模为4298.408亿元。进一步地，根据门槛值设定哑变量，即，当lnafre<8.280时，D1=0;lnafre≥8.280时，D1=1。当lnafre<8.366时，D2=0;lnafre≥8.366时，D2=1。将D1、D2分别引入（7）、（8）两个系统GMM模型进行实证分析，结果如表5所示。根据表5分析可知：

1. 以社会融资规模衡量的数量型货币政策工具对就业的拉动作用存在阶段性特征，且该效应随货币政策扩张规模的提升而下降，假设3得以验证。以总体就业作为被解释变量来看，当社会融资规模低于一定水平时（约3950亿元），其每增加1个百分点，总体就业规模提高0.038个百分点;当其超过3950亿元这一水平时，其对总体就业产生的提振作用会有所下降，影响弹性下降0.015，此时，社会融资规模每增加1个百分点，总体就业规模仅提高0.023个百分点（具体如图2所示）。

2. 社会融资规模对私营主体就业的拉动作用相对较高。以私营主体就业作为被解释变量来看，当社会融资规模低于一定水平时（约4300亿元），其每增加1个百分点，私营主体就业规模提高0.039个百分点;当社会融资规模超过4300亿元这一水平时，其对私营主体就业产生的提振作用会有所下降，影響弹性下降0.008，此时，社会融资规模每增加1个百分点，私营主体就业规模提高0.031个百分点（具体如图2所示）。进一步地，无论在哪一阶段，社会融资规模影响私营主体就业的弹性系数高于其对总体就业的弹性系数。其原因在于，相对而言，私营主体发展较为活跃，流动性融资需求更为迫切，获得融资存在明显的规模效应，可以更高效地利用融资，进而扩大生产规模，提高用工水平。

3.实证结果是稳健的。回归结果中AR（1）、AR（2）、Hansen检验统计量的p值均符合系统GMM模型的基本假设，进一步验证了系统GMM估计结果是稳健的。

五、结论和政策建议

本文基于我国大陆31个省（市、自治区）2010—2019年的面板数据，对数量型货币政策和价格型货币政策拉动就业增长的有效性进行了实证检验。在实证检验中运用系统GMM模型剔除货币政策的内生性，基于面板门槛模型检验货币政策对就业拉动作用的阶段性特征，并在分析总体就业的基础上，考虑了货币政策对私营主体就业的拉动作用效果。主要得出以下几点结论：

第一，总体而言，提高实体经济融资总量和降低利率的货币政策均可以拉动总体就业规模的增长，且其对就业的拉动效应内生于经济周期波动和发展水平。相对于增加融资规模的数量型货币政策工具而言，降低实体经济融资成本的价格型货币政策工具拉动总体就业增长的效果更好，且更能反映市场变化和经济运行情况的SHIBOR利率对总体就业的拉动作用相对更强。

第二，以社会融资规模衡量的数量型货币政策工具对就业的拉动作用存在门槛特征，且该效应随货币政策扩张规模的提升而下降。社会融资规模影响总体就业的门槛值约为3950亿元，影响私营主体就业的门槛值约为4300亿元。

第三，具体到私营主体而言，社会融资规模对私营主体就业的拉动效率相对更高;LPR因其无法深刻影响私营主体的用工决策，对私营主体就业的拉动作用不显著;以私营企业户数占比衡量的市场经济活跃度（private）与私营主体就业水平显著正相关。

根据以上结论，提出政策建议为：一是加强流动性管理，引导社会融资规模合理增长，不搞大水漫灌，提高实体经济融资获得效率，增强社会融资规模对就业的拉动作用;二是完善价格型货币政策传导机制，合理运用再贷款再贴现等政策，促进SHIBOR等市场利率平稳运行，加快LPR改革进程，进一步降低实体经济融资成本，拉动就业增长;三是进一步优化金融资源配置，在保持社会融资增量合理的同时，进一步实现存量重组、增量优化，通过制定差异化的货币信贷政策工具等途径，提高金融支持民营企业融资力度，拉动私营主体就业水平有效增长。

参考文献：

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