協(xié)整方程CE與誤差修正模型VE（Word）

1、人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證研究巴曙松，王群2009-09-29摘要：本文試從理論上給出實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的三種傳導(dǎo)途徑，并從有效匯率的角度出發(fā)，通過協(xié)整模型、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)方法對(duì)實(shí)際有效匯率對(duì)我國產(chǎn)業(yè)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率的升值提升了我國第三產(chǎn)業(yè)的比重并增加了該產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，同時(shí)相應(yīng)地對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)造成了負(fù)面影響?？傮w上來看，人民幣有效匯率的上升將有助于長期改善我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但短期會(huì)造成一定的就業(yè)壓力。關(guān)鍵詞：實(shí)際匯率，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，就業(yè)結(jié)構(gòu)，傳導(dǎo)途徑2008年以來，伴隨著次級(jí)抵押貸款

2、危機(jī)下全球金融市場的動(dòng)蕩，我國經(jīng)濟(jì)不僅面臨著惡劣的國際環(huán)境、國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的周期性回落，同時(shí)還面臨著以產(chǎn)業(yè)重組、產(chǎn)業(yè)升級(jí)和放松管制為重點(diǎn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。隨著近年來我國對(duì)外貿(mào)易依存度的不斷上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)力則不可忽略地受到對(duì)外貿(mào)易部門發(fā)展的影響。實(shí)際匯率作為一種非貿(mào)易品和貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格，則是影響外貿(mào)企業(yè)的重要因素之一，從而影響了不同產(chǎn)業(yè)之間的資源配置，進(jìn)而對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整產(chǎn)生影響。因此，在開放型經(jīng)濟(jì)條件下，實(shí)際匯率成為考察國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要影響因素之一。而對(duì)該影響作用的分析和研究，不僅有助于加深對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的宏觀把握，而且將對(duì)匯率政策的制定起到一定的指導(dǎo)作用。另外，在2005

3、年7月21日我國實(shí)行了匯率制度改革以后，如何通過人民幣有效匯率這一衡量人民幣整體水平的匯率指標(biāo)來把握匯率政策，也引起了學(xué)者的普遍關(guān)注和研究，本文正是依據(jù)人民幣實(shí)際有效匯率的數(shù)據(jù)，分析人民幣的升值對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的影響。一、研究背景不2 / 18論是關(guān)于匯率對(duì)一國就業(yè)影響的研究，還是其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究，都是近幾年才被國內(nèi)外學(xué)者廣泛關(guān)注的。其中對(duì)就業(yè)影響的研究較多，但得到的結(jié)果卻不盡相同：Frenkel（2004）運(yùn)用線性回歸模型研究了實(shí)際匯率對(duì)阿根廷、巴西、智利和墨西哥4國的影響，得出實(shí)際匯率的變動(dòng)對(duì)就業(yè)有顯著影響，且實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)失業(yè)率變動(dòng)影響有滯后效應(yīng)等結(jié)論。Burgess和

4、Knetter（1998）利用非線性最小二乘估計(jì)方法，根據(jù)G-7國家的數(shù)據(jù)，分析了匯率波動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響，結(jié)果顯示不同國家的反應(yīng)程度并不相同。K1ein、Schuh和Triest（2000）通過對(duì)美國制造業(yè)數(shù)據(jù)的OIS估計(jì)也發(fā)現(xiàn)升值會(huì)顯著地減少就業(yè)崗位，但崗位流動(dòng)對(duì)升貶值的反應(yīng)卻不明顯。Lebow（1993）指出應(yīng)該將非貿(mào)易部門納入實(shí)際有效匯率動(dòng)態(tài)影響分析。在國內(nèi)的相關(guān)研究中，萬解秋和徐濤（2004）、范言慧和宋旺（2005）等都分析了實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易部門就業(yè)的影響，得到了大體一致的結(jié)論：人民幣貶值會(huì)增加就業(yè)。丁劍平和鄂永?。?005）考慮了非貿(mào)易部門，利用VAR模型得出實(shí)際匯率貶值會(huì)增加貿(mào)易

5、部門就業(yè)，但是對(duì)非貿(mào)易部門就業(yè)影響不明顯的結(jié)論。然而國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者在分析匯率對(duì)我國就業(yè)影響時(shí)，忽略了很重要的一點(diǎn)，即沒有考慮我國農(nóng)村大量剩余勞動(dòng)力，而這部分勞動(dòng)力在匯率影響下的轉(zhuǎn)移將在很大程度上影響我國的就業(yè)情況。關(guān)于匯率對(duì)一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面的研究卻相對(duì)較少。孫詠梅和祝金甫（2005）定性地分析了匯率低估對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不利影響，他們認(rèn)為匯率的低估將導(dǎo)致資源配置嚴(yán)重失調(diào)，不利于擴(kuò)大內(nèi)需從而產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)自身的經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)力，影響國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，并且指出在匯率低估下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不能完全解決就業(yè)難題。張斌和何帆（2006）建立了一個(gè)貿(mào)易、非貿(mào)易兩部門模型，理論上證明在保持實(shí)際匯率不變與國內(nèi)物價(jià)水平穩(wěn)

6、定的貨幣政策組合下，貿(mào)易部門相對(duì)于非貿(mào)易部門更快的全要素生產(chǎn)率進(jìn)步會(huì)造成工業(yè)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲并阻礙農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。然而他們并沒有給出匯率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的傳導(dǎo)過程，也沒有對(duì)我國的實(shí)際情況做出實(shí)證分析。正是針對(duì)國內(nèi)研究中缺乏實(shí)證分析、結(jié)論不一致、以及在考慮就業(yè)問題時(shí)忽略了農(nóng)村大量剩余勞動(dòng)力的這些問題，本文將改變對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析時(shí)的常見產(chǎn)業(yè)劃分，并嘗試通過實(shí)際有效匯率的數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，從實(shí)證的角度分析實(shí)際有效匯率對(duì)我國產(chǎn)業(yè)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。二、理論背景根據(jù)傳統(tǒng)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的定義，實(shí)際匯率是兩國價(jià)格水平調(diào)整后的雙邊匯率，公式為sS×P*P，其中，s表示實(shí)際匯率，S表示名義匯率（間接

7、標(biāo)價(jià)法下），P*表示國內(nèi)價(jià)格水平，P表示國外價(jià)格水平?？紤]一個(gè)兩部門經(jīng)濟(jì)，即把一國經(jīng)濟(jì)按照貿(mào)易和非貿(mào)易部門分類，則實(shí)際匯率可以定義為實(shí)際匯率非貿(mào)易品價(jià)格貿(mào)易品價(jià)格。若假定貿(mào)易品的一價(jià)定律成立，則貿(mào)易品的價(jià)格水平實(shí)質(zhì)上代表的是國外價(jià)格水平，而非貿(mào)易品的價(jià)格水平可以看作國內(nèi)價(jià)格水平，則上述定義就與將實(shí)際匯率定義為國內(nèi)價(jià)格與國外價(jià)格水平之比一致。本文將全部取間接標(biāo)價(jià)法，則實(shí)際匯率上升表示本幣升值，下降表示本幣貶值。我們考慮實(shí)際匯率的變動(dòng)可能引致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的路徑有以下三條：第一，價(jià)格信號(hào)的傳遞。實(shí)際匯率作為非貿(mào)易品和貿(mào)易品之間的相對(duì)價(jià)格，其變動(dòng)將通過價(jià)格信號(hào)的傳遞，使資源在兩個(gè)部門之間重新配置。然而

8、非貿(mào)易品的價(jià)格上升，經(jīng)濟(jì)資源將更多地被非貿(mào)易部門利用這一結(jié)論并不是必然的，根據(jù)巴拉薩和薩繆爾森（1964）提出的"巴拉薩-薩繆爾森"效應(yīng)的引申，我們可以知道貿(mào)易部門生產(chǎn)率的上升以及在社會(huì)資本要求得到平均利潤的條件下，非貿(mào)易品的價(jià)格也將上升，因此就有可能出現(xiàn)這樣的情況：在貿(mào)易部門生產(chǎn)率明顯地高于非貿(mào)易部門時(shí)，即使非貿(mào)易品的價(jià)格上升，投資于貿(mào)易部門仍然可以獲得更高的利潤，經(jīng)濟(jì)資源將繼續(xù)流向貿(mào)易部門。但是如果非貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格上升到一定程度，經(jīng)濟(jì)資源將更多地流向非貿(mào)易部門，促使非貿(mào)易部門的發(fā)展。這種部門之間的資源流動(dòng)將直接影響到各部門的產(chǎn)出和對(duì)勞動(dòng)力的吸收，從而影響到一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)

9、構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)。第二，對(duì)外貿(mào)易的傳遞。實(shí)際匯率作為國內(nèi)外價(jià)格水平之比，其變化將直接影響一國的進(jìn)出口。我國改革開放以后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中，對(duì)外貿(mào)易的飛速發(fā)展是最為顯著的特點(diǎn)，如果以進(jìn)出口總額比上GDP總值作為外貿(mào)依存度的指標(biāo)，則到2006年該指標(biāo)已經(jīng)達(dá)到65%，2007年為64%，這說明我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展很大程度上依賴于對(duì)外貿(mào)易，而實(shí)際匯率的變化將通過影響對(duì)外貿(mào)易進(jìn)而在很大程度上影響我國的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而影響我國的經(jīng)濟(jì)資源的積累，從總量上影響資源在各經(jīng)濟(jì)部門之間的分配，影響各部門的產(chǎn)出和勞動(dòng)力吸收，進(jìn)一步影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。第三，外商直接投資的傳遞。在其他條件不變的情況下實(shí)際匯率的變動(dòng)將影

10、響外商直接投資。本幣的升貶值將影響外商直接投資的成本，不過這種影響的效果取決于外商直接投資的經(jīng)濟(jì)部門分布，如果外商直接投資于出口部門，本幣的貶值將可能帶來額外的收益，而如果外商直接投資于依賴進(jìn)口原材料或者技術(shù)的部門，則會(huì)受到損失。外商直接投資不但給本部門發(fā)展注入更多的可直接利用資金，更重要的是其帶來的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)也有助于提高該部門的生產(chǎn)效率，創(chuàng)造出更大的利潤空間，從而吸引更多的經(jīng)濟(jì)資源投向該部門，進(jìn)而增加該部門產(chǎn)出，影響其對(duì)勞動(dòng)力的吸收，進(jìn)一步影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。那么在以上的傳導(dǎo)路徑下，從數(shù)據(jù)分析的角度出發(fā)，人民幣實(shí)際匯率是如何影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的呢？本文下一

11、部分將通過建立計(jì)量模型得到實(shí)證結(jié)果，并嘗試給出合理解釋。三、實(shí)證分析1980年C.A.Sims將VAR模型引入經(jīng)濟(jì)學(xué)中，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用。而VAR模型的最大優(yōu)點(diǎn)是不但可以檢驗(yàn)變量系統(tǒng)之間的長期均衡關(guān)系，而且能解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。Toda和Yamamoto（1995）提出的“基于擴(kuò)展（Lag-Augmented）VAR模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)”方法可以不考慮變量的單位根個(gè)數(shù)和變量的協(xié)整性而進(jìn)行因果檢驗(yàn)。因此，本文選取的計(jì)量模型為兩變量VAR以及擴(kuò)展的VAR（LA-VAR）模型。通過進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，建立誤差修正模型，Granger因果檢驗(yàn)，脈沖響應(yīng)分析，分析變量之間的長

12、期均衡和短期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明為了闡述實(shí)際匯率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，本文共選取6個(gè)變量進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。考慮到人民幣與各國貨幣的雙邊匯率都會(huì)對(duì)我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)產(chǎn)生影響，因此本文選擇能夠反映一國貨幣在全球貨幣市場地位的實(shí)際有效匯率reer數(shù)據(jù)作為實(shí)際匯率的指標(biāo)。對(duì)于就業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量，我們分別選擇pe（第一產(chǎn)業(yè)年底就業(yè)人數(shù)）、se（第二產(chǎn)業(yè)年底就業(yè)人數(shù)）、te（第三產(chǎn)業(yè)年底就業(yè)人數(shù)）3個(gè)指標(biāo)。而對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量，我們選擇了sip（第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重）、tip（第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重）兩個(gè)指標(biāo)。這里我們不考慮農(nóng)業(yè)部門，主要是根據(jù)我國的實(shí)際情況，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率低下，對(duì)資源

13、的吸引力可以忽略不計(jì)，但是在考慮勞動(dòng)力配置時(shí)卻不得不考慮農(nóng)業(yè)方面的大量剩余勞動(dòng)力。這里選擇產(chǎn)業(yè)年底就業(yè)人數(shù)變化反映就業(yè)變動(dòng)，產(chǎn)業(yè)占GDP比重變化反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。由于變量的自然對(duì)數(shù)變換不改變原來變量之間的協(xié)整關(guān)系，并且能使數(shù)據(jù)的趨勢線性化，同時(shí)可以消除時(shí)間序列之間異方差現(xiàn)象，所以對(duì)以上的所有變量取自然對(duì)數(shù)，分別得到6個(gè)處理后的變量，即lreer、lpe、lse、lte、lsip和ltip。實(shí)際有效匯率的數(shù)據(jù)來自IMF統(tǒng)計(jì)，以2000年為基期；其他數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒2007。樣本空間取1980-2006年，所選數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)。（二）模型檢驗(yàn)1.選取滯后階數(shù)綜合考慮樣本的數(shù)量，以及依據(jù)AIC、

14、SC值越小越好的準(zhǔn)則，建立5個(gè)VAR模型：模型1為lreer與lpe的2階VAR模型；模型2為lreer與lse的2階VAR模型；模型3為lreer與lte的3階VAR模型；模型4為keer與lsip的1階VAR模型；模型5為lreer與ltip的3階VAR模型。2.單位根檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提是變量具有相同單整階數(shù)，因此在建立協(xié)整模型之前本文依據(jù) ADF法檢驗(yàn)各變量的單整階數(shù)。表1結(jié)果表明，所有變量都是一階單整，因此滿足對(duì)相關(guān)變量做協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。3.協(xié)整檢驗(yàn)VAR模型變量之間協(xié)整關(guān)系一般用Johnsen（1988）-Juselius（1990）提出的方法檢驗(yàn)。我們選用序列有

15、線性趨勢項(xiàng)而協(xié)整方程只有截距的檢驗(yàn)形式，利用Eviews5.0得到的結(jié)論如表2所示。從表2看出，在5%的置信系數(shù)下，實(shí)際匯率與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間有2個(gè)協(xié)整關(guān)系，與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間沒有協(xié)整關(guān)系，與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間有2個(gè)協(xié)整關(guān)系；實(shí)際匯率與第二產(chǎn)業(yè)GDP占比之間有2個(gè)協(xié)整關(guān)系，與第三產(chǎn)業(yè)GDP占比之間只有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。而且，模型殘差項(xiàng)聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果良好也說明協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果是有效的。于是我們可以建立模型1、模型3、模型4和模型5所包含的變量之間的協(xié)整方程和誤差修正模型。4.協(xié)整方程（CE）和誤差修正模型（VECM）VECM模型已經(jīng)剔除t統(tǒng)計(jì)量不顯著的滯后項(xiàng)，中括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為方程系數(shù)的t統(tǒng)

16、計(jì)量。修正可決系數(shù)為0.493587，F(xiàn)5.483493。修正可決系數(shù)為0.435431，F(xiàn)3.423971。修正可決系數(shù)只有0.095405，F(xiàn)1.843740，擬合程度不高。修正可決系數(shù)0.708504，F(xiàn)8.638961。從上面的模型看出，除VECM（4）的擬合程度很差外，其他的3個(gè)誤差修正模型均有比較良好的擬合性質(zhì)，且均具有顯著為負(fù)的調(diào)整系數(shù)，說明短期一旦偏離長期均衡狀態(tài)則在下一期進(jìn)行反向修正。從VECM（1）、VECM（3）和VECM（5）的長期均衡項(xiàng)可以看出，實(shí)際匯率的升值將減少農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)、增加第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）就業(yè)人數(shù)、提升服務(wù)業(yè)占GDP的比重。對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響，就我國的數(shù)據(jù)來

17、看長期實(shí)際匯率與第二產(chǎn)業(yè)的GDP占比成正相關(guān)，但是由于VECM（4）擬合較差，我們下面將通過脈沖響應(yīng)分析定性地給出實(shí)際匯率的沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)占比的短期影響。5.Granger因果檢驗(yàn)由于上述4組關(guān)系有很好的協(xié)整性，可以分別對(duì)這4組變量做Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，實(shí)際匯率是其他4個(gè)變量的Granger原因，由此說明我們?nèi)绱私⒆兞恐g的關(guān)系是合理的，基于此就可以對(duì)有因果關(guān)系的變量之間進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，并以此說明當(dāng)實(shí)際匯率受到某沖擊時(shí)其他變量將如何反應(yīng)。6.脈沖響應(yīng)分析根據(jù)各模型的AR根圖，如果被估計(jì)的VAR模型的所有根模的倒數(shù)全部都落在單位圓以內(nèi)，則模型穩(wěn)定；反之，

18、某些結(jié)果將不再有效，比如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。結(jié)果表明，4個(gè)模型均符合穩(wěn)定性條件，可以進(jìn)行下面的脈沖響應(yīng)分析。一般的基于Cholesky順序的脈沖響應(yīng)分析會(huì)由于所選取的變量順序的不同而形成不同的結(jié)果，Pesaran和Shin（1998）提出了不依賴于VAR模型中變量次序的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，本文將采用此方法做脈沖響應(yīng)分析（如圖1、圖2、圖3和圖4所示）圖2：lte對(duì)lreer的脈沖響應(yīng)圖圖3：lsip對(duì)lreer的脈沖響應(yīng)圖圖4：ltip對(duì)lreer的脈沖響應(yīng)圖圖4：ltip對(duì)lreer的脈沖響應(yīng)圖脈沖響應(yīng)分析表明，如果實(shí)際匯率受到一個(gè)正的沖擊影響，農(nóng)業(yè)就業(yè)將減少，有持續(xù)的長期負(fù)效應(yīng)；而第二產(chǎn)

19、業(yè)GDP占比將下降，直到10期以后才有穩(wěn)定的正效應(yīng)；對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)有長期的正效應(yīng)；服務(wù)業(yè)GDP占比在前兩期的反應(yīng)有波動(dòng)，此后長期為正效應(yīng)。7.實(shí)際匯率對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響雖然上文的檢驗(yàn)表明實(shí)際匯率與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之間并沒有協(xié)整關(guān)系。但是為了討論的完整性，我們將試圖采用LA-VAR模型分析他們之間的因果關(guān)系，然后做脈沖響應(yīng)分析來得出短期的沖擊影響。根據(jù)Toda和Yamamoto的理論，用LA-VAR模型做因果檢驗(yàn)的過程，首先考慮原VAR模型，假設(shè)其滯后階數(shù)為p，模型包含所有變量的最大單整階數(shù)為d，則直接可以依據(jù)原變量之間的VAR（pd）做因果檢驗(yàn)。模型2原為2階滯后VAR模型，其包含變量的最

20、大單整階數(shù)為1階，于是我們根據(jù)原變量之間的3階VAR模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。因此，在10%的置信度下，實(shí)際匯率是第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的Granger原因。據(jù)此我們可以做lse對(duì)lreer脈沖響應(yīng)圖。這里仍然用廣義脈沖檢驗(yàn)法，根據(jù)Toda和Yamamoto（1995）的理論無需對(duì)LA-VAR模型而只要對(duì)原VAR模型做脈沖分析即可，結(jié)果如圖5所示。圖5：lse對(duì)lreer的脈沖響應(yīng)圖由此可見，實(shí)際匯率的增加會(huì)使第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)減少，并且存在長期的負(fù)效應(yīng)。四、模型分析根據(jù)上文的實(shí)證結(jié)果，從長期來看，一方面實(shí)際匯率的上升將促使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，另一方面實(shí)際匯率升值可以促進(jìn)我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展并使

21、該產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加。然而從我國的實(shí)際數(shù)據(jù)來看，實(shí)際匯率升值將微小地促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，卻與該產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)沒有明顯的長期均衡關(guān)系。從短期的沖擊來看，實(shí)際匯率的升值能夠引起的農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)減少，服務(wù)業(yè)就業(yè)增加。面對(duì)實(shí)際匯率的上升，服務(wù)業(yè)GDP占比經(jīng)過兩期波動(dòng)以后會(huì)長期增長而且前兩期波動(dòng)總體呈現(xiàn)正效應(yīng)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)和GDP占比都將下降。結(jié)合實(shí)際匯率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響路徑與上述實(shí)證結(jié)果，我們認(rèn)為：第一，實(shí)際匯率作為非貿(mào)易品和貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格，其變動(dòng)確實(shí)起到了配置資源的作用。實(shí)際匯率的上升，部分資源流向非貿(mào)易部門，使得該部門不僅占GDP的比重上升，而且可以吸納更多的勞動(dòng)力，短期、長期效應(yīng)都是如此，而這里的服務(wù)

22、業(yè)正是非貿(mào)易部門。實(shí)際匯率上升對(duì)第二產(chǎn)業(yè)短期產(chǎn)生比較大的負(fù)面沖擊，主要是來自于對(duì)占到第二產(chǎn)業(yè)比重將近90%的工業(yè)部門（即貿(mào)易部門）的沖擊，是由于生產(chǎn)率相對(duì)低下的企業(yè)將被淘汰。第二，從長期來看，在良好的制度保障下，處于較低發(fā)展階段的工業(yè)部門將整體面臨很大的技術(shù)進(jìn)步、資源配置改善和資本深化空間，不管是全要素生產(chǎn)率還是勞動(dòng)生產(chǎn)率都得到快速增長，并總體上大于服務(wù)業(yè)，繼續(xù)向貿(mào)易部門投資仍然可以獲得很大的利益，所以資源繼續(xù)流向該部門，使得該部門產(chǎn)值占GDP的比重上升。第三，正是由于工業(yè)部門的生產(chǎn)率優(yōu)勢，外商直接投資也更多地流向該部門，從數(shù)據(jù)上看，外商直接投資于工業(yè)部門的比重逐年增加，截至2000年工業(yè)部門實(shí)際利用外商直接投資占比已經(jīng)達(dá)到70.14%，此后這一數(shù)值也一直保持在65%以上，