外商直接投資影響就業(yè)的實證分析

○羅翊龍 劉欣

（華南師范大學 廣東 廣州 510006）

改革開放以來，我國對外商直接投資（FDI）的吸引力日益增強。本文以中國1983-2006年年度數(shù)據(jù)為樣本，運用Johansen協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型（VEC模型）來分析FDI、國內(nèi)投資對我國就業(yè)效應的影響。

一、數(shù)據(jù)說明與平穩(wěn)性檢驗

1、變量選取和數(shù)據(jù)說明

反映外商直接投資水平的指標主要有外商直接投資的項目（企業(yè)）個數(shù)、合同利用外資金額和實際利用外資金額。這三個指標中，實際利用外資金額更能夠真實客觀的反映外商直接投資的實際水平。因此，本文以我國實際利用外資金額來反映外商直接投資的水平，用FDI來表示，該指標是經(jīng)過各年的銀行中間匯率換算所得的結果，單位以億元計算。用固定資產(chǎn)投資減去利用外資的部分作為國內(nèi)投資的指標，用DI表示，單位以億元計算。以每年的從業(yè)人員數(shù)作為就業(yè)人數(shù)，用EM表示，單位以萬人計算。

本文實證分析所采用的樣本數(shù)據(jù)取自于1983-2006年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2007年中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國統(tǒng)計資料五十五年匯編》。對1983-2006年的FDI、DI和EM的數(shù)據(jù)用Excel圖標功能繪成如圖1所示。為了減少數(shù)據(jù)可能存在的異方差，我們對以上三組時間序列分別取自然對數(shù)，即以LFDI、LDI和LEM來反映我國外商直接投資、國內(nèi)投資和就業(yè)人數(shù)的狀況，其相應的一階差分用 D（LFDI）、D（LDI）和 D（LEM）表示。下面的檢驗和實證分析部分都將借助于Eiews5.0完成。

圖1 我國FDI、DI與EM的變化趨勢（單位：億元/萬人）

2、變量的平穩(wěn)性檢驗

我們采用ADF檢驗對變量進行平穩(wěn)性分析，檢驗時采用AIC最小準則自動選擇滯后階數(shù)，檢驗順序如下：從含常數(shù)項和時間項模型開始，然后為只含常數(shù)項模型，最后為既不含常數(shù)項也不含時間項模型。對變量LEM、LFDI和LDI及其一階差分進行ADF檢驗，結果如表1所示。

由ADF檢驗可知：LFDI、LDI和LEM均沒通過5%的臨界值檢驗，表明這三個變量都存在單位根，為非平穩(wěn)性序列。而D（LFDI）、D（LDI）和 D（LEM）均通過了 5%的臨界值檢驗，表明這三個變量的一階差分都為平穩(wěn)性序列，即LFDI、LDI和LEM都是I（1）的。為此我們可以運用Johansen協(xié)整檢驗來確定變量

表 1LFDI、LDI和 LEM 的 ADF檢驗

LFDI、LDI和LEM是否存在協(xié)整關系。

3、Johansen協(xié)整檢驗

（1）最優(yōu)滯后階數(shù)的選取

由于LFDI、LDI和LEM均是I（1）的，那么這三個時間序列之間就有可能存在著協(xié)整關系，本文采用了Johansen協(xié)整檢驗法來檢驗上述三個變量的協(xié)整關系。這種方法的原理是在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗變量之間的協(xié)整關系。在進行Johansen協(xié)整檢驗前必須確定VAR模型的最后滯后期K，K的選擇依賴于VAR模型中各種選擇準則取值的比較，詳見表2。

由表2可知，根據(jù)滯后長度的選擇準則，由FPE、AIC、SC和HQ四種準則所得到的合適滯后期長度均為3期，而LR準則所得到的合適滯后期長度為2期。結合各種取值的情況以及為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強的解釋力，同時消除誤差項的自相關，選擇最大滯后階數(shù)為3。

表2 VAR滯后不同階數(shù)下選擇準則的取值情況

對VAR（3）模型的殘差項進行檢驗，自相關檢驗得到LM（3）=10.21717，P=0.3332，表明殘差序列不存在自相關；White異方差檢驗（沒有交叉項）結果為，HT=110.8011，P=0.4074，表明殘差序列不存在異方差；殘差的正態(tài)性檢驗結果為，JB=23.97377，P=0.5209，表明VAR（3）模型的殘差序列服從正態(tài)分布。因此選擇滯后3期的VAR模型比較合理。

（2）Johansen協(xié)整檢驗

由于Johansen檢驗是對無約束的VAR模型施以向量協(xié)整約束后的VAR模型，因此協(xié)整檢驗所選擇的滯后階數(shù)應該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即Johansen檢驗的最后滯后階數(shù)為2期。通過對初始數(shù)據(jù)的分析，我們確定觀測序列沒有線性確定性趨勢且協(xié)整方程不含截距項。Johansen協(xié)整檢驗結果見表3。

表3 LFDI、LDI和LEM之間的Johansen協(xié)整檢驗結果

由表3可見，在5%的置信水平下，協(xié)整方程的個數(shù)r=1，表明LFDI、LDI和LEM三個變量之間存在一個協(xié)整關系，可以通過向量誤差修正模型進行估計和計量分析。

二、FDI、國內(nèi)投資對中國就業(yè)效應的計量分析

根據(jù)VEC模型和協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)，建立一個（LEMt，LFDIt，LDIt）三維變量的包含誤差修正項和2階滯后差分的VEC模型，由于協(xié)整方程不含有截距項，所以該模型也不包含截距項。

1、長期分析

VEC模型估計結果表明，LFDI、LDI和LEM存在著一個長期均衡的協(xié)整關系，協(xié)整方程的表達式為：

方程中系數(shù)估計值下面的圓括號內(nèi)是漸進標準誤，方括號內(nèi)是t統(tǒng)計量值。對ECM進行平穩(wěn)性檢驗，選擇無趨勢項無常數(shù)項，根據(jù)AIC最小準則選擇滯后階數(shù)1，ADF檢驗值為-3.013249，1%臨界值為-2.674290，由此可見ECM為平穩(wěn)序列，反映了序列LEM、LDI和LFDI之間存在長期的均衡關系。長期來看，我國國內(nèi)投資的就業(yè)彈性為3.662596，外商直接投資的就業(yè)彈性為-3.709395，表明國內(nèi)投資對就業(yè)增長具有正效應，外商直接投資對就業(yè)增長則為負效應。對長期而言，加大國內(nèi)投資能帶動我國就業(yè)的增長及優(yōu)化就業(yè)結構，而外商直接投資對國內(nèi)投資和就業(yè)增長表現(xiàn)為正向的擠出效應，從而對我國長期就業(yè)表現(xiàn)為阻礙作用。因此國內(nèi)投資長期可以促進就業(yè)的增長，外商直接投資長期會阻礙就業(yè)的增長。

2、短期分析

我們只關心外商直接投資與國內(nèi)投資對就業(yè)效應的影響，給出VEC模型估計方程：

其中，ECM（-1）=LEM（-1）-3.662596*LDI（-1）+3.709395*LFDI（-1），即為誤差修正的滯后1期，系數(shù)估計值下面圓括號內(nèi)是漸進標準誤，中括號內(nèi)是t統(tǒng)計量。誤差修正項的系數(shù)說明在所考察的各變量之間在長期是否具備收斂的可能性，方程中誤差修正項系數(shù)為負值，表明有向長期穩(wěn)定關系收斂的趨勢，符合誤差反向修正機制。由方程可知誤差修正項的系數(shù)顯著但很小，表明每年的LEM與其長期均衡值的偏差中約只有1.58%被修正，這說明修正的速度比較慢，因此就業(yè)從短期偏離到長期均衡所用的時間較長。VEC模型中，國內(nèi)投資的短期調(diào)整系數(shù)都為負值，而外商直接投資的短期調(diào)整系數(shù)都為正值，并且滯后 1 期的 D（LDI）、D（FDI）系數(shù)和滯后 2 期的 D（FDI）系數(shù)都通過了5%顯著性水平下的t檢驗，這表明短期內(nèi)國內(nèi)投資對就業(yè)存在顯著的負效應，而外商直接投資對就業(yè)存在顯著的正效應，這與長期恰恰相反。由于國內(nèi)投資在短期內(nèi)不可能很快帶動就業(yè)的增長，一般表現(xiàn)為就業(yè)增長要滯后于國內(nèi)投資的增長，而外商直接投資在短期內(nèi)可以彌補這個就業(yè)時滯，帶動就業(yè)增長。因此，在短期外商直接投資的就業(yè)效應要大于國內(nèi)投資帶來的就業(yè)效應。

三、結論及相關政策建議

1、Johansen協(xié)整檢驗表明，我國FDI、國內(nèi)投資和就業(yè)之間存在著一個長期的均衡關系

從長期來看，國內(nèi)投資的就業(yè)彈性為3.66，表明國內(nèi)投資每增長1%，就業(yè)增加3.66%；而外商直接投資的就業(yè)彈性為-3.71，表明外商直接投資每增長1%，就業(yè)減少3.71%；說明長期國內(nèi)投資比外商直接投資對就業(yè)增長具有更強的影響。但短期內(nèi)我國國內(nèi)投資的就業(yè)彈性為負，外商直接投資的就業(yè)彈性為正，并且外商直接投資比國內(nèi)投資對就業(yè)具有更強的影響，這與長期的就業(yè)效應剛好相反。這表明短期內(nèi)外商直接投資可以帶動就業(yè)的增長，長期來說卻有抑制的作用；而國內(nèi)投資卻恰恰相反。這種互補的就業(yè)效應，為我們選擇不同時期的投資就業(yè)政策提供一個參考。

2、VEC模型分析表明，我國就業(yè)的短期偏離有向長期均衡收斂的趨勢

誤差修正項的系數(shù)約為-0.0158且t檢驗顯著，表明每年就業(yè)中短期偏離長期的均衡值有1.58%被修正，但修正的速度比較慢，因此就業(yè)從短期偏離到長期均衡所用的時間較長。這就要求我們不僅要考慮通過引進外商直接投資來解決短期的就業(yè)問題，也要通過國內(nèi)投資來解決長期的就業(yè)問題。從長遠的就業(yè)趨向來說，應該加大國內(nèi)投資的力度，提高國內(nèi)投資的效率；但我們也不能忽視短期的就業(yè)問題，目前我國正處于轉(zhuǎn)型期，就業(yè)問題是個首要問題，因此必須要通過引進外商直接投資來解決目前就業(yè)不足的現(xiàn)象。我國目前應采取積極的投資政策，通過引進外商直接投資來解決短期性的失業(yè)問題，同時加大國內(nèi)投資來解決長期性的失業(yè)問題。

[1]王劍、張會清：外國直接投資對中國就業(yè)效應的實證研究[J].世界經(jīng)濟研究，2005（9）.

[2]鐘輝：FDI對中國就業(yè)影響的動態(tài)分析[J].世界經(jīng)濟研究，2005（12）.

[3]王燕飛、曾國平：FDI、就業(yè)結構及產(chǎn)業(yè)結構變遷[J].世界經(jīng)濟研究，2006（7）.

[4]斐長洪、樊瑛：利用外資仍要堅持數(shù)量與質(zhì)并重[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008（3）.

[5]Sergio Mariotti、Marco Mutinelli、Lucia Piscitello：本國就業(yè)與對外直接投資的關系：對意大利的實證分析[J].經(jīng)濟資料譯叢，2003（1）.

[6]Peter Nunnenkamp、José Eduardo Alatorre Bremont：FDI in Mexico：Mexico：An Empirical Assessment of Employment Effects [Z].Kiel Working Paper，2007.

[7]Sau-Him Paul Lau：Using an Error-correction Model to Test Whether Endogenours Long-run Growth Exists[J].Journal of Economic Dynamics&Control，2008（2）.