外商直接投資對中國就業(yè)影響的實(shí)證研究

摘要：基于協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)，根據(jù)中國1985－2009年的時間序列數(shù)據(jù)和Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的修正模型，分析外商直接投資對我國就業(yè)的影響，結(jié)果表明：短期內(nèi)外商直接投資對就業(yè)并無明顯促進(jìn)作用，從長期來看，外商直接投資對就業(yè)的貢獻(xiàn)程度低于國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)的貢獻(xiàn)程度。政府應(yīng)打破壟斷，放寬投資條件，并運(yùn)用多種經(jīng)濟(jì)手段，鼓勵外資進(jìn)入勞動力密集產(chǎn)業(yè)，從而實(shí)現(xiàn)雙方共贏。

關(guān)鍵詞：FDI；就業(yè)；Cobb-Douglas函數(shù)；協(xié)整；格蘭杰因果檢驗(yàn)

中圖分類號：F832.48 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2011）09-0012-05

一、引言

第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束以來，外商直接投資規(guī)模迅速增長，外商直接投資對東道國就業(yè)的影響也越來越引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。E.Boren和J.W.Lee（1998）等人對69個發(fā)展中國家研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對促進(jìn)東道國就業(yè)有積極影響[1]；Kokko.A.（2000）等人對四個中歐國家的研究結(jié)果表明，外商直接投資在當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)創(chuàng)造過程中起到了關(guān)鍵作用[2]；M.Salisu（2002）在對波蘭的研究中發(fā)現(xiàn)，在1990—2000年間外商直接投資對波蘭國內(nèi)投資產(chǎn)生了“擠出”效應(yīng)，從而外商直接投資對東道國就業(yè)有負(fù)面影響[3]；Misun和Tomsik（2004）的實(shí)證研究結(jié)果表明，外商直接投資通過對東道國國內(nèi)的投資產(chǎn)生擠入或擠出效應(yīng)，從而對東道國的就業(yè)產(chǎn)生影響[4]；Erns（2005）通過研究阿根廷、巴西和墨西哥三個拉美國家服務(wù)業(yè)和制造業(yè)FDI對就業(yè)的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)FDI的就業(yè)效應(yīng)與FDI進(jìn)入方式等因素密切相關(guān)，整體作用方向并不明確[5]；Nunnenkamp（2007）通過考察FDI對墨西哥藍(lán)領(lǐng)和白領(lǐng)工人的就業(yè)影響，發(fā)現(xiàn)FDI與墨西哥的制造業(yè)就業(yè)存在顯著的正相關(guān)[6]。

改革開放以來，中國利用外商直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，已經(jīng)對中國經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展的各個方面產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，其中對就業(yè)的影響也不容忽視。郭克莎（2000）認(rèn)為，外商直接投資與國內(nèi)投資存在競爭關(guān)系，外資企業(yè)的資本有機(jī)構(gòu)成要高于內(nèi)資企業(yè)，隨著競爭的加劇，內(nèi)資企業(yè)的有機(jī)構(gòu)成不斷提高，吸納就業(yè)的能力相對減少甚至是絕對的減少[7]；王成歧和張建華（2002）分析了外商直接投資對中國就業(yè)的直接影響，并分析了不同產(chǎn)業(yè)、不同地區(qū)外商直接投資對就業(yè)的影響，研究結(jié)果表明，外商直接投資對就業(yè)有顯著的帶動作用[8]；蔡昉、王德文（2004）認(rèn)為，外商直接投資對中國就業(yè)有明顯的正效應(yīng)，并對中國勞動力市場發(fā)育和人力資本積累有積極作用[9]；田素華（2004）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)增量FDI對上海的就業(yè)效應(yīng)小于零，而存量FDI就業(yè)效應(yīng)大于零[10]；萬欣榮等（2005）發(fā)現(xiàn)FDI的直接就業(yè)效應(yīng)為正，但由于擠出國內(nèi)投資，提高了國內(nèi)生產(chǎn)率水平，F(xiàn)DI的間接就業(yè)效應(yīng)為負(fù)[11]。黃為民（2006）從產(chǎn)業(yè)角度對外商直接投資與中國就業(yè)數(shù)量之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析，研究結(jié)果顯示，外商直接投資對第一、第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正效應(yīng)，綜合效應(yīng)為負(fù)[12]?？v觀這些研究成果，基本都把內(nèi)資和外資看成是同質(zhì)的，這可能與實(shí)際不符合，本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，將內(nèi)資和外資進(jìn)行區(qū)別對待，構(gòu)建Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的修正模型來分析外商直接投資與就業(yè)之間的關(guān)系。

二、研究假設(shè)、模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

（一）研究假設(shè)

根據(jù)就業(yè)理論，影響就業(yè)的主要因素是經(jīng)濟(jì)的增長速度和資本存量的增加。資本存量主要由國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資之和構(gòu)成，但是考慮到內(nèi)外資利用效率的差異，兩種資本存量的邊際產(chǎn)出可能不同，據(jù)此提出以下三個假設(shè)：

假設(shè)一：經(jīng)濟(jì)增長速度（n=?駐Y/Y）是影響就業(yè)的主要因素，經(jīng)濟(jì)增長速度越快，生產(chǎn)要素利用越充分，社會的就業(yè)率就越高。

假設(shè)二：資本存量的增加是影響就業(yè)的重要因素，資本存量越多，社會就業(yè)率就越高。資本存量K=Kf+Kh，其中Kh和Kf分別表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資存量和以人民幣計(jì)量的的外商直接投資存量。

假設(shè)三：由于更先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和成熟的技術(shù)，外商直接投資在利用效率上可能高于國內(nèi)固定資產(chǎn)投資，因此本文假設(shè)外商直接投資的產(chǎn)出彈性?琢′大于國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性?琢，即?琢′＞?琢。

（二）模型的構(gòu)建

本文利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的修正模型來分析外商直接投資與就業(yè)之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

Y=AKh?琢?濁Kf?琢′(1-?濁)L?茁（1）

其中，A表示由于技術(shù)進(jìn)步、制度改善等原因所帶來的產(chǎn)出的增加，即全要素生產(chǎn)率；Kh表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資存量，Kf表示外商直接投資存量，?濁和1-?濁分別表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資存量和外商直接投資存量占總投資存量的比重，L表示一年內(nèi)的就業(yè)流量，用一年內(nèi)全社會就業(yè)人數(shù)總和度量；?琢和?琢′表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資的邊際產(chǎn)出彈性，?茁為勞動的邊際產(chǎn)出彈性。Kh和Kf分別為名義國內(nèi)固定資產(chǎn)投資存量和名義外商直接投資存量，考慮到物價(jià)因素對資本存量、名義產(chǎn)出和就業(yè)的影響，本文扣除物價(jià)因素的影響，由此Cobb-Douglas函數(shù)的修正模型可以進(jìn)一步優(yōu)化為：

其中，y、kh、kf分別表示扣除了物價(jià)因素影響的實(shí)際產(chǎn)出、實(shí)際國內(nèi)投資存量和實(shí)際外商直接投資存量。為了計(jì)量分析外商直接投資對就業(yè)的影響，需要對模型（2）變形如下：

L?茁=yA-1kh-?琢?濁kf?琢′(1-?濁)（3）

兩邊取自然對數(shù)有：

?茁LnL=Lny-LnA-?琢?濁Lnkh-?琢′(1-?濁)Lnkf（4）

整理得：

其中?啄0為常數(shù)項(xiàng)，?著t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且服從正態(tài)分布。由于實(shí)際資本存量和國內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出等相關(guān)變量對就業(yè)的影響可能存在一定的滯后期，基于此，為了便于研究外商直接投資與就業(yè)之間的關(guān)系，設(shè)定如下回歸模型予以實(shí)證分析：

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文涉及的變量包括：實(shí)際利用外商直接投資存量FDI，國內(nèi)固定資產(chǎn)投資存量Kh，為了讓外商直接投資與國內(nèi)固定資產(chǎn)投資具有可比性，因此將外商直接投資FDI乘以直接標(biāo)價(jià)法下的匯率E，得到以人民幣計(jì)量的外商直接投資數(shù)額，即Kf=FDI×E；總產(chǎn)出用國內(nèi)生產(chǎn)總值Y表示，物價(jià)指數(shù)為P（用消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI計(jì)量）；由于外商直接投資吸納的就業(yè)人員主要從事的是第二、三產(chǎn)業(yè)，因此就業(yè)總數(shù)L用歷年城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)來加以替代。所有相關(guān)變量的時間序列數(shù)據(jù)來源于1986—2010年歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其時間序列數(shù)據(jù)變化趨勢如圖1、圖2所示。

從圖1可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資逐年遞增，二者均從2004年開始增速加快；從圖2可以看出，外商直接投資平穩(wěn)勻速增長，但是考慮匯率因素以后，利用外資數(shù)額是呈現(xiàn)波動趨勢，特別是2008年世界金融危機(jī)以后，隨著人民幣的不斷升值，利用外資數(shù)額增速放緩，甚至出現(xiàn)下滑勢頭。為了扣除物價(jià)因素的影響，以1985年為基期的實(shí)際產(chǎn)出、實(shí)際國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資如圖3所示。

對數(shù)處理后的各變量顯得更加平穩(wěn)，特別是國內(nèi)產(chǎn)出和國內(nèi)固定資產(chǎn)兩個變量遞增趨勢減緩，但是外商直接投資依然呈現(xiàn)較強(qiáng)的波動性。本文研究中對各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)并不會改變時間序列的平穩(wěn)性，取對數(shù)的目的一是有利于降低異方差，二是有利于計(jì)算外商直接投資和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)的彈性系數(shù)。

三、模型估計(jì)結(jié)果及解釋

（一）ADF檢驗(yàn)

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，首先需要對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性。如果變量是單整的，說明各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從圖1和圖2可以看出，無論是總產(chǎn)出、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資的名義變量還是實(shí)際變量，都呈現(xiàn)遞增的趨勢。各變量作對數(shù)處理后雖然波動性減弱，但是依然呈現(xiàn)遞增趨勢。為了準(zhǔn)確地判斷L、Y、Kh、Kf四個序列的平穩(wěn)性，需要對各時間序列變量進(jìn)行檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)方程為：

Rt表示待檢測的時間序列，?駐表示一階差分運(yùn)算，?琢為常數(shù)項(xiàng)，?濁為滯后期數(shù)，T表示趨勢項(xiàng)，如果根據(jù)樣本計(jì)算出的趨勢項(xiàng)的系數(shù)不能通過t檢驗(yàn)，則接受趨勢項(xiàng)系數(shù)為零的原假設(shè)，表明不存在趨勢項(xiàng)，否則表明時間序列存在趨勢變化。如果根據(jù)樣本計(jì)算的單位根統(tǒng)計(jì)值?啄0大于ADF的臨界值，則接受H0∶?啄0=0原假設(shè)，表明Rt服從隨機(jī)游走，為非平穩(wěn)序列，否則表明Rt為平穩(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從表1的檢驗(yàn)結(jié)果來看，時間序列L、Y、Kh、Kf均為非平穩(wěn)序列，但是一階差分序列?駐L、?駐Y、?駐Kh、?駐Kf均為平穩(wěn)序列，由此判斷L、Y、Kh、Kf均為一階單整序列I。對各時間序列作對數(shù)處理后不會改變序列的平穩(wěn)性，用ADF檢驗(yàn)同樣可以驗(yàn)證出LnL、LnY、LnKh、LnKf為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分序列為平穩(wěn)序列，說明滿足協(xié)整分析的前提。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

如果時間序列是單整的，說明各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系反映了這些非平穩(wěn)序列之間的長期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有兩種：Engle-Grange兩步法和Johansen檢驗(yàn)法。Engle-Grange兩步法常用于兩變量的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，而多變量的協(xié)整關(guān)系常用Johansen檢驗(yàn)。Johansen檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，向量自回歸模型中的一個重要問題就是滯后階數(shù)的確定。根據(jù)AIC和SC原則確定最優(yōu)滯后期為2，利用似然比檢驗(yàn)法（LR）、懷特檢驗(yàn)和JB檢驗(yàn)法進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：滯后期數(shù)為2的VAR模型，其擬和優(yōu)度較好，殘差序列具有平穩(wěn)性，為最優(yōu)模型。對時間序列LnL、LnY、LnKh、LnKf進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1%的顯著水平上全部拒絕協(xié)整向量秩為零的假設(shè)，則表明在1985—2009年樣本區(qū)間內(nèi)，時間序列LnL、LnY、LnKh、LnKf變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差修正模型我們得到均衡向量如下：

?茁′=（1.000 00，-0.392 51，-0.238 12，-0.121 78）

則這四個變量之間的協(xié)整方程為：

LnL=0.392 51LnY+0.238 12Kh+0.121 78LnKf（９）

（7.276）（6.189）（13.826）

R2=0.889，DW=2.37，F(xiàn)=78.298

從模型回歸結(jié)果來看，所有變量都通過了檢驗(yàn)，模型殘差自相關(guān)不顯著，模型擬合度較高。模型（9）表明在1985—2009年期間，LnL、LnY、LnKh、LnKf這四個變量存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整方程說明：國內(nèi)生產(chǎn)總值、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和外商直接投資對就業(yè)均有積極的正面影響，但影響力次第減弱。國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%將使得就業(yè)增加0.392 51%；國內(nèi)固定資產(chǎn)投資每增加1%，將使就業(yè)增加0.238 12%；外商直接投資每增加1%，將使得就業(yè)增加0.121 78%。計(jì)量結(jié)果說明了單位國內(nèi)固定資產(chǎn)投資比單位外商直接投資對就業(yè)有更大的貢獻(xiàn)，國內(nèi)固定資產(chǎn)投資在就業(yè)上的貢獻(xiàn)程度大約是外商直接投資對就業(yè)影響程度的兩倍，這可能是由于外商直接投資主要集中于中國的資本密集型行業(yè)，資本替代勞動的結(jié)果所致，而國內(nèi)固定資產(chǎn)投資大量集中于高速公路、鐵路等基建設(shè)施，對這些行業(yè)的大量投資直接拉動就業(yè)迅速增長，從而使得國內(nèi)固定資產(chǎn)投資在就業(yè)上的貢獻(xiàn)程度強(qiáng)于外商直接投資。

從模型（9）可以看出，國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)的彈性系數(shù)為0.238 12，國內(nèi)生產(chǎn)總值對就業(yè)的彈性系數(shù)為0.392 51，結(jié)合固定資產(chǎn)投資存量在總投資存量中的比重，根據(jù)模型（5）可以測算出國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性?琢=0.123 15，即固定資產(chǎn)投資增加1%，使得總產(chǎn)出增加0.123 15%；用同樣的方法計(jì)算出外商直接投資的產(chǎn)出彈性?琢′=0.153 72，即外商直接投資增加1%，使得產(chǎn)出增加0.153 72%。外商直接投資的產(chǎn)出彈性?琢′比固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性?琢高出27.7%，也驗(yàn)證了假設(shè)三?琢′＞?琢是成立的。從上述分析可以看出，單位外商直接投資比單位固定資產(chǎn)投資有更高的利用效率，但是外商直接投資對就業(yè)的貢獻(xiàn)明顯低于國內(nèi)固定資產(chǎn)投資，究其原因，可能是外商直接投資的主要投資領(lǐng)域?yàn)橹袊刭Y源相對稀缺的資本密集型行業(yè)或技術(shù)密集型行業(yè)，這些行業(yè)的邊際產(chǎn)出高但吸納就業(yè)能力有限；而國內(nèi)固定資產(chǎn)投資更多地投資于中國要素資源豐富的勞動力密集型行業(yè)（比如路橋、機(jī)場建設(shè)等），勞動力密集型行業(yè)邊際產(chǎn)出低但吸納就業(yè)能力強(qiáng)。

通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法驗(yàn)證了LnL、LnY、Lnkh、LnKf之間的長期均衡關(guān)系后，可以進(jìn)一步確定向量誤差修正模型反映變量間的短期動態(tài)關(guān)系。分別對LnL與LnY，LnL與LnKh，LnL與LnKf采用Engel-Granger兩步法來進(jìn)行協(xié)整分析并建立誤差修正模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：除了LnKf的系數(shù)不能通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)外，其余誤差修正系數(shù)均能在5%顯著水平下通過檢驗(yàn)，這說明短期內(nèi)外商直接投資對就業(yè)的影響不明顯，而短期內(nèi)國內(nèi)總產(chǎn)出和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的增加都有利于增加社會就業(yè)。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是一種用于考察兩個序列之間因果關(guān)系的檢驗(yàn)方法。其檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中p、q、m、n表示滯后階數(shù)，?滋t、?著t為白噪聲且不相關(guān)。其檢驗(yàn)過程為：首先提出原假設(shè)H0∶?琢1=?琢2=...?琢q=0，其次估計(jì)無約條件約束回歸模型的殘差平方和ESSUR，然后估計(jì)約束條件下的回歸方程的殘差平方和ESSU，最后構(gòu)造出F統(tǒng)計(jì)量：

其中N表示樣本容量。如果根據(jù)樣本計(jì)算出的F值大于F分布的臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明xt是yt變化的格蘭杰原因，反之，則說明xt與yt無明顯的格蘭杰因果關(guān)系。利用Eviews5.0軟件對各時間序列變量之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，在滯后1期的情況下，就業(yè)變量LnL與國內(nèi)總產(chǎn)出變量LnY之間互為因果關(guān)系，即國內(nèi)總產(chǎn)出的增加引致就業(yè)的增加，就業(yè)的增加進(jìn)一步增加國內(nèi)總產(chǎn)出；國內(nèi)固定資產(chǎn)投資變量LnKh在1階滯后的情況下是就業(yè)變量LnL的格蘭杰原因，即固定資產(chǎn)投資存量的增加在短期內(nèi)明顯促進(jìn)了就業(yè)的增加，但是就業(yè)的增加對國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的增加沒用明顯的因果關(guān)系；在最優(yōu)滯后期的情況下，LnKf與LnL之間的格蘭杰因果關(guān)系不顯著，說明短期內(nèi)外商直接投資的增加對就業(yè)并沒有明顯的促進(jìn)作用，這與前面協(xié)整模型分析的結(jié)果一致。

四、結(jié)論及啟示

本文基于將外商直接投資和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資視為異質(zhì)資本的假設(shè)，通過構(gòu)建Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)修正模型，利用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，驗(yàn)證了外商直接投資對中國就業(yè)的影響。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：短期內(nèi)，外商直接投資對中國就業(yè)無明顯促進(jìn)作用，但國內(nèi)總產(chǎn)出和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的短期就業(yè)效應(yīng)明顯；在長期內(nèi)，外商直接投資的產(chǎn)出彈性比國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性高27.7%，但是外商直接投資對就業(yè)的貢獻(xiàn)程度僅為國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)貢獻(xiàn)程度的50%。格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，固定資產(chǎn)投資的增加在短期內(nèi)促進(jìn)了就業(yè)的增加，但是外商直接投資的的短期就業(yè)效益并不明顯，這與協(xié)整分析的結(jié)果一致。基于以上分析結(jié)果，本文認(rèn)為要提高外商直接投資對中國就業(yè)的貢獻(xiàn)程度，首先應(yīng)該打破壟斷，放寬外商直接投資的投資領(lǐng)域，允許外資參與中國公路、鐵路、機(jī)場等大型基建設(shè)施建設(shè)。其次，政府應(yīng)該綜合利用財(cái)稅、金融、產(chǎn)業(yè)政策等手段，鼓勵外資積極投資于勞動力密集產(chǎn)業(yè)，將外資的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)與中國豐富的勞動力資源相結(jié)合，實(shí)現(xiàn)雙方共贏。

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責(zé)任編輯、校對：關(guān) 華

An Empirical Research on Impacts of FDI upon Employment in China

Hu Bangyong

（School of Economics and Management， Chongqing Three Gorges University， Chongqing 404000， China）

Abstract: Based on the co-integration theory， error correct model and Granger causality test， according to the time series between 1985 and 2009 and the correction model of Cobb-Douglas production function， this paper analysis the impacts of FDI upon employment in China. The conclusions show that FDI has no significant role in promoting employment in the short run; the contribution of foreign direct investment on employment is lower than fixed asset investment in the long term. The government should break the monopoly and relax investment conditions， and use many kinds of economic means， encourage foreign investment in the labor intensive industry， so as to realize the win-win situation.

Key words: FDI; employment; Cobb-Douglas production function; Co-integration; Granger causality test