外商直接投資的就業效應研究——基于遼寧省的實證分析

趙建國，李 佳

(東北財經大學 公共管理學院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

近年來，面對中國嚴峻的就業形勢，政府部門及學術界紛紛嘗試通過多種途徑解決就業問題。鑒于外資企業在中國經濟中的比重不斷增加，其在解決就業問題方面的作用也引發了越來越多的關注。很多地方政府在提出從“招商引資”向“招商選資”政策轉變的同時，也開始將外商直接投資對就業的影響作為選擇引資項目的依據之一。但是，作為政府決策的重要前提，外商直接投資對就業的實際影響還有待論證和確認。

國外學者在外商直接投資對就業的影響方面已經積累了較為豐富的研究成果。Duncan［1］通過大量調查發現外商直接投資對東道國就業的影響表現在就業數量、就業質量和就業區位三個方面。從就業數量上看，外商直接投資有可能使就業機會增加，也可能使就業減少;從就業質量上看，外商直接投資提高了工資與生產率，也會對就業產生影響;從就業區位上看，外商直接投資給高失業區創造了機會，但產生了造成新的失業的可能。聯合國貿易和發展會議 (UNCTAD)［2］指出，外商直接投資在東道國的生產經營活動對創造就業有直接就業效應和間接就業效應，并對東道國的就業質量產生影響。Mickiewicz等［3］對四個中歐國家的研究結果表明，外商直接投資創造了較多的就業機會，并在較大程度上遏制了大量失業可能引起的嚴重后果。Williams［4］分析了跨國公司投資的進入方式和來源國等因素對東道國勞動力需求的影響，但其并未發現這些因素對勞動力需求有顯著的影響。Mariotti等［5］從利用外資對意大利就業增長的帶動效果入手，闡明了外商直接投資對就業增長的積極作用。

國內的相關定量研究多見于21世紀初。王振中［6］從凈增量變化角度考察了外商直接投資對就業數量的影響，得出外商直接投資對就業產生正向作用。牛勇平［7］認為，在1986—1998年間，外商直接投資對中國就業的增長起到了較強的正作用。袁志剛［8］考察并估計了1978—2000年外商直接投資對中國就業的直接影響及外商直接投資通過前后向聯系和乘數效應增加間接就業的情況。田素華［9］研究了外商直接投資對上海市的就業效應，外商直接投資增量對上海市的勞動就業效應小于零，外商直接投資存量對上海市的勞動就業效應大于零。無論是增量還是存量，外商直接投資對上海市第三產業的勞動就業均有顯著的促進作用，外商直接投資增量不利于上海市第一產業和第二產業增加勞動就業機會。王劍和張會清［10］將外商直接投資對就業的效應分為直接效應和間接效應，并用實證方法分析得出外商直接投資對中國就業效應產生了顯著的積極影響，外商直接投資每增加1個百分點帶動實際就業增加0.008個百分點。牟俊霖［11］研究了外商投資對中國就業的影響，1993年以前外商投資的直接就業效應非常顯著，負的間接就業效應也很顯著;1993年以后外商投資的直接就業效應減小，負的間接就業效應也減弱。

綜合國內外研究，我們發現外商直接投資對就業的影響比較復雜，外商直接投資對不同地區的影響是不同的，因為各個地區的資源稟賦、歷史文化以及外資進入的行業和方式等都會對外商直接投資的就業效應產生影響，所以必須綜合考慮外商直接投資的直接就業效應和間接就業效應。也就是說，外商直接投資對東道國的總體就業水平的影響要根據具體情況進行分析，才能得到比較準確的結果。另外，目前國內研究主要以全國樣本為研究對象，在一定程度上忽視了省級層次的具體性和差異性，因而不能對地方政府的外商直接投資政策進行有效的指導。遼寧省是東北老工業基地之一，伴隨老工業基地改造的不斷深入，正面臨越來越嚴峻的就業形勢。同時，遼寧省也是招商引資的大省，如何在未來的引進外商直接投資過程中，更好地兼顧經濟發展與就業增長兩項目標是遼寧省政府面臨的重要戰略決策。因此，對遼寧省外商直接投資的就業效應進行研究，不僅是對現有研究的補充與完善，而且有助于相關政府部門制定更加有效的政策。

二、理論模型的構建

(一)構建思路

在針對外商直接投資就業效應的實證研究中，早期的一些學者［6-7-10］主要是運用流量投資指標，通過構建聯立方程的辦法度量外商直接投資的直接就業效應和間接就業效應，這些研究所采用的方法值得借鑒，其不足在于忽略了存量指標的影響。流量指標屬于短期因素，存量指標更能體現外商直接投資的長期過程。近年來，一些學者［9-11］逐步認識到不能單一地運用流量指標，而應該綜合運用流量指標和存量指標。本文在借鑒流量度量研究方法的基礎上，將存量指標引入理論模型中，進而綜合分析外商直接投資的就業效應。具體而言，就是在生產者一般均衡理論中引入流量和存量兩個指標，并構建計量模型，從而克服以往研究中或缺乏理論基礎或忽略某一指標的不足。

本文用外商直接投資流量度量直接就業效應，影響外商投資流量就業效應的因素主要是外商投資進入的方式和進入的行業等短期因素。直接就業效應系數主要反映外商直接投資額的變動與就業數量變動之間的關系。如果系數為正，說明外商直接投資對就業的影響是積極的，投資額和就業量均穩步增加;如果系數為負，說明外商直接投資對就業的影響并不顯著，外商直接投資額的變動并沒有引起就業的相應增加。這可能與外資進入的方式和進入的行業有關，比如采用合作和合資經營的方式進入，這時可能會提高資本—勞動比，直接減少就業量。如果進入的行業是勞動密集型行業，那么對就業的正拉動作用很大;如果在勞動密集型行業提高資本—勞動比，那么對就業的負面影響就很大。

本文用外商直接投資存量度量間接就業效應，外商投資存量反映了東道國外商投資企業的總體生產規模與技術水平。影響外商投資存量就業效應的因素有:外商投資企業與東道國國內企業的產業關聯度、外商投資企業與東道國國內企業的競爭關系、外商投資企業對東道國產業經濟發展的促進作用等，這些因素都與東道國外商投資企業的總體實力密切相關。間接就業效應系數如果為正，說明間接效應的綜合作用對就業的影響是積極的。雖然不能具體劃分哪些因素起多大作用，但是可以結合定量和定性進行綜合分析，比如國外投資與國內投資的“擠進”和“擠出”關系及產業關聯度等。

(二)構建過程

根據廠商理論，本文將資本要素按其來源分為國內資本和國外資本，生產函數表示為如下形式:

其中，Q為總產出，A為技術進步水平，Kd為國內資本，Kf為國外資本，L為勞動力投入量。其生產成本函數為:

其中，w為工人的工資水平，r為資本價格水平。假設生產函數為規模報酬不變的Cobb-Douglas形式，廠商以利潤最大化為目標，則廠商利潤函數為:

其中，α、β和γ分別代表各要素相對應的產出彈性。(3)式兩邊對L求導得:

(4)式經對數變換可表示如下:

假設不考慮技術進步以及工資率變化，則 (5)式可以進一步簡化為:

(6)式中的C1、C2和C3不同于 (5)式中的C1、C2和C3。

(6)式是實證分析的基本計量理論模型。在此模型基礎之上進行擴展，分別度量外商直接投資的直接就業效應、外商直接投資的總體就業效應和遼寧省各地區外商直接投資的直接就業效應。

1.外商直接投資直接就業效應計量模型

其中，FDILt為第t年的外企年底從業人員，FDIt為第t年的外商實際直接投資額，μt為誤差修正項，C2即外商直接投資的直接就業效應系數。

2.外商直接投資總體就業效應計量模型

其中，L*t代表第t年年底總體從業人員，IDt表示第t年的國內流量投資，TIDt表示第t年的國內存量投資，IFt表示第t年的外商直接流量投資，TIFt表示第t年的外商直接存量投資，由于投資具有滯后性，因此選取滯后一期。IFt(-1)表示第t年的外商直接流量投資的滯后一期，IDt的滯后一期對模型并不顯著，所以省略。C4即外商直接投資總體直接就業效應系數，C5即外商直接投資總體間接就業效應系數，μt為誤差修正項。

3.遼寧省各地區外商直接投資直接就業效應模型

其中，FDILit為第i個地級市第t年的外企從業人員數，FDIit為第i個地級市第t年的外商直接流量投資，C2即各個地區外商直接投資的直接就業效應，μit為誤差修正項。

三、實證分析

(一)外商直接投資的直接就業效應

考慮到數據的可得性，外企年底從業人員、外商實際直接投資數據從1990年開始，對1990—2007年的數據進行回歸分析。匯率為美元加權平均匯率，數據來源于《中國金融年鑒2008》。

ADF單位根檢驗結果 (如表1所示)表明，所有數據的水平序列均為平穩序列，因此不存在偽回歸問題。

表1 ADF單位根檢驗結果

括號內的數據為t統計量，以下方程類同。計量結果檢驗表明方程擬合較好;外商直接投資直接就業效應系數在1%的顯著性水平下顯著，具有統計意義;方程的DW值小于2，可能存在正序列相關，通過殘差序列自相關圖和LM檢驗可知，并不存在序列自相關問題;F統計量在1%的顯著性水平下顯著，模型擬合很好。

實證結果表明，外商直接投資額每變動1%，拉動外企直接就業人員變動0.62%。外商直接投資直接就業效應系數為0.62，說明外商直接投資的增加對遼寧省的就業直接拉動作用是非常積極的。遼寧省1990年外商直接投資的就業水平僅為4.60萬人，到2007年外商直接投資的就業水平達到54.60萬人，比1990年增長了10倍，外商直接投資對就業的直接效應越發顯著。

(二)外商直接投資的總體就業效應

考慮到數據的可得性，選取1985—2007年共23個數據。外商直接存量投資和國內存量投資是以1985年為基期的各年投資增量的和，在這里忽略折舊。匯率數據為年加權平均匯率。所有數據來自歷年《遼寧統計年鑒》和《中國金融年鑒2008》。

運用Eviews5.0對方程 (8)進行估計，結果為:

運用Eviews5.0對方程 (7)進行估計，結果為:

對回歸方程 (11)的殘差序列進行ADF單位根檢驗。其中t統計量為-3.77，表明在5%的顯著性水平下拒絕有單位根的原假設，所以殘差序列是平穩的，說明所估計的的各個變量之間具有協整關系，不存在偽回歸問題。計量分析結果表明，所有參數均在5%的顯著性水平下顯著，F統計量在1%顯著性水平下顯著，模型擬合很好。根據DW檢驗、殘差序列自相關圖以及LM檢驗可知，并不存在序列自相關問題。

實證結果表明，國內流量投資對總體就業并沒有起到直接的促進作用，不過國內的存量投資對總體就業的間接促進作用較大。外商直接流量投資對總體就業水平起到了直接的促進作用，直接就業效應系數為0.03，這與上面分析得到的外商直接投資流量對外企就業的直接促進作用是一致的，說明外商直接投資流量確實提高了遼寧省的就業水平。但用外商直接存量投資度量的間接就業效應系數為-0.08，說明外商投資存量對總體就業起到了“擠出”的作用，甚至大于外商直接投資的直接促進作用，這可能是由于外商投資對國內投資的擠出以及產業關聯不強造成的。通過外商直接投資流量和投資存量前的總體直接就業效應系數與間接就業效應系數相加，可以得到外商直接投資總體就業效應系數為-0.05，說明外商直接投資對總體就業的促進作用并不顯著。

進一步分析2007年遼寧省外商直接投資的產業或行業分布可知，第二產業占總投資額的60%，第三產業為35%，第一產業為5%，總體產業分布很不均衡。同時，各產業內部分布也不均衡，第二產業中的制造業占第二產業的比重達90%，占總投資額的比重超過50%;第三產業中的房地產業占第三產業的比重達60%，占總投資的比重超過20%。遼寧省的外商直接投資主要集中在這兩個行業，而這些行業恰恰是國內企業競爭相當激烈的行業，所以外資的進入無疑加劇了競爭。而外資在其他領域涉及過少則不利于遼寧省產業結構的調整，只會加劇國內競爭。外商投資的過度集中也從側面反映出外商直接投資與國內投資的產業聯動性不強。

為了判斷外商直接投資是否對國內投資產生了擠出效應，下面建立計量模型予以實證分析。根據Teanravisitsagool［12］的絕對擠入和擠出模型，考察外商直接投資對中國國內投資的長期影響。一個地區的總投資主要由國內投資與國外投資兩部分構成，影響國內投資的因素還有利率以及國內總產出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影響并不顯著，很多研究都證明了這一點，因此建立下面的計量經濟模型。

IDt表示第t年的國內資產投資總額，近似等于固定資產投資總額減去外商直接投資額，IFt表示第t年的外商直接投資額，GDPt表示第t年的實際國內總產出水平。

通過Eviews5.0對方程 (12)進行估計，結果為:

為了避免存在偽回歸問題，對方程 (13)的殘差序列進行ADF單位根檢驗，發現殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，殘差序列平穩。說明各變量之間存在長期的協整關系。方程擬合程度、參數顯著性和模型擬合程度均通過了檢驗。由于β1＜0，說明外商直接投資確實對國內投資產生了擠出效應，外商直接投資每變動1單位，國內投資減少1.51個單位，進而減少了就業需求。

(三)遼寧省內各地區外商直接投資的直接就業效應

考慮到單個地區的外企從業數據只從1995年開始，因此選取樣本數據為1995—2007年間共13年數據。所有數據均來自歷年《遼寧統計年鑒》。

面板數據檢驗方法主要有兩大類:一類為相同根情況下的單位根檢驗，另一類為不同根情況下的單位根檢驗。本文將對序列lnFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情況分別進行檢驗，檢驗方法為LLC檢驗和Im-Pesaran檢驗。單位根檢驗結果如表2所示。檢驗結果表明，在兩種情況下序列均在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明lnFDIL和lnFDI序列不存在單位根。

表2 lnFDIL和lnFDI序列單位根檢驗結果

首先分別計算三種形式的模型，即不變系數模型、變系數模型和變截距模型，在每個模型的回歸統計量里可以得到相應的殘差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次計算F統計量，其中N=14，K=1，T=13，得到的兩個F統計量分別為:

通過查統計分布F表得到在5%顯著性水平下的相應臨界值為:

由于F2＞1.69，所以拒絕H2;又由于F1＞2.21，所以也拒絕H1。因此，模型應采用變系數模型。

運用Eviews5.0對方程 (9)進行估計，采用固定效應模型，為了消除截面之間的異方差性，本文對模型進行截面加權處理，結果如表3所示。其中，R2=0.98，調整后R2=0.97，DW=1.82，F=245.50。方程的擬合程度很好，模型自身也都通過了檢驗。不過模型中的一些變量系數的顯著性沒有通過檢驗，說明在個別地區外商直接投資與就業之間的關系并不顯著。

實證結果表明，在10%的顯著性水平下，沈陽、大連、鞍山、本溪、阜新、鐵嶺和葫蘆島的直接就業效應系數均顯著。但外商直接投資與就業量之間關系不同，大連、鐵嶺和葫蘆島三個地區呈正相關關系，沈陽、鞍山、本溪和阜新四個地區呈負相關關系。需要注意的是，當呈負相關關系時，并不表示外商直接投資沒有創造就業機會，而只是這種創造就業崗位的能力相對于總的投資來講，并沒有得到顯著的增強。

表3 方程(9)面板數據回歸分析結果

遼寧省的外商直接投資主要集中在沈陽市和大連市，但沈陽市和大連市的外商直接投資與就業量之間的關系卻截然不同。大連市的外資直接就業效應系數為0.28，而沈陽市為-0.08。出現這種現象不難理解，2003年沈陽市外商直接投資的數量首次超過大連市，并且一直延續至今，但是沈陽市外企的從業人員大約只有大連市的1/3，所以相對于數量較多的投資而言并沒有帶來就業量的增加。進一步分析沈陽市和大連市的吸引外資領域以及行業從業人員分布同樣可以進行解釋。遼寧省的外企從業人員大多分布在第二產業，沈陽市外企從業人員2006年底大約為10萬人，而工業企業年平均人數達到12萬人，說明從業人員分布更加集中。在第二產業內部同樣有向制造業集中的趨勢，沈陽市和大連市都占到第二產業的98%。同時，沈陽市和大連市制造業內部行業分化比較嚴重。在外商直接投資額相當的情況下，沈陽市裝備制造業就業人數占制造業總就業人數的60%，而大連市占43%。在塑料制造業中，沈陽市外資額是大連市4倍，沈陽市外企從業人員占總制造業的比重為2.10%，大連市為4%，說明其就業量遠不及大連市。

四、結論與建議

第一，外商直接投資的直接就業效應明顯，控制和引導外資的進入方式與行業選擇可以進一步提升直接就業效應。從對遼寧省的實證分析結果來看，1990—2007年外商直接投資每變動1%，直接就業水平增加0.62%，外商直接投資的直接就業效應非常明顯。因此，吸引外資能夠提升遼寧省的直接就業水平。一直以來，中國乃至遼寧省的招商引資政策主要是吸引外資，彌補國內資本不足。國際金融危機背景下，出現了部分外資撤離的情況。其實，這正是一次調整外資政策的機會，以就業為導向的引資策略必須提倡。除加大引資規模外，還必須注重影響外資直接就業效應的諸多因素。流量投資對就業的影響主要與外資企業進入的方式和進入的行業有關。外資企業的進入主要體現在兩個方面:一個是新增的企業投入，這部分會直接拉動就業水平的提升;另一個可能通過合資或合作的形式，如果外資企業提高資本—勞動比，則會降低就業水平。如果外資企業新增投資，則會提高就業水平。外資企業進入的行業如果屬于勞動密集型產業，則會對就業起到巨大的作用。如大連市近年來外資的獨資經營以及對第三產業的投入均對拉動就業起到重要作用。因此，積極引導外資進入方式和進入的行業是擴大外資直接就業效應的關鍵。

第二，外商直接投資的間接就業效應為負，選擇互補性和輻射性強的外資項目有助于控制擠出效應。負的間接就業效應從一定程度上體現了選資的重要性，要改變先前只注重數量不注重質量的引資觀念。從對遼寧省的實證分析結果來看，1985—2007年外商直接投資流量投資對總體就業的直接就業效應系數為0.03，存量投資的間接就業效應系數為-0.08，因此總的就業效應系數為-0.05。進一步的實證分析證明，國外投資確實對國內投資產生了擠出效應，外商直接投資每增加1單位，國內投資減少1.51個單位。因此，擴大外商直接投資正的間接就業效應 (如擴大產業關聯度，加強外商直接投資產業與國內產業的聯系)、減少外商直接投資負的間接就業效應 (如減少外資與國內投資的過度競爭)是關鍵。結合遼寧省實際情況，外資進入的制造業是遼寧省的重點行業，這勢必會加劇競爭，所以如何正確處理好引資與就業之間的關系很重要。同時，外資在第一產業和第三產業投資較少，這樣既不利于遼寧省產業結構的調整，也減弱了產業關聯度;而且對外資的引資優惠政策加大了國內企業的成本，導致了不公平競爭。遼寧省的投資來源主要是香港、日本的中小企業，對周邊輻射較小。上述因素均造成了遼寧省外商直接投資負的間接效應大于其正的間接效應，造成總的間接效應為負的局面。因此，相關部門在未來的“招商選資”過程中，應考察外資項目與本地企業的互補性以及外資項目的輻射和產業聯動效應。選擇互補性和輻射性強的項目，不僅有利于提升就業效應，也有助于遼寧省的產業結構升級與完善。

第三，各地區外商直接投資的直接就業效應差異明顯，通過宏觀總體籌劃引發協同效應，可以大幅提升外商直接投資的就業促進作用。遼寧省各地區的外商直接投資就業效應差異非常明顯，尤其是作為經濟增長極的沈陽市和大連市的差異較大，這對地方引資方向的確定有重要的參考價值。為保證遼寧省經濟更好更快的發展，理應促進省內各地區均衡發展，形成區域優勢，加快沈陽市和大連市之外其余城市的經濟建設。遼寧省應該積極引導地方經濟的發展，為各個地區創造一個公平、開放的投資環境，同時，結合當地的產業結構和就業情況，積極引導外商直接投資的區域布局，促進地區經濟均衡發展。在政府從“招商引資”向“招商選資”轉變的過程中，各地區外商直接投資就業效應的巨大差異，恰給政府提供了一次難得的統籌規劃機會，將沈陽市和大連市兩個城市的引資經驗擴展到全省，必將極大地提高遼寧省的總體就業水平。

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