陳丹霞

(深圳市寶安區(qū)投資管理集團(tuán) 深圳園藝園實業(yè)有限公司，廣東 深圳 518101)

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大的變化，國內(nèi)生產(chǎn)總值由1990年的18 667.8億元增加到2017年的827 122億元。就外貿(mào)而言，我國出口總額1990年為1 154.4億美元，2017年達(dá)到41 045.04億美元。就金融發(fā)展而言，我國建立了以各類商業(yè)銀行、證券公司和保險公司為主體的較健全和完善的金融組織體系。雖然金融業(yè)獲得了較快發(fā)展，然而我國就業(yè)總量壓力依然很大，就業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾仍然十分突出。作為一國經(jīng)濟(jì)中重要的組成部分，金融與經(jīng)濟(jì)開放對推動優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)具有重要作用。基于此，本文利用VAR模型，實證分析經(jīng)濟(jì)開放和金融發(fā)展對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，以期為優(yōu)化我國就業(yè)結(jié)構(gòu)提供借鑒和參考。

一、文獻(xiàn)回顧

(一)金融發(fā)展與就業(yè)的關(guān)系

關(guān)于金融發(fā)展與就業(yè)的研究，國外多是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角進(jìn)行分析。如Kletzer和Bardhan(2005)[1]認(rèn)為信貸放松有利于提高金融市場效率，進(jìn)而促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，帶動就業(yè)。國內(nèi)學(xué)者林春(2017)[2]認(rèn)為金融發(fā)展對就業(yè)的影響因地區(qū)的發(fā)達(dá)程度不同而表現(xiàn)出較大的差異性。高子涵(2017)[3]認(rèn)為金融可以通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)促進(jìn)就業(yè)增長,金融發(fā)展與就業(yè)增長之間存在正向關(guān)系。晉盛武等(2017)[4]基于2004～2015年我國31個省市的面板數(shù)據(jù),應(yīng)用空間計量模型研究了我國金融產(chǎn)業(yè)的就業(yè)效應(yīng)。研究結(jié)果表明,金融集聚、金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率對金融業(yè)就業(yè)增長有顯著的正效應(yīng),且金融集聚與金融發(fā)展規(guī)模和效率之間的交互作用能促進(jìn)金融業(yè)就業(yè)的增長,但金融集聚與金融發(fā)展規(guī)模之間的交互作用要強(qiáng)于與金融發(fā)展效率之間的作用。

(二)經(jīng)濟(jì)開放與就業(yè)的關(guān)系

關(guān)于經(jīng)濟(jì)開放和就業(yè)的關(guān)系，國外學(xué)者大多從資源要素稟賦的角度進(jìn)行闡述。JRFaria(2005)[5]利用美國和英國的數(shù)據(jù)檢驗了引入開放經(jīng)濟(jì)特征對均衡就業(yè)決定因素的影響，結(jié)果顯示，實際匯率、實際利率和實際工資對美國的影響很大。國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了眾多研究。張馳等(2018)[6]構(gòu)建面板向量自回歸模型考察了資本賬戶開放對就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的影響，得出隨著資本賬戶開放程度的提升,其對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的促進(jìn)作用由正轉(zhuǎn)負(fù)的結(jié)論。劉望(2017)[7]采用我國2001～2015年的省級面板數(shù)據(jù)考察經(jīng)濟(jì)開放對中國就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，結(jié)果表明，樣本期內(nèi),經(jīng)濟(jì)開放使得農(nóng)業(yè)就業(yè)比重持續(xù)下降，工業(yè)就業(yè)比重呈倒駝峰型變動，服務(wù)業(yè)就業(yè)比重持續(xù)上升。

通過對已有文獻(xiàn)的回顧，我們發(fā)現(xiàn)，無論是經(jīng)濟(jì)開放還是金融發(fā)展，對于不同的考察期、不同的考察對象，研究結(jié)果都存在很大的差異。本文考慮到非平穩(wěn)序列可能導(dǎo)致偽回歸，因此進(jìn)行了面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上通過格蘭杰因果檢驗分析了它們之間的因果關(guān)系，最后在回歸的基礎(chǔ)上對此進(jìn)行了方差分解，以驗證經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展和我國就業(yè)結(jié)構(gòu)三者之間的關(guān)系，為優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、增加就業(yè)提供相關(guān)政策建議。

二、變量定義及數(shù)據(jù)選取

(一)變量定義

就業(yè)結(jié)構(gòu)(ES)。一般指勞動力在國民經(jīng)濟(jì)各部門的分布情況。本文就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)為二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比。經(jīng)濟(jì)開放程度(OPEN)。本文采用進(jìn)口總額占出口總額的比重衡量經(jīng)濟(jì)開放程度。當(dāng)比值大于1，表示進(jìn)口大于出口，我國處于貿(mào)易逆差，反之則表明我國處于貿(mào)易順差。金融發(fā)展規(guī)模(FC)。以往的文獻(xiàn)中[8]，金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)的選取存在較大的差異，考慮到我國直接融資較少，而企業(yè)主要把向金融機(jī)構(gòu)的借款作為獲取資金的重要途徑，故采用金融機(jī)構(gòu)貸款占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來衡量。金融發(fā)展效率(FE)?；趪薪?jīng)濟(jì)在整體經(jīng)濟(jì)中的地位，可以用銀行存款與銀行貸款的比值來衡量金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)數(shù)據(jù)選取

本文選取的考察期為1991～2017年。國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP),金融機(jī)構(gòu)存貸款余額,進(jìn)出口貿(mào)易總額,二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)均來自國家統(tǒng)計年鑒。經(jīng)濟(jì)開放程度、金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)、金融效率指標(biāo)和就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)都是根據(jù)以上數(shù)據(jù)并按照有關(guān)公式計算得來的。

圖1為考期內(nèi)我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例。數(shù)據(jù)顯示，1991年以來，我國第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例持續(xù)下降，而第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例則逐步上升。我國第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例從1991年的59.7%持續(xù)下降到2017年的26.5%，第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例緩慢上升，并且1994年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例(23%)超過第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例(22.7%)，而2017年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例(44.9%)超過第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例(17.9%)。圖2為第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重。數(shù)據(jù)顯示，從1991～2017年第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重緩慢上升。綜合來看，我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的變化符合配第—克拉克規(guī)律。

圖1 我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例(1991～2017年)

圖2 第二、三產(chǎn)就業(yè)從業(yè)人員占三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重(1991～2017年)

注：貸款/GDP的數(shù)值為右邊的數(shù)值.圖3 中國金融發(fā)展程度與中國經(jīng)濟(jì)開放程度(1994～2017年)

圖3為1994～1997年中國金融發(fā)展程度與中國經(jīng)濟(jì)開放程度，從圖中可以看出，進(jìn)口貿(mào)易總額與出口貿(mào)易總額之比1996年呈下滑態(tài)勢，表明我國出口比重逐漸增強(qiáng)，進(jìn)口比重逐漸下降，但進(jìn)出口比始終維持在0.4～0.5，表明我國仍然是出口大國。我國金融效率自1994年開始變化，在2012年達(dá)到頂峰后緩慢下降。金融發(fā)展規(guī)模，即貸款與GDP的比值，總體緩慢波動上升，在2002年、2006年和2011年達(dá)到階段性高點。

三、實證分析

利用VAR模型分析之前，首先要對變量進(jìn)行單位根檢驗，如果各變量均是單整的，我們將對其進(jìn)行協(xié)整檢驗，以確定經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展與我國就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。

(一)變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用Dickey-fuller方法來檢驗變量的平穩(wěn)性(見表2)。結(jié)果顯示，各變量沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而對各變量進(jìn)行二階差分后，均在1%顯著水平下拒絕原假設(shè)，即變量為二階單整Ⅰ(2)。

表2 變量ADF平穩(wěn)性檢驗

注：D2()為變量的二階差分；檢驗形式中的C、T、K分別檢驗方程的常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)，NC、NT表示無常數(shù)項和趨勢項.

(二)Johansen協(xié)整檢驗

ADF檢驗結(jié)果顯示ES、OPEN、FC、FE為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但是其滿足二階單整條件。也就是說它們的線性組合可能是平穩(wěn)序列，可能存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此應(yīng)對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。Johansen檢驗法是在VAR模型下利用極大似然估計檢驗變量之間協(xié)整關(guān)系,檢驗之前需要首先確定VAR模型的最優(yōu)滯后期,在無約束VAR(P)模型條件下，根據(jù)最佳滯后期準(zhǔn)則(LR、AIC、SC)可以通過LR、FPE來確定最優(yōu)自回歸階數(shù)。選擇結(jié)果如下：

表3 VAR模型滯后長度準(zhǔn)則

注：*表示該準(zhǔn)則下選擇的最佳滯后期.

表3的結(jié)果顯示，LR、AIC、SC三個滯后期準(zhǔn)則均判定階評價統(tǒng)計量顯示滯后階數(shù)為4時的VAR模型較為合理，即建立VAR(4)模型。根據(jù)AR根圖(見圖4)顯示，所有特征根均在單位圓里面，表明VAR模型是穩(wěn)定的。

圖4 VAR模型平穩(wěn)性檢驗圖形

HypothesizedNo. of CE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05Critical ValueProb.??None ?0.85941.04427.5840.0005At most 10.43812.09921.1320.538At most 20.3418.74714.2650.308At most 3 ?0.2305.5023.8410.019

注:*和**分別表示在10%和5%的統(tǒng)計水平上拒絕假設(shè).

然后進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗。表4顯示在滯后期為3的時候，模型在10%的水平上拒絕了“協(xié)整個數(shù)為0”的原假設(shè)，即在滯后期為3的時候通過了跡檢驗；表4顯示在滯后期為3的時候，模型在10%的水平上拒絕了“協(xié)整個數(shù)為0”的原假設(shè)，即在滯后期為3的時候，通過了最大特征值檢驗，因此，最終確定Johansen協(xié)整檢驗的滯后期為3。

表5 Johansen協(xié)整檢驗(最大特征值統(tǒng)計量)

注:*和**分別表示在10%和5%的統(tǒng)計水平上拒絕假設(shè).

表5的分析結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，兩種檢驗均拒絕了原假設(shè)，表明4個變量之間存在協(xié)整關(guān)系?？梢酝ㄟ^標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)提取的協(xié)整方程為：

Log(ES)=0.8413+0.4385Log(OPEN)+0.2952Log(FC)+0.7433Log(FE)

均衡方程表明，長期內(nèi)經(jīng)濟(jì)開放程度、金融結(jié)構(gòu)、金融效率與二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)水平正相關(guān)。

(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了避免偽回歸問題，本文利用Granger因果檢驗方法對就業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)開放程度、金融發(fā)展規(guī)模、金融效率之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(見表6)。結(jié)果顯示，ES是OPEN、FE的Granger原因，OPEN、FE是FC的Granger原因，即就業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)開放和金融效率產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)開放、金融效率對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生影響。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

(四)脈沖響應(yīng)分析

本文采用Cholesky分解法，通過誤差項正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展規(guī)模、金融效率與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的動態(tài)關(guān)系。

圖5為金融效率受就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的脈沖響應(yīng)曲線。從縱軸看，就業(yè)結(jié)構(gòu)對金融效率的沖擊一直在零軸以下，因此就業(yè)結(jié)構(gòu)對金融效率一直產(chǎn)生負(fù)的沖擊。圖6為經(jīng)濟(jì)開放受就業(yè)結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)曲線，從縱軸看，就業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)開放的沖擊前4期在零軸以下，第5期之后在零軸以上，因此，就業(yè)結(jié)構(gòu)在前4期對經(jīng)濟(jì)開放產(chǎn)生負(fù)的沖擊，在第5期產(chǎn)生正的沖擊。圖7為金融發(fā)展規(guī)模受經(jīng)濟(jì)開放程度和金融效率影響的脈沖響應(yīng)圖，金融效率對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生正的沖擊，到第8期趨于穩(wěn)定并接近于0；經(jīng)濟(jì)開放程度對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生負(fù)的沖擊，在第8期有微弱的正的沖擊并趨于穩(wěn)定。

圖5 FE受ES沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖6 OPEN受ES沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖7 FC受OPEN和FE的脈沖響應(yīng)圖

(五)方差分解

為了分析每個擾動項因素影響VAR模型內(nèi)各變量的相對程度，本文通過方差分解方法分析經(jīng)濟(jì)開放程度、金融發(fā)展規(guī)模、金融效率與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相互作用。從表7可以看出，金融效率受自身波動的影響是逐漸減弱的，從第1期的56.83%到第7期的16.58%，然后又有略微的增強(qiáng)。金融效率受就業(yè)結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展規(guī)模的影響都是先增強(qiáng)后減弱，分別在第7期和第3期達(dá)到最大的49.32%和43.46%。而受經(jīng)濟(jì)開放程度的影響是減小的，從第1期的13.29%減弱到5.88%。

表7 金融效率方差分解表

Cholesky分解順序:log(ES)log(OPEN)log(FC)log(FE).

從表8經(jīng)濟(jì)開放的方差分解表可以看出，經(jīng)濟(jì)開放程度受自身波動的影響是逐漸減弱的，從第1期的98.77%減弱到第10期的24.66%，受就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是在波動中減弱，受金融發(fā)展規(guī)模的影響是先增強(qiáng)后再減弱然后趨于穩(wěn)定，而受金融效率的影響是增強(qiáng)的，然后趨于穩(wěn)定。

表8 經(jīng)濟(jì)開放方差分解表

Cholesky分解順序:log(ES)log(OPEN)log(FC)log(FE).

從表9可以看出金融發(fā)展規(guī)模受自身的影響在逐漸減弱，但是一直發(fā)揮著主要作用，而就業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)開放程度、金融效率的影響在逐漸增大并趨于穩(wěn)定，但經(jīng)濟(jì)開放的影響程度始終未超過10%。

表9 金融發(fā)展規(guī)模方差分解表

Cholesky分解順序:log(ES)log(OPEN)log(FC)log(FE).

從表10就業(yè)結(jié)構(gòu)的方差分解表可以看出,就業(yè)結(jié)構(gòu)從第2期逐漸減弱，在第10期未低于80%。而經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展規(guī)模與金融效率的影響是逐漸增大的，但是作用并不明顯，經(jīng)濟(jì)開放程度的影響相對較小，也僅有1.07%，金融發(fā)展規(guī)模和金融效率的影響也僅有6.76%和11.04%。

表10 就業(yè)結(jié)構(gòu)方差分解表

Cholesky分解順序:log(ES)log(OPEN)log(FC)log(FE).

四、結(jié)論和啟示

本文基于我國1990～2017年的數(shù)據(jù)，利用VAR模型實證分析了經(jīng)濟(jì)開發(fā)程度和金融發(fā)展規(guī)模對我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：(1)從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展規(guī)模、金融效率和就業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在一種長期穩(wěn)定關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)開放程度、金融結(jié)構(gòu)、金融效率與二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)水平正相關(guān)，實證結(jié)果符合實際情況。(2)從Granger因果檢驗結(jié)果看，就業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)開放和金融效率產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)開放、金融效率對金融發(fā)展產(chǎn)生影響。(3)從脈沖響應(yīng)分析結(jié)果看，短期內(nèi)就業(yè)結(jié)構(gòu)先對經(jīng)濟(jì)開放產(chǎn)生負(fù)向沖擊，長期內(nèi)產(chǎn)生正向沖擊；就業(yè)結(jié)構(gòu)對金融效率無論是短期還是長期，一直產(chǎn)生負(fù)向沖擊；金融效率對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生正向沖擊，在長期內(nèi)趨于穩(wěn)定；經(jīng)濟(jì)開放程度在短期內(nèi)對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生負(fù)向沖擊，長期內(nèi)有微弱的正向沖擊并趨于穩(wěn)定。(4)從方差分解結(jié)果看，金融效率對就業(yè)結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生較大的影響，對經(jīng)濟(jì)開放影響不大。經(jīng)濟(jì)開放會對金融發(fā)展規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較大影響，且影響為先增后減。

基于上述結(jié)論，我們也得到相關(guān)的啟示：(1)在今后的對外貿(mào)易中，我國應(yīng)更加注重進(jìn)出口商品的技術(shù)含量，加快服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，這有助于解決我國就業(yè)問題，從而達(dá)到優(yōu)化我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的目的。(2)金融體系運行與國民經(jīng)濟(jì)總量均衡有密切聯(lián)系,應(yīng)健全多層次的資本市場,引導(dǎo)民間金融發(fā)展，深化利率改革，為我國就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供良好環(huán)境。(3)發(fā)展非公經(jīng)濟(jì)是解決我國就業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾的有效途徑，應(yīng)該大力促進(jìn)中小企業(yè)的發(fā)展，完善金融支持創(chuàng)業(yè)政策，形成促進(jìn)就業(yè)的金融支撐體系。

責(zé)任編校：田 旭，馬軍英