FDI對新疆就業影響的動態效應分析——基于建設“核心區”加強引進外資的背景

李豫新孫培蕾（石河子大學經濟與管理學院，新疆石河子832000）

FDI對新疆就業影響的動態效應分析——基于建設“核心區”加強引進外資的背景

李豫新孫培蕾
（石河子大學經濟與管理學院，新疆石河子832000）

［摘要］引進外商直接投資是新疆擴大就業的政策措施之一，但外資的引進能否實現新疆擴大就業的目標值得深思。文章基于1990－2014年時間序列數據，采用動態VAR方法，從直接和間接兩個角度考察了FDI對新疆就業影響的長期均衡與短期波動。結果表明：長期內，FDI與新疆國內投資、就業之間存在長期穩定的均衡關系。短期內，FDI對新疆就業具有正向直接效應，且能夠通過擠入國內投資，間接地推動新疆就業；FDI對新疆就業的直接影響程度較小，且在減弱；間接影響程度較大，且在加強。

［關鍵詞］外商直接投資；勞動就業；動態效應；VAR模型

一、引言

就業是民生之本，關系著人民群眾的切身利益，關系著社會穩定和長治久安。通過引進外商直接投資（FDI）創造就業崗位使東道國就業人數增加被一些經濟學家認為是有效之舉。

外商直接投資（FDI）對東道國就業的影響一直備受學術界關注。國外學者就外商直接投資對就業影響的效應研究成果豐富，但目前來看，仍未得到一致的結論。有學者認為外商直接投資對東道國就業有促進作用。Stefano Federico等使用多個數據源評估外商直接投資對意大利當地就業的影響，得出外商直接投資能夠較大地帶動當地就業的增加［1］。Nunnenkamp通過考察FDI對墨西哥不同階層工人的就業影響，得出相同的結論。也有學者認為FDI對東道國就業促進作用不明顯，甚至有負效應［2］。Ernst以巴西、阿根廷、墨西哥三個拉美國家1990－2002年的時間序列數據為樣本，研究服務制造業FDI對東道國就業的貢獻發現，FDI就業效應與其進入方式等因素密切相關，整體作用方向不明確［3］。John Inekwe通過協整檢驗和VEC模型對尼日利亞FDI對就業的影響進行探討，得出FDI對尼日利亞服務部門的就業有消極的促進作用［4］。國內關于FDI對就業影響的研究也獲得頗有價值的研究成果，不同學者基于不同的角度及研究方法得出的結論也不盡相同。就FDI對中國就業影響方面，王美今等利用1985－2004年省級面板數據構建聯立方程模型，得出FDI對中國會產生顯著的正向就業效應［5］。牟俊霖通過C－D生產函數研究FDI對中國就業的影響得出1993年以前，外商直接投資的直接就業效應和負的間接就業效應同樣顯著，而1993年以后，外商直接投資的直接就業效應減小，負的間接就業效應也減弱［6］。丁翠翠等采用動態面板數據模型廣義矩估計方法考察了FDI對我國就業影響的動態效應，表明FDI對我國就業整體上具有顯著的擠出效應［7］。也有學者從中國東中西三大區域角度對FDI與就業的關系進行分析。朱金生基于VAR模型的理論基礎，實證研究FDI流動對我國三大區域就業的不均衡影響，認為FDI對東部地區的就業效應為負，對中西部地區為正，FDI流出對中部的就業效應為正，對東西部的為負，總體上FDI流動的就業負效應明顯［8］。還有學者以省為單位進行相關研究。趙建國等以遼寧省為例，運用協整理論和面板模型對FDI的直接和間接就業效應進行研究，結果顯示遼寧省FDI的直接就業效應明顯，但間接就業效應和總效應均為負［9］。

可以看出，現有的大多數成果集中于研究外商直接投資對東道國就業的直接影響，對國內投資這一間接因素缺乏考慮，即使有學者引入國內投資，往往也忽略了外商直接投資與國內投資之間的相互關系及其對東道國就業的影響。西部大開發以來，新疆引進外資成效顯著，在一定程度上拉動了就業。2000年，新疆吸引外商直接投資金額1923萬美元，2014年達到41700萬美元，增長21．68倍，年均增速24．58%，新疆外資企業的直接就業人員數也明顯增加。同時，隨著新疆絲綢之路經濟帶核心區建設進程的加快，依托向西開放窗口優勢，新疆引進外資的能力會進一步加強。外商直接投資的進入，加劇了新疆市場競爭程度，新疆本地企業會減少就業人員數以提高效率和競爭力，另一方面，外商直接投資通過技術外溢，提高了新疆企業的技術水平，致使資本替代勞動，從而存在就業減少效應。那么，FDI對新疆所產生的就業效應是正是負？其影響程度究竟如何？深入研究這些問題對新疆在建設絲綢之路經濟帶核心區過程中，如何更加有效地引進外資具有一定的參考價值。

考慮到FDI對東道國就業的影響是一個動態的過程，且外商直接投資與國內投資之間存在著互動關系并對東道國就業產生影響，本文引入動態VAR模型分析方法，從直接和間接兩個角度分析FDI對新疆就業影響的長期均衡與短期波動，以期得出更為客觀的研究結論。

二、理論分析框架

外商直接投資對東道國就業的影響是極其復雜的，其能通過多種途徑來影響就業，進而產生不同的就業效應。一是外商直接投資企業直接雇傭工人而引起東道國就業變化，產生直接就業效應，二是外商直接投資通過影響東道國國內投資進而影響就業，產生間接就業效應［10－11］。

外商直接投資進入東道國方式的不同，影響東道國就業的直接效應也隨之變化，主要分為直接就業創造效應、就業損失效應和就業轉移效應［12－15］。直接就業創造效應，即外商直接投資以綠地投資（Greenfield Investment）的方式進入東道國，能夠增加新的生產能力，從而增加就業人數，該效應為正。就業損失效應，即外商直接投資以并購（Merger＆Acquisition）的方式進入東道國，在重組過程中會因為精簡人員使就業人數減少，該效應為負。就業轉移效應，即外商直接投資以合資（Joint Ventures）或合作的方式進入東道國，使停產或瀕臨破產的企業得以存活，從而轉移了從業人員的就業，需要明確的是，就業轉移效應是把原企業的就業人員轉移到新的企業，而不是增加了就業人員數，若并購成功，遠期內會提供更多的就業崗位。

外商直接投資的進入可通過不同途徑影響國內投資，進而產生間接就業效應，包括間接就業創造效應、就業擠入效應、就業擠出效應及技術外溢效應［12－15］。間接就業創造效應，即外商直接投資進入東道國，帶動了東道國前后向及相關產業的發展，進而創造新的就業崗位，此效應總是正效應。就業擠入效應，外商直接投資東道國，與國內投資面臨不同的市場需求，FDI將不會替代國內投資，反而會“誘發”國內企業為提高自身競爭力增加創新投資，進而帶動就業，此效應為正。就業擠出效應，若市場需求有限、市場機會相同，FDI將加劇國內市場的競爭程度，一方面，國內企業會減少就業人員以提高效率和競爭力，另一方面，部分國內企業會在競爭中陷入困境，市場份額和利潤的下降迫使國內企業削減投資，致使失業人數增加，此效應總是負的。技術外溢效應，外商直接投資通過技術外溢，提高了東道國國內企業的技術水平，而技術水平的提高會對國內企業勞動力產生替代作用，從而減少了東道國國內的就業，此時，外商直接投資的間接效應是負的。外商直接投資對東道國就業影響有正有負，總效應是不確定的，因此需具體分析FDI對新疆就業的影響。

圖1外商直接投資對就業影響的綜合分析框架圖

三、模型設定及數據說明

（一）模型設定

本文通過建立向量自回歸（Vector Auto－Regressive，VAR）模型對FDI對新疆就業的影響展開實證檢驗。VAR模型是由C．A．Smis（1980）提出的一種不以經濟理論為基礎來描述變量關系的多變量數據分析方法，采用多個方程聯立的形式，把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值來構造模型，進而對模型的每一個方程進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系并進行預測［16］。本文構建外商直接投資、國內投資、就業量三個變量滯后期的VAR計量模型：

（二）數據說明

實證分析中，考慮到數據可得性，樣本區間選擇1990－2014年共計25個年度的時間序列數據。外商直接投資為實際利用FDI金額，用FDI表示；國內投資為全社會固定資產投資額，用DI表示；就業量為年末就業人員數，用EMP表示。原始數據來源于歷年《新疆統計年鑒》。對數據進行三方面的處理：一是由于FDI額以美元為單位，因此采用當年人民幣對美元的中間匯率進行折算。二是對FDI、國內投資進行實證分析時，必須消除物價上漲和通貨膨脹的影響，本文通過以1978年為基期的居民消費物價指數折算出FDI額及國內投資額。三是為消除數據中可能存在的異方差，避免數據變化帶來劇烈波動，對各變量取自然對數，FDI、國內投資、就業量分別記為LNFDI、LNDI、LNEMP，運用EViews8．0進行實證分析。

四、實證分析

本文在設定的三維VAR模型的基礎上，對FDI對新疆就業影響的動態效應進行分析。首先，為避免宏觀經濟變量的不平穩造成長期結果的虛假回歸現象，采用單位根檢驗判斷數據的平穩性；其次，為確保脈沖響應函數和方差分解的有效性，對AR根的穩定性進行檢驗；最后，在VAR模型的基礎上依次進行Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數分析和方差分解分析［17］。

（一）模型的檢驗

1．各內生變量的平穩性檢驗。本文運用Dickey－Fuller提出的ADF檢驗對LNFDI、LNDI 及LNEMP進行單位根檢驗，根據各內生變量的時序圖可判斷出有無截距項和趨勢項。結果顯示：在0．05的顯著性水平下，三個時間序列在95%的置信區間內都是非平穩的，一階差分后，在95%的置信區間內DLNFDI、DLNDI、DLNEMP三個序列平穩，則三個序列均是一階單整的，即為I（1）過程，符合協整檢驗的條件。

2．AR根穩定性檢驗。在進行AR根穩定性檢驗前，需確定VAR模型的滯后階數。本文在前文設定的三維向量自回歸模型基礎上，用滯后結構中的滯后長度標準確定其滯后階數，結果如表1所示。

由表1可知，五個檢驗指標結果中有四個確定該VAR模型的最優滯后階數為2，因此，建立滯后2期的VAR模型，即VAR（2）。在VAR（2）模型的基礎上進行AR根檢驗，以確保短期動態結果的有效性，檢驗結果如表2所示。可知，所有特征方程的特征根倒數的模都小于1，即位于單位元內，建立的VAR（2）模型是穩定的，可進行隨后的Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數分析和方差分解。

表1　　向量自回歸模型滯后期的確定

表2　AR根倒數模值

（二）FDI對新疆就業的長期影響

1．Johansen協整檢驗。Johansen協整檢驗是基于回歸系數的檢驗，進而揭示各變量之間是否存在協整關系。由ADF單位根檢驗可知，LNFDI、LNDI、LNEMP均為一階單整序列，可進行協整檢驗，以確定三個變量間是否有長期穩定關系。檢驗結果如表3所示。

表3　　特征根跡（Trace）檢驗結果

特征根跡結果顯示，在0．05的顯著性水平下，拒絕無協整關系的原假設，表明各變量間存在一個協整關系，對其標準化的長期協整關系如式（1）：

式（1）表明，FDI每增加1個百分點，國內投資增加1．04175個百分點，就業增加2．15267個百分點，國內投資對FDI的彈性系數為1．04175，就業對FDI的彈性系數為2．15267。

2．Granger因果關系檢驗。Johansen協整檢驗只能證明LNFDI、LNDI、LNEMP間存在長期穩定關系，但這種關系是否呈現出因果性還需要進行Granger因果關系檢驗。通過Granger因果關系檢驗得出，在滯后二期，95%的置信區間內：

（1）FDI是新疆就業量的弱Granger原因，但就業量是FDI的強Granger原因，這表明FDI會在一定程度上引起新疆就業量的變化，而就業量的變化會很大程度的影響外商直接投資新疆。

（2）FDI和國內投資成雙向的Granger原因，表明FDI會導致國內投資的變化，而國內投資的變化也會影響FDI。

（3）國內投資是新疆就業量的Granger原因，但就業量不是國內投資的Granger原因，表明國內投資的變化會帶動新疆就業量的變化，而就業量的變化對新疆國內投資影響程度較小。

（三）FDI對新疆就業影響的短期波動

1．脈沖響應函數估計。脈沖響應函數可進一步檢驗各宏觀經濟數據之間的短期動態關系，即給隨機擾動項一個單位標準差的沖擊時，對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。脈沖響應函數可以清晰地刻畫這些影響的軌跡，進而顯示隨機擾動項的沖擊時如何通過VAR模型的動態結構來影響所有內生變量的過程。各內生變量受到一個單位標準差沖擊后的分析（結果見圖2）。

圖2脈沖響應函數圖

（1）新疆FDI對就業量的直接影響。圖2（1）為LNEMP對LNFDI一個標準差沖擊的響應圖。面對LNFDI一個標準差的沖擊，LNEMP作出倒“U”形的響應趨勢特征，即本期給外商直接投資一個標準差的沖擊后，就業量立即作出0．005940的負向響應，其后形成緩慢上升趨勢，在4期達到0．010771的峰值，隨后又衰減下來。這說明外商直接投資在當期產生了就業損失效應，究其原因可能是隨著新疆FDI規模的擴大，越來越多的外資企業直接以技術作為投資的條件，采取合資、兼并收購等方式進入新疆，為實現利潤最大化，外資企業會保留高素質人才、減少低技能的勞動力。隨著外資企業規模的擴大，其對新疆勞動力的需求增加，對就業的積極拉動作用逐步增大，外商直接投資的直接就業創造效應愈發明顯。

（2）新疆FDI對就業量的間接影響。圖2（2）顯示新疆FDI對新疆就業量的間接影響可以通過國內投資進行傳導。本期給外商直接投資一個標準差的沖擊后，國內投資立即作出0．004926的正向響應，其后表現為較為平穩的先上升后略有下降，說明在短期內新疆FDI對國內投資產生擠入，帶動國內投資的增長。新疆國內投資的增加又會對就業產生影響，如圖2（3）所示。面對國內投資一個單位標準差的沖擊，就業只在當期表現為負效應，隨后形成比較明顯的正向效應，且保持平穩的上升趨勢。因此，從短期來看，國內投資受外商直接投資驅動會對新疆的就業產生就業擠入效應。可以將其理解為，新疆FDI在短期內帶動國內投資的增加進而間接促進新疆就業的增長，其傳導途徑為：FDI→國內投資→就業。

2．方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。本文使用方差分解測度FDI、國內投資對新疆就業短期變動的影響程度。在采用Cholesky正交化處理消除殘差項彼此間的同期相關和序列相關的基礎上，分別對LNFDI、LNDI、LNEMP進行方差分解（結果見表4）。

表4　　方差分解表

由表4可以看出：新疆FDI對就業、國內投資的影響顯著。第10期，就業量的變動有15．05%是由外商直接投資引起的，國內投資的變動有8．43%是由外商直接投資引起的。從影響就業變動的國內投資來看，國內投資對就業變動的貢獻度為41．36%，國內投資對就業的貢獻度大于外商直接投資對就業變動的貢獻度。新疆FDI對就業和國內投資的解釋程度呈降低趨勢，到第20期，FDI對就業和國內投資的解釋程度分別為9．01% 和5．87%，新疆國內投資對就業變動的貢獻度增加至50．52%，遠遠大于外商直接投資對就業變動的貢獻度［10］。綜上可知，國內投資是影響新疆就業變動的關鍵因素，且影響程度在增加，而外商直接投資對新疆就業變動的影響程度在減弱。

五、結論與政策建議

（一）結論

一是從長期來看，FDI與新疆國內投資、就業量之間存在長期穩定的均衡關系。二是FDI、國內投資與就業量間存在因果關系。表現在FDI會直接引起新疆就業量的變動，新疆就業量的變動也會引起FDI的變動，FDI會引起新疆國內投資的變動，進而間接影響新疆就業。三是在短期內，從直接影響來看，FOI的就業效應在當期為就業損失效應，在滯后期為就業創造效應，且外商直接投資的直接就業效應整體上表現為正。從間接影響來看，FDI在短期內對國內投資產生擠入，帶動國內投資的增加，而國內投資的增加又對新疆就業量的增加起到一定的促進作用，產生就業擠入效應，間接影響在整體上表現為正。綜合來看，FDI對新疆就業增加產生積極影響，FDI在較大程度上間接影響了新疆就業，影響程度在加強，而對就業的直接影響程度較小，且在減弱。

（二）政策建議

1．加強人力資源開發，提高勞動力素質。隨著新疆經濟的快速發展，FDI投向逐漸由勞動密集型向資本、技術密集型產業過渡，外資企業對新疆勞動力的素質提出更高的要求。為此，政府部門應通過加大教育投資力度、提供專業技能培訓等渠道促進新疆人力資源開發，使新疆低技能、非熟練勞動力向高技能、熟練勞動力轉變，以滿足跨國公司對新疆高素質勞動力的需求。

2．有選擇地引進外資，以便充分發揮其積極的間接就業促進效應。積極鼓勵外資企業投資于在產業價值鏈上關聯程度大、就業乘數顯著的產業，限制與國內企業競爭激烈的外資企業流入新疆，以減少外資對國內投資的擠出效應，更好地發揮外資流入對新疆就業積極的間接促進效應。

3．引導外資進入合理的投向區域。新疆應根據各地區在經濟發展水平、勞動力素質等方面的差異，對外資進行分流引導。對經濟發展相對較好的北疆，重點引進資本、技術密集型產業，實現經濟增長和就業增加的雙重目標，對于南疆地區，鼓勵引進技術層次較低的勞動密集型產業，以達到就業創造的目的，促進南疆經濟的快速發展，實現新疆南北疆協同發展。

參考文獻

［1］Stefano Federico，Gaetano Alfredo Minerva．Outward FDI and Local Employment Growth in Italy［J］．Review of World Economics，2008，144（2）：295－324

［2］Nunnenkamp P，Bremont J E A．FDI in Mexico：An empirical assessment of employment effects［R］．Kieler Arbeitspapiere，2007．

［3］Ernst C．The FDI employment link in a globalizing world：The case of Argentina，Brazil and Mexico［J］．International Labour Office，Employment Strategy Paper，2005，17．

［4］John Nkwoma Inekwe．FDI，Employment and Economic Growth in Nigeria［J］．African Development Review，2013，25（4）：421－433

［5］王美今，錢金保．外商直接投資對我國就業的影響──基于誤差成分聯立方程模型的估計［J］．中山大學學報（社會科學版），2008，（06）：178－184，205．

［6］牟俊霖．外商投資對中國就業影響的實證分析［J］．經濟與管理，2007，（04）：33－37．

［7］丁翠翠，郭慶然．外商直接投資對我國就業影響的動態效應與區域差異——基于動態面板數據模型的GMM估計［J］．經濟經緯，2014，（01）：62－67．

［8］朱金生，王鶴，問金龍．外商直接投資流動對我國就業結構的動態效應——基于VAR模型和脈沖響應的實證檢驗［J］．商業研究，2013，（06）：162－168．

［9］趙建國，李佳．外商直接投資的就業效應研究——基于遼寧省的實證分析［J］．東北財經大學學報，2011，（06）：31－37．

［10］閻敏，郭婷．FDI對中國勞動就業的影響效應實證研究——基于面板VAR模型的動態分析［J］．統計與信息論壇，2012，（07）：52－57．

［11］金碧，陳仲常．中國外商直接投資就業效應傳導渠道研究［J］．人口與經濟，2007，（01）：36－40，35．

［12］張建勤．外商直接投資對我國就業的影響——一個綜合分析框架［J］．經濟與管理研究，2005，（05）：46－50．

［13］侯廣豪，盈帥，劉發躍．外商直接投資的區域就業效應——基于山東省數據的協整分析［J］．廣東金融學院學報，2008，（02）：105－111．

［14］蔡興，莫驕，馮志堅．中國出口、FDI與就業關系的區域差異分析——基于東部、中部和西部地區面板數據的檢驗［J］．經濟地理，2009，（02）：215－219．

［15］王劍．外國直接投資對中國就業效應的測算［J］．統計研究，2005，（03）：29－32．

［16］趙娜，張曉峒．外國直接投資與我國經濟增長：基于VAR模型的動態效應分析［J］．國際貿易問題，2008，（03）：86－94．

［17］丁正良，紀成君．基于VAR模型的中國進口、出口、實際匯率與經濟增長的實證研究［J］．國際貿易問題，2014，（12）：91－101．

（責任編輯：管仲）

［作者簡介］李豫新（1962－），男，河南唐河人，碩士研究生，教授，博士生導師，研究方向：區域經濟與產業發展；孫培蕾（1989－），女，河南沈丘人，博士研究生，研究方向：區域經濟。

［基金項目］國家社科基金項目（13BGJ024）。