外商直接投资就业效应的省际分析

摘要：外商直接投资对东部、中部和西部地区的就业存在显著性的影响，但是三地区的影响是不同的，其中中部地区就业量对FDI最敏感，东部地区次之，西部地区最小。

关键词：外商直接投资；就业量；面板数据

作者简介：郝雁(1972～)，女，新疆米泉人，广东外语外贸大学副教授，南开大学博士研究生，主要从事国际经济学研究。

中图分类号：F114.4；F127　文献标识码：A　文章编号：1006-1096(2008)04-0050-03　收稿日期：2008-03-26

关于外商直接投资的就业效应，国外学者大多从微观企业层面展开实证研究，Brainard(1994)以相对工资系数作为投资母国与东道国劳动力替代弹性，通过分析对数成本函数的形式来研究就业问题；Xiaolan Fu(2004)运用“剩余出路理论”，以中国乡镇企业和外商投资企业为研究对象，分析了中国自改革开放以来出口贸易发展、外商直接投资的就业效应，认为在允许外国资本流入的条件下，中国乡镇企业和外商投资企业的出口成功地利用了中国的剩余劳动力，创造了就业机会，刺激了中国就业的增长和工业化的进程；国内学者近几年对这一问题的实证研究逐渐增多，大多都是从宏观角度进行实证分析，对改革开放以来外商直接投资的就业效应，沙文兵等(2007)运用协整理论和误差修正模型分析了直接投资与我国就业量之间的短期波动及其调整机制；万欣荣等(2005)以广东省就业市场为例，以生产函数为基础分析了广东省外商直接投资的就业效应，认为外商直接投资对广东省的总就业的确存在显著性的影响。总的来说，国外学者对出口贸易的就业效应作了比较详尽的研究，一般都是从行业的角度出发，较注重微观层面的分析，这样的研究对指定国家宏观引进外资政策的意义并不大。而国内的学者对这一问题的研究主要从宏观层面进行实证分析，但仍存在一定的不足：一方面在研究过程中并没有考虑到我国地区经济发展的不平衡性；另一方面实证研究方法的采用还有所欠缺。

随着我国的失业、待业以及农村剩余劳动力的剧增。就业问题也越来越成为困扰全社会持续发展的严重问题，对该问题的理论研究和对策思考也成为当今学者和政策制定者们关注的焦点。鉴于此，本文利用中国1990～2006年各省相关数据，结合我国经济发展的不平衡性和样本空间较小的特点，采用面板单位根协整方法：从宏观层面出发，研究外商直接投资的变动对中国就业水平的影响以及省际之间的差异，并试图对这一差异存在的原因作一简单分析。

一、研究设计

(一)模型建立

一国或地区的就业量取决于劳动力市场的劳动力的需求和劳动力的供给，如果劳动力供给大于劳动力需求。即劳动力市场处于供过于求的状态，依据短边原则，即市场非均衡时处于市场短边的一方能实现他的意愿供求的原则，最后实现的就业量是由需求一方决定的，即就业量由劳动力的需求来决定；反之亦然。一般来讲，发展中国家的劳动力较为充裕，资本短缺，中国也不例外，从中国的现实情况来看，中国有着丰富的劳动力资源，劳动力的供给量充裕，因此就业量决定于劳动力需求。劳动力需求受全社会既定的生产能力和资本存量等因素的影响，全社会既定社会生产能力吸收的劳动力资源反映了劳动力存量的变化，我们用滞后一期的总产出表示全社会的既定的生产能力，滞后一期的总产出规模越大，所吸收的劳动力规模也就越大；另一方面，资本的投入必然伴随着一定劳动力的吸收，伴随资本投入增加，都将会使劳动密集型、资本密集型或技术密集型的行业和部门的就业量。考虑到本文的研究目的，我们只将外商直接投资引入模型中，构建模型如下

(二)指标选取和数据来源与处理

我们选取1990年～2004年的年度数据作为样本空间，数据来自于中国经济统计数据库。在变量的选取上，就业人数用各省(自治区、直辖市)的全社会就业人数扣除第一产业就业人数来表示，扣除第一产业就业人数主要考虑到外商直接投资较多地进入制造业、工业和服务业等第二、第三产业，较少涉足于农业。尽管外商直接投资的技术外溢效应会对农业的生产与就业产生一定的影响，但是间接效果很难估量；用滞后一期的实际GDP表示各省(自治区、直辖市)既有的生产能力；外商直接投资额用当年的平均汇率换算成人民币为单位的外商直接投资额，同时考虑到物价水平的波动，采用提出物价因素(取1990=100)的实际外商直接投资额。另外分别对就业人数、滞后一期的实际GDP和实际外商直接投资额取对数消除数据中存在的异方差，分别用In emp=log(emp)；InY=log(Y(-1))；InKf=log(Kf)表示自然对数的就业人数、滞后一期的实际GDP和实际外商直接投资额。

考虑区域经济发展的差异性，基于区域经济理论及统计年鉴的划分方法，将我国分为东、中、西部地区分别进行考察，其中东部地区包括：辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东及海南等十一个省(市、自治区)；中部地区包括：吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北及湖南八个省(自治区)；西部地区包括：内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、重庆、贵州、云南、及广西等十二个省(市、自治区)，考虑数据的可获得性和可比性问题，本文没有包括自治区。

(三)计量方法

本文分三步对外商直接投资的就业效应进行检验。首先，利用面板数据单位根检验方法对各变量进行单位根检验；在此基础上，对变量进行协整检验，以确定变量之间是否存在协整关系；在存在长期稳定关系的基础上，构建对外商直接投资就业效应的数量模型。

二、实证分析过程

(一)面板单位根检验

面板模型进行回归分析之前进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件。面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验：LLC检验、Breitung检验是相同根的检验方法，IPS检验、Fisher-ADF检验是不同根的检验方法；LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验及Fisher-PP检验原假设含有单位根。本文所用数据和变量的面板单位根检验结果如表1所示。

检验结果除了InL和InY一阶差分值的Breitung检验显著与众不同外，其他四种检验方法检验结论一致，均表明上述变量是I(1)的，即InL、InY和InKf是非平稳变量。

对于面板模型，如果变量是非平稳的，进行回归分析之前需要进行协整检验，以判断是否可能属于伪回归。

(二)面板协整检验

Pedroni(1999，2004)以回归残差为基础构造出7个统计量进行面板协整检验，其中除了Panelv-stat为右尾检验之外，其余统计检验量均为左尾检验。4个是用联合组内尺度描述即Panel v-Statistic、Panel p-Statistic、Panel ADF-Statis-

tic、Panel PP-Statistic；另外3个是用组间尺度来描述即Group p-Statistic、Group ADF-Statistic、Group PP-Statistic。如果各统计量均在1％(或5％)的显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，表明非平稳的时间序列之间存在着协整关系。

本文所用变量的面板协整检验结果如表2所示。被解释变量为InL，解释变量InY和InKf。

三个方程变量的协整检验的组内和组间统计量在1％的显著水平上均表明拒绝不存在协整关系的原假设，因此上述三个方程存在协整关系，可以直接进行回归分析，不存在伪回归。

3　实证结果

按照协整检验的结果，我们对三个模型进行了总体回归，回归结果制成表3。

三、结论

1　东部、中部和西部地区的就业对滞后一期GDP的变动较外商直接投资的变动更为敏感，尤其是东部和西部地区，就业变动的产出弹性明显地高于外商直接投资弹性。也就是说外商直接投资对就业的拉动能力明显地低于前期的产出的拉动，这表明，我国的就业规模的扩大主要还是依赖于国内产出的扩张。但是我们不能因此忽视外商直接投资的拉动效应，按照外商直接投资的就业理论，外商直接投资对东道国就业的影响包括直接效应和间接效应。

外商在华的直接投资动机之一就是利用当地廉价的劳动力资源，从外商对华投资的进入方式来看有绿地投资和并购方式，“绿地投资”就是直接在东道国新建企业，外资一般设置少量的本国专业人才和管理人员，主要是在东道国招募人员，一方面培养少量的高层次人才，实现本土人才国际化，另一方面，大量雇用当地的普通劳动力。以并购的方式进入投资地一般不会直接增加就业。从间接效应来看，无论是绿地投资还是并购方式进入均会对就业产生间接效应，此外外资企业通过与东道国前后向产业及相关产业建立各种连锁关系从而创造出许多的就业机会，而这一就业的间接效应由于缺乏相关的统计数据，因此并没有在模型中反映出来，根据《1992世界投资报告》提供的资料，国际劳工组织对跨国公司国外分支机构的实证研究提出的不完全统计认为，根据不同产品情况，后向或前向联系所能创造的间接就业机会比直接就业机会还要高2～3倍。扣除就业减少效应产生的影响，总体的估计是，间接创造的就业机会至少在数量上与直接创造的就业机会相等。如果按照这一规律来看，外商直接投资的就业效应是比较显著的。

2　从不同地区的外商直接投资的就业效应来看，东部、中部和西部是存在差异的，但差异并不大，其中中部地区就业对FDI弹性最大为0.04，东部次之，为0.03，西部就业的FDI弹性最低，为0.01。

(编校：薛平)