外商直接投資流動對我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)效應

朱金生 王鶴 問金龍

摘要：基于VAR模型的理論基礎，本文運用協(xié)整分析和誤差修正（VEC）模型，通過脈沖響應分析方法，實證研究FDI流動對我國區(qū)域就業(yè)的不均衡影響，旨在揭示FDI對區(qū)域就業(yè)動態(tài)作用的路徑變化。結(jié)果表明：FDI與三大區(qū)域就業(yè)人數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。FDI流入對東部地區(qū)的就業(yè)效應為負，對中西部地區(qū)的就業(yè)效應為正；FDI流出對中部的就業(yè)效應為正，對東西部的就業(yè)效應為負；總體上，F(xiàn)DI流動的就業(yè)負效應明顯；FDI的區(qū)域就業(yè)效應具有滯后性，且長期吸納效應和短期擠出效應并存，對東部地區(qū)和中部地區(qū)的動態(tài)沖擊效應顯著。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；就業(yè)結(jié)構(gòu)； VAR模型

中圖分類號：F12125，F(xiàn)2249 文獻標識碼：A

一、引言

改革開放以來特別是20世紀90年代后，外商直接投資（FDI）大量流入我國，對我國的剩余勞動力轉(zhuǎn)移、經(jīng)濟增長和就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換發(fā)揮了積極的推動作用。而2008年金融危機后，世界經(jīng)濟迅速衰退，不少外企開始從我國撤資，促使就業(yè)形勢發(fā)生扭轉(zhuǎn)，大量勞動力失業(yè)返鄉(xiāng)，給我國勞動力就業(yè)增添了巨大壓力。FDI在我國分布的區(qū)域差異較大，這種不平衡在很大程度上引起了我國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡：東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展迅速，中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，導致我國就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的失衡。一方面勞動力大量往東部沿海聚集和轉(zhuǎn)移，造成其與中、西部地區(qū)的就業(yè)差距擴大；另一方面引起了 “民工潮”和“用工荒”等社會問題。因此，F(xiàn)DI流動帶來的就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)失衡需引起社會的高度關(guān)注。

FDI是全球化進程中產(chǎn)業(yè)鏈跨境延伸與世界經(jīng)濟整合的直接驅(qū)動力量。鑒于就業(yè)在一國經(jīng)濟、社會、政治中的特別意義，專門針對FDI與就業(yè)的研究成果日豐。國外有關(guān)FDI對母國就業(yè)的影響研究主要圍繞其替代效應和促進效應來進行，并形成了就業(yè)替代理論（Kravis and Lipsey，1988）[1]、就業(yè)補充理論（Andersen and Hainant，1998）[2]、就業(yè)差別論（Peter， Hongshik and Joonhyung，2010）[3]等。一些學者和組織對FDI在東道國的就業(yè)效應從正負層面展開研究，并形成了積極貢獻論（Todaro，1969； UNCTAD，1994）[4-5]、差別論（Christoph，2005）[6]、復合作用論（Santos-Paulino and Guanghua Wan，2009）[7]等，與此同時，一些學者還對FDI對東道國就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進行了深入的分析，認為FDI的投資結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著相關(guān)性（Tomasz，2000）[8]。

FDI的進入為我國勞動者提供了更多的就業(yè)崗位，使得我國就業(yè)總量增加，這有利于緩解我國的就業(yè)壓力。從這個角度來說，F(xiàn)DI對就業(yè)產(chǎn)生了正效應（牛勇平，2001；蔡昉、王德文2004）[9-10]。隨著FDI流入在不同區(qū)域和不同產(chǎn)業(yè)上的傾斜，其對就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)的影響越來越顯著，越來越多的研究聚焦于就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)。鄭月明、董登新（2008）以省際數(shù)據(jù)為截面，運用面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：對東部地區(qū)而言， FDI對就業(yè)有顯著的替代效應，而對中、西部地區(qū)則效果不明顯[11]。蔡興等（2009）則認為國內(nèi)區(qū)域就業(yè)彈性呈現(xiàn)出從東部往西部遞增的趨勢[12]。溫懷德（2010）進一步比較分析了入世前后FDI對我國就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)的影響，認為FDI促進了就業(yè)的增加，但拉動作用在減弱，在入世后，東部地區(qū)FDI對就業(yè)的拉動作用不再顯著，而中、西部FDI顯著促進就業(yè)[13]。

綜上所述，作為FDI理論的延伸和拓展，F(xiàn)DI與就業(yè)關(guān)系的探究始于發(fā)達國家，研究成果集中于全球化迅猛推進下跨國公司海外快速擴展期。西方學者較多關(guān)注FDI的母國就業(yè)影響，而國內(nèi)主要側(cè)重FDI對我國的就業(yè)福利得失。研究方法從理論歸納和演繹為主發(fā)展到實證分析見長。但從已有的相關(guān)研究進展來看，仍存在以下幾方面的不足：（1）主要是從FDI流動的單維角度研究它對就業(yè)的作用，缺乏從FDI流入、流出的雙向二維層面探測其對東道國就業(yè)結(jié)構(gòu)的綜合效應；（2）對FDI的就業(yè)結(jié)構(gòu)效應研究不夠深入，忽視從動態(tài)視角考察FDI在不同區(qū)域間流動所引致的就業(yè)沖擊。本文正是以此為切入點，運用VAR建模思想，結(jié)合協(xié)整分析和誤差修正（VEC）模型，通過脈沖響應和方差分解的分析方法，分析了FDI流動與就業(yè)的長期均衡與短期波動的關(guān)系，通過脈沖響應分析揭示了FDI對區(qū)域就業(yè)動態(tài)作用的路徑變化，最后提出政策建議。

二、理論框架

本文的理論框架為C A Smis（1980）提出的向量自回歸模型即VAR模型。VAR模型是能夠動態(tài)反應每個被解釋變量對自身及其它被解釋變量的影響的向量自回歸模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，它的一般形式為：

Yt=∑pi=1AiYt-i+BiXt+εi[JY]（1）

其中，Yt表示由第t期觀測值構(gòu)成的n維內(nèi)生變量列向量，Xt表示由t期觀測值構(gòu)成的m維外生變量行向量，Ai為n*n系數(shù)矩陣，Bi是n*m系數(shù)矩陣，εi是由隨機誤差項構(gòu)成的n維列向量，其中隨機誤差項εi（t=1，2，…n）為白噪音過程，且滿足E（εitεjt）=0（i，j=1，2，…，n，且i≠j）。

對某變量全部滯后項系數(shù)的聯(lián)合檢驗能夠反映該變量是否對被解釋變量有顯著的影響，但是不能反映這種影響的正負趨勢，也不能反映這種影響發(fā)生作用所需要的時間。VAR模型的主要分析工具脈沖響應分析則可以解決這一問題，它度量的是被解釋變量對單位沖擊的響應，可以用于衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，它能夠形象地刻畫出FDI對產(chǎn)業(yè)就業(yè)和區(qū)域就業(yè)動態(tài)作用的路徑變化。

三、模型設定及數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

基于上述理論框架，本文構(gòu)建就業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)的計量模型：

lnempetlnempmtlnempwtlnfdit=∑ni=1Φlnempet-ilnempmt-ilnempwt-ilnfdit-i+εt[JY]（2）

（2）式中{empet}是東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)序列；{empmt}是中部地區(qū)就業(yè)人數(shù)序列；{empwt}是西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)序列。對解釋變量取對數(shù)以消除異方差的影響，由此得到FDI流入、流出與就業(yè)量的動態(tài)實證模型。本文首先對模型各變量進行平穩(wěn)性檢驗，在各變量滿足同階單整的前提下，對各變量進行協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型（VECM）估計，以得出變量的長期均衡與短期波動的關(guān)系，然后再進一步運用脈沖響應函數(shù)對各變量間的動態(tài)關(guān)系進行分析。

（二）數(shù)據(jù)說明

考慮到我國改革開放的環(huán)境和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取1990-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》。將中國大陸地區(qū)劃分成東部、中部和西部三大區(qū)域①。由于FDI流入流出額和進出口額均是以美元為單位，因此采用當年人民幣對美元的中間匯率折算成按人民幣的金額進行計算。重慶市于1997年成為直轄市，為便于分析和數(shù)據(jù)的連貫性，將其數(shù)據(jù)納入四川省一并進行計算。

四、VAR模型的實證檢驗

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

為避免因模型變量非平穩(wěn)而導致的偽回歸問題，首先對5個變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF檢驗法。結(jié)果如表1所示：

（二）協(xié)整檢驗

由于各變量均為一階差分平穩(wěn)過程，因此需要對方程的各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進行進一步檢驗。本文采用Johansen檢驗方法對lnempe、lnempm、lnempw、lnfdii、lnfdio構(gòu)成的方程進行變量協(xié)整檢驗，在協(xié)整檢驗的滯后期選擇上，由于協(xié)整檢驗是對變量的一階差分進行檢驗，故協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期選為1期。結(jié)果見表2。

由表3知，東、中、西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)與FDI流入之間存在長期均衡關(guān)系，在其它條件不變的情況下，當期FDI流入增加1個百分點，東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會減少017個百分點，中部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會增加003個百分點，西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會增加0006個百分點。FDI進入東道國會有明顯的區(qū)域集聚特征[14]。國內(nèi)大量研究表明：FDI對同行業(yè)的內(nèi)資既有擠出效應，也有擠入效應影響，從而對就業(yè)也有相應的擠入擠出影響。當FDI對國內(nèi)投資存在擠入效應的時候，社會投資總量將大幅擴張，就業(yè)人數(shù)必然會隨之上升。反之，擠出效應的存在將會使國內(nèi)企業(yè)陷入困境，市場份額和利潤的下降迫使國內(nèi)企業(yè)削減投資，進而導致失業(yè)增加。FDI如果能給東道國帶來新的產(chǎn)品和服務，那么這種FDI將不會替代國內(nèi)投資；如果FDI提供的產(chǎn)品和服務是與國內(nèi)企業(yè)相競爭的，那么國內(nèi)投資者的投資機會將會因此而減少，從而FDI擠出了國內(nèi)投資。改革開放以來，F(xiàn)DI大量流入我國東部沿海地區(qū)，經(jīng)過三十多年的發(fā)展，我國東部沿海地區(qū)經(jīng)濟已經(jīng)比較成熟，產(chǎn)品和服務市場發(fā)達，外資進入很難再帶來大量的新產(chǎn)品和服務，這可能會導致FDI對東部地區(qū)國內(nèi)投資的擠出效應明顯，進而導致該地區(qū)失業(yè)增加。而中、西部地區(qū)剛好相反，隨著FDI的大量流入該地區(qū)，F(xiàn)DI對其擠入效益明顯，就業(yè)人數(shù)必然會隨之上升，實證來看，中部地區(qū)的這種效應將會比西部地區(qū)更明顯。

三大地區(qū)就業(yè)人數(shù)與FDI流出之間同樣存在長期均衡關(guān)系，在其它條件不變的情況下，當期FDI流出增加1個百分點，東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會增加015個百分點，中部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會減少0006個百分點，西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)會增加002個百分點。FDI撤出東道國也存在明顯的區(qū)域集聚特征。從短期來看，外商企業(yè)迅速而大量的撤資會導致我國東部沿海地區(qū)就業(yè)的明顯下降，但一定時期后，內(nèi)資投資的穩(wěn)定將使就業(yè)重新升溫，長期來看，內(nèi)資占絕對主導地位有利于國內(nèi)就業(yè)的穩(wěn)定和經(jīng)濟的穩(wěn)定。而中、西部地區(qū)剛好相反，隨著FDI從東部向該地區(qū)的轉(zhuǎn)移，就業(yè)也會在一定程度上明顯增加，對其擠入效應明顯。目前來看，F(xiàn)DI的大量流出主要對東部地區(qū)造成明顯影響，對中、西部地區(qū)就業(yè)的負面影響不大。隨著外資對該地區(qū)的投入增加，擠入效應日益明顯。

（三）誤差修正模型

協(xié)整方程反映的是FDI與三大區(qū)域就業(yè)人數(shù)之間的長期均衡關(guān)系，而沒有考慮各變量短期不均衡的情況，因此，為了研究時間序列之間長期均衡與短期調(diào)整之間的關(guān)系，我們建立向量誤差修正模型，其基本表達式如下所示：

Δyt=vecmt-1+∑p-1i=1ΓtΔyt-1+εt

yt=[lnempelnempmlnempw]′其中p為滯后階數(shù)，ΔyA=yA-yA-1為回歸變量的差分，vecmt-1是非均衡誤差，即誤差修正項，模型中各差分項反映了短期波動的影響。就業(yè)的短期波動被分解為兩個部分：偏離長期均衡的影響和短期FDI波動的影響，誤差修正模型的結(jié)果見表4。

由表4可知，從FDI流入的短期波動來看，流入的FDI量每增長1%，將引起當期東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動減少006%，中部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動將減少002%，西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動減少002%；其中誤差修正項的系數(shù)分別為-158、-08和-036，反映了其短期非均衡狀態(tài)會分別以158%、08%和036%的速度向長期均衡狀態(tài)趨近。可以看出，F(xiàn)DI流入對中部地區(qū)和西部地區(qū)就業(yè)的積極效應從第二期開始，而對東部地區(qū)的積極效應的滯后期更長。這說明，F(xiàn)DI流入的區(qū)域就業(yè)效應具有滯后性，且長期吸納效應和短期擠出效應并存。

從FDI流出的短期波動來看，流出的FDI量每增長1%，將引起當期東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動減少003%，中部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動將減少0001%，西部地區(qū)就業(yè)人數(shù)變動減少0003%；其中誤差修正項的系數(shù)分別為-049、-1和-025，反映了其短期非均衡狀態(tài)會分別以049%、1%和025%的速度向長期均衡狀態(tài)趨近。可以看出，F(xiàn)DI流出對東部地區(qū)就業(yè)的影響最大且迅速，對中、西部地區(qū)就業(yè)的影響較小且較緩。當外商大規(guī)模撤資時，我國東部地區(qū)的經(jīng)濟會首先遭受重創(chuàng)，而中、西部地區(qū)的經(jīng)濟不會受到明顯的影響，且這種消極影響會逐漸減弱。

（四）脈沖響應分析

協(xié)整方程反映的是FDI與三大區(qū)域就業(yè)人數(shù)之間的長期均衡關(guān)系，而脈沖響應分析能夠形象地刻畫出FDI對區(qū)域就業(yè)動態(tài)作用的路徑變化。基于VECM模型，采用廣義脈沖響應法，對FDI流入、流出模型的各變量進行脈沖響應分析，結(jié)果見圖1、圖2。圖1、圖2的橫軸表示FDI動態(tài)作用的滯后期數(shù)（以年為單位），縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，曲線為脈沖響應函數(shù)的計算值。在模型中將FDI動態(tài)沖擊作用的滯后期設定為25年。[FL）]

圖1 FDI流入對三大地區(qū)的脈沖響應函數(shù)曲線

圖2 FDI流出對三大地區(qū)的脈沖響應分析和方差分解

[FL（K2]

FDI流入的脈沖響應分析方面：初期FDI流入對東部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)會產(chǎn)生持續(xù)波動的負影響，其影響介于-012%和0之間。在東部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)的變動中，F(xiàn)DI流入的貢獻率很小，約為2%；FDI流入對中部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)會產(chǎn)生正影響，從第6期開始產(chǎn)生負的影響，其影響介于-0002%和0003%之間。在中部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)的變動中，除第3期和第4期外，F(xiàn)DI流入的貢獻率微小，不到1%；FDI流入對西部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)會產(chǎn)生曲折上升的負影響，其影響介于-0005%和0之間。在西部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)的變動中，F(xiàn)DI流入的貢獻率幾乎為零。這表明FDI首先主要流入東部沿海地區(qū)，并會對該地區(qū)的就業(yè)產(chǎn)生明顯的影響，如曾經(jīng)出現(xiàn)的“孔雀東南飛”；但隨著我國引資政策向中西部地區(qū)的傾斜，如20世紀90年代末的西部大開發(fā)戰(zhàn)略和近幾年的中部崛起戰(zhàn)略等，F(xiàn)DI會逐漸向中、西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，這將會帶動該地區(qū)的就業(yè)。這與我們上面誤差修正模型估計所得出的結(jié)果基本一致。證明FDI流入的區(qū)域傾斜對我國的區(qū)域就業(yè)產(chǎn)生了不均衡的影響。

FDI流出的脈沖響應分析方面：給FDI流出一個沖擊，初期對東、中、西部地區(qū)的就業(yè)人數(shù)沒有產(chǎn)生明顯的沖擊，但在第二期到第七期會對東部地區(qū)就業(yè)持續(xù)產(chǎn)生非常強烈的波動，其影響在006-01的范圍內(nèi)波動；對中、西部地區(qū)，F(xiàn)DI流出的沖擊由負到正，在2-12期內(nèi)較明顯，波動范圍分別為-004-003和0-005，之后的影響逐漸減弱。總體上，對中部地區(qū)就業(yè)的沖擊比對西部地區(qū)就業(yè)的沖擊大。這表明FDI主要從東部沿海地區(qū)流出，并會對該地區(qū)的就業(yè)產(chǎn)生明顯的影響，不過隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略和中部崛起戰(zhàn)略的提出這種影響會逐漸轉(zhuǎn)移到中、西部地區(qū)，這與我們上面誤差修正模型估計所得出的結(jié)果基本一致，再次證明FDI流出的區(qū)域傾斜對我國的區(qū)域就業(yè)產(chǎn)生了不均衡的影響。

五、主要結(jié)論

FDI流動的區(qū)域分布不均導致我國區(qū)域結(jié)構(gòu)發(fā)展不均，從而導致就業(yè)的區(qū)域不均衡。本文基于VAR模型，分析了FDI流動與就業(yè)的長期均衡與短期波動的關(guān)系，通過脈沖響應分析揭示了FDI對區(qū)域就業(yè)動態(tài)作用的路徑變化，得到以下主要結(jié)論：

（1）FDI與三大區(qū)域就業(yè)人數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。FDI流入每增加1個百分點，會引起東部地區(qū)就業(yè)人數(shù)的減少，其他地區(qū)就業(yè)人數(shù)的增加，而FDI流出對東部地區(qū)的就業(yè)彈性最大，對中、西部地區(qū)的就業(yè)彈性較小，說明從長期來看，F(xiàn)DI對東部地區(qū)就業(yè)的負效應相當明顯，隨著勞動力素質(zhì)的不斷提高及技術(shù)改革，對人力資本的需求將大大節(jié)約。從區(qū)域發(fā)展的趨勢來看，F(xiàn)DI首先流入我國東部地區(qū)，進而向我國中、西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。隨著FDI流入的增加，中、西部地區(qū)將成為吸納就業(yè)人員的主要地區(qū)，而東部地區(qū)吸納就業(yè)人員的能力將嚴重下降。

（2）FDI的就業(yè)效應具有滯后性，且長期吸納效應和短期擠出效應并存。東部地區(qū)會是承接FDI流入的首要地區(qū)，并帶動大量勞動力轉(zhuǎn)移到該地區(qū)，但隨著我國國家宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整，政府加強對外資企業(yè)投資流向的引導，外商企業(yè)投資在我國中、西部地區(qū)的比重有所提高，中、西部地區(qū)將成為承接勞動力轉(zhuǎn)移的重要地區(qū)。但由于FDI對就業(yè)作用的滯后性，使得區(qū)域就業(yè)不均衡的狀況短期內(nèi)不會改變。長期來看，中部地區(qū)的就業(yè)狀況會得到改善，未來可能會成為吸納就業(yè)的主要區(qū)域之一。

（3）FDI對東部地區(qū)和中部地區(qū)的動態(tài)沖擊效應極為顯著。東部地區(qū)和中部地區(qū)是吸引FDI明顯較多的地區(qū)，F(xiàn)DI對這些產(chǎn)業(yè)和區(qū)域的沖擊效應明顯，進一步說明FDI對區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)的不均衡影響。

（4）FDI對東部地區(qū)就業(yè)的貢獻率較大，中部地區(qū)利用FDI促進就業(yè)的效率最高。FDI進入東道國會有明顯的區(qū)域集聚特征，其對東部地區(qū)造成明顯影響，對中、西部地區(qū)就業(yè)的影響不大。由于FDI流入在東部地區(qū)長期明顯的傾斜，使得東部地區(qū)在很長時間里擔任著承接勞動力轉(zhuǎn)移的重要角色，中西部地區(qū)勞動力大量轉(zhuǎn)向東部地區(qū)。但受到FDI流動的區(qū)域不均衡的影響，未來中部地區(qū)吸納就業(yè)的能力比東、西部地區(qū)強。因此，從經(jīng)濟發(fā)展角度來說，我國政府的引資政策應該更傾向中部地區(qū)。

參考文獻：

[1] Kravis R.， R. Lipsey. The Effect of Multinational Firms Foreign Operations on Domestic Employment[R]. NBER Working Paper， 1988， No.2760.

[2] P.S. Andersen and P. Hainant. Foreign Direct Investment and Employment in the Industrial Countries[R].BIS Working Paper，1998， No.61

[3] Peter N. Andreas W. FDI in Mexico： an Empirical Assessment of Employment Effects[R]. Kiel Working Paper， 2007， No.1328.

[4] Todaro， M. P. A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries [J]. American Economic Review， 1969（59）：406-422.

[5] UNCTAD. Transnational Corporations， Employment and the Workplace New York and Geneva [M].World Investment Report， 1994， United Nations publication.

[6] Christoph Ernst. The FDI-employment Link in a Globalizing World： the Case of Argentina， Brazil and Mexico [J]. Employment strategy papers from International Labor Office， 2005， （17）：301-304.

[7] Santos-Paulino， AmeliaU， Wan Guanghua. Special Section： FDI， Employment， and Growth in China and India [J]. Review of Development Economics， 2009（11）：128-136.

[8] Tomasz Mickiewicz， Slavo Radosevicv， Urmas Varblane. The Value Of Diversity： Foreign Direct Investment and Employment in Central Europe during Economic Recovery [R].University of Tartu Faculty of Economics and Business Administration Discussion Paper， 2000， No.5612.

[9] 牛勇平.國際直接投資與我國就業(yè)量之間的關(guān)系[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2001（11）：22-27.

[10]蔡昉，王德文.外商直接投資與就業(yè)：一個人力資本分析框架[J].財經(jīng)論叢，2004（1）：12-23.

[11]鄭月明，董登新.外商直接投資對我國就業(yè)的區(qū)域差異與動態(tài)效應——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（5）：32-41.

[12]蔡興，莫驕，馮志堅.中國出口、FDI與就業(yè)關(guān)系的區(qū)域差異分析——基于東部、中部和西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的檢驗[J].經(jīng)濟地理，2009（2）：22-27.

[13]溫懷德，譚晶榮.中國對外貿(mào)易、FDI對就業(yè)影響的實證研究——基于加入世貿(mào)組織前后東、中西部數(shù)據(jù)的比較[J].國際貿(mào)易問題，2010（8）：56-65.

[14]劉博.外商直接投資與我國經(jīng)濟增長的關(guān)系分析[J].哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2011（2）：10-14.