外商直接投資對中國就業影響的實證研究

摘要：基于協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗，根據中國1985－2009年的時間序列數據和Cobb-Douglas生產函數的修正模型，分析外商直接投資對我國就業的影響，結果表明：短期內外商直接投資對就業并無明顯促進作用，從長期來看，外商直接投資對就業的貢獻程度低于國內固定資產投資對就業的貢獻程度。政府應打破壟斷，放寬投資條件，并運用多種經濟手段，鼓勵外資進入勞動力密集產業，從而實現雙方共贏。

關鍵詞：FDI；就業；Cobb-Douglas函數；協整；格蘭杰因果檢驗

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

一、引言

第二次世界大戰結束以來，外商直接投資規模迅速增長，外商直接投資對東道國就業的影響也越來越引起學者的廣泛關注。E.Boren和J.W.Lee（1998）等人對69個發展中國家研究發現，外商直接投資對促進東道國就業有積極影響[1]；Kokko.A.（2000）等人對四個中歐國家的研究結果表明，外商直接投資在當地的就業創造過程中起到了關鍵作用[2]；M.Salisu（2002）在對波蘭的研究中發現，在1990—2000年間外商直接投資對波蘭國內投資產生了“擠出”效應，從而外商直接投資對東道國就業有負面影響[3]；Misun和Tomsik（2004）的實證研究結果表明，外商直接投資通過對東道國國內的投資產生擠入或擠出效應，從而對東道國的就業產生影響[4]；Erns（2005）通過研究阿根廷、巴西和墨西哥三個拉美國家服務業和制造業FDI對就業的貢獻，發現FDI的就業效應與FDI進入方式等因素密切相關，整體作用方向并不明確[5]；Nunnenkamp（2007）通過考察FDI對墨西哥藍領和白領工人的就業影響，發現FDI與墨西哥的制造業就業存在顯著的正相關[6]。

改革開放以來，中國利用外商直接投資規模不斷擴大，已經對中國經濟、社會發展的各個方面產生了深遠的影響，其中對就業的影響也不容忽視。郭克莎（2000）認為，外商直接投資與國內投資存在競爭關系，外資企業的資本有機構成要高于內資企業，隨著競爭的加劇，內資企業的有機構成不斷提高，吸納就業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的直接影響，并分析了不同產業、不同地區外商直接投資對就業的影響，研究結果表明，外商直接投資對就業有顯著的帶動作用[8]；蔡昉、王德文（2004）認為，外商直接投資對中國就業有明顯的正效應，并對中國勞動力市場發育和人力資本積累有積極作用[9]；田素華（2004）實證研究發現增量FDI對上海的就業效應小于零，而存量FDI就業效應大于零[10]；萬欣榮等（2005）發現FDI的直接就業效應為正，但由于擠出國內投資，提高了國內生產率水平，FDI的間接就業效應為負[11]。黃為民（2006）從產業角度對外商直接投資與中國就業數量之間的關系進行了定量分析，研究結果顯示，外商直接投資對第一、第二產業的就業產生負效應，對第三產業產生正效應，綜合效應為負[12]。縱觀這些研究成果，基本都把內資和外資看成是同質的，這可能與實際不符合，本文在借鑒前人研究成果的基礎上，將內資和外資進行區別對待，構建Cobb-Douglas生產函數的修正模型來分析外商直接投資與就業之間的關系。

二、研究假設、模型的構建與數據處理

（一）研究假設

根據就業理論，影響就業的主要因素是經濟的增長速度和資本存量的增加。資本存量主要由國內固定資產投資和外商直接投資之和構成，但是考慮到內外資利用效率的差異，兩種資本存量的邊際產出可能不同，據此提出以下三個假設：

假設一：經濟增長速度（n=?駐Y/Y）是影響就業的主要因素，經濟增長速度越快，生產要素利用越充分，社會的就業率就越高。

假設二：資本存量的增加是影響就業的重要因素，資本存量越多，社會就業率就越高。資本存量K=Kf+Kh，其中Kh和Kf分別表示國內固定資產投資存量和以人民幣計量的的外商直接投資存量。

假設三：由于更先進的管理經驗和成熟的技術，外商直接投資在利用效率上可能高于國內固定資產投資，因此本文假設外商直接投資的產出彈性?琢′大于國內固定資產投資的產出彈性?琢，即?琢′＞?琢。

（二）模型的構建

本文利用Cobb-Douglas生產函數的修正模型來分析外商直接投資與就業之間的關系，構建如下模型：

Y=AKh?琢?濁Kf?琢′(1-?濁)L?茁（1）

其中，A表示由于技術進步、制度改善等原因所帶來的產出的增加，即全要素生產率；Kh表示國內固定資產投資存量，Kf表示外商直接投資存量，?濁和1-?濁分別表示國內固定資產投資存量和外商直接投資存量占總投資存量的比重，L表示一年內的就業流量，用一年內全社會就業人數總和度量；?琢和?琢′表示國內固定資產投資和外商直接投資的邊際產出彈性，?茁為勞動的邊際產出彈性。Kh和Kf分別為名義國內固定資產投資存量和名義外商直接投資存量，考慮到物價因素對資本存量、名義產出和就業的影響，本文扣除物價因素的影響，由此Cobb-Douglas函數的修正模型可以進一步優化為：

其中，y、kh、kf分別表示扣除了物價因素影響的實際產出、實際國內投資存量和實際外商直接投資存量。為了計量分析外商直接投資對就業的影響，需要對模型（2）變形如下：

L?茁=yA-1kh-?琢?濁kf?琢′(1-?濁)（3）

兩邊取自然對數有：

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

整理得：

其中?啄0為常數項，?著t為隨機誤差項，且服從正態分布。由于實際資本存量和國內實際產出等相關變量對就業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之間的關系，設定如下回歸模型予以實證分析：

（三）數據來源與處理

本文涉及的變量包括：實際利用外商直接投資存量FDI，國內固定資產投資存量Kh，為了讓外商直接投資與國內固定資產投資具有可比性，因此將外商直接投資FDI乘以直接標價法下的匯率E，得到以人民幣計量的外商直接投資數額，即Kf=FDI×E；總產出用國內生產總值Y表示，物價指數為P（用消費物價指數CPI計量）；由于外商直接投資吸納的就業人員主要從事的是第二、三產業，因此就業總數L用歷年城鎮就業人數來加以替代。所有相關變量的時間序列數據來源于1986—2010年歷年《中國統計年鑒》，其時間序列數據變化趨勢如圖1、圖2所示。

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

對數處理后的各變量顯得更加平穩，特別是國內產出和國內固定資產兩個變量遞增趨勢減緩，但是外商直接投資依然呈現較強的波動性。本文研究中對各時間序列數據取自然對數并不會改變時間序列的平穩性，取對數的目的一是有利于降低異方差，二是有利于計算外商直接投資和國內固定資產投資對就業的彈性系數。

三、模型估計結果及解釋

（一）ADF檢驗

為了避免模型出現偽回歸的現象，首先需要對各變量進行ADF檢驗，驗證各變量的平穩性。如果變量是單整的，說明各變量之間可能存在協整關系，即長期穩定的均衡關系。從圖1和圖2可以看出，無論是總產出、國內固定資產投資和外商直接投資的名義變量還是實際變量，都呈現遞增的趨勢。各變量作對數處理后雖然波動性減弱，但是依然呈現遞增趨勢。為了準確地判斷L、Y、Kh、Kf四個序列的平穩性，需要對各時間序列變量進行檢驗。其檢驗方程為：

Rt表示待檢測的時間序列，?駐表示一階差分運算，?琢為常數項，?濁為滯后期數，T表示趨勢項，如果根據樣本計算出的趨勢項的系數不能通過t檢驗，則接受趨勢項系數為零的原假設，表明不存在趨勢項，否則表明時間序列存在趨勢變化。如果根據樣本計算的單位根統計值?啄0大于ADF的臨界值，則接受H0∶?啄0=0原假設，表明Rt服從隨機游走，為非平穩序列，否則表明Rt為平穩序列。檢驗結果如表1所示。

從表1的檢驗結果來看，時間序列L、Y、Kh、Kf均為非平穩序列，但是一階差分序列?駐L、?駐Y、?駐Kh、?駐Kf均為平穩序列，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處理后不會改變序列的平穩性，用ADF檢驗同樣可以驗證出LnL、LnY、LnKh、LnKf為非平穩序列，而它們的一階差分序列為平穩序列，說明滿足協整分析的前提。

（二）Johansen協整檢驗

如果時間序列是單整的，說明各變量之間可能存在協整關系，協整關系反映了這些非平穩序列之間的長期均衡關系。協整檢驗的常用方法有兩種：Engle-Grange兩步法和Johansen檢驗法。Engle-Grange兩步法常用于兩變量的協整關系的檢驗，而多變量的協整關系常用Johansen檢驗。Johansen檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，向量自回歸模型中的一個重要問題就是滯后階數的確定。根據AIC和SC原則確定最優滯后期為2，利用似然比檢驗法（LR）、懷特檢驗和JB檢驗法進一步檢驗發現：滯后期數為2的VAR模型，其擬和優度較好，殘差序列具有平穩性，為最優模型。對時間序列LnL、LnY、LnKh、LnKf進行Johansen檢驗結果如表2所示。

從Johansen協整檢驗結果來看，在1%的顯著水平上全部拒絕協整向量秩為零的假設，則表明在1985—2009年樣本區間內，時間序列LnL、LnY、LnKh、LnKf變量之間存在一個協整關系，根據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=78.298

從模型回歸結果來看，所有變量都通過了檢驗，模型殘差自相關不顯著，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定的均衡關系。協整方程說明：國內生產總值、國內固定資產投資和外商直接投資對就業均有積極的正面影響，但影響力次第減弱。國內生產總值每增加1%將使得就業增加0.392 51%；國內固定資產投資每增加1%，將使就業增加0.238 12%；外商直接投資每增加1%，將使得就業增加0.121 78%。計量結果說明了單位國內固定資產投資比單位外商直接投資對就業有更大的貢獻，國內固定資產投資在就業上的貢獻程度大約是外商直接投資對就業影響程度的兩倍，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，資本替代勞動的結果所致，而國內固定資產投資大量集中于高速公路、鐵路等基建設施，對這些行業的大量投資直接拉動就業迅速增長，從而使得國內固定資產投資在就業上的貢獻程度強于外商直接投資。

從模型（9）可以看出，國內固定資產投資對就業的彈性系數為0.238 12，國內生產總值對就業的彈性系數為0.392 51，結合固定資產投資存量在總投資存量中的比重，根據模型（5）可以測算出國內固定資產投資的產出彈性?琢=0.123 15，即固定資產投資增加1%，使得總產出增加0.123 15%；用同樣的方法計算出外商直接投資的產出彈性?琢′=0.153 72，即外商直接投資增加1%，使得產出增加0.153 72%。外商直接投資的產出彈性?琢′比固定資產投資的產出彈性?琢高出27.7%，也驗證了假設三?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投資有更高的利用效率，但是外商直接投資對就業的貢獻明顯低于國內固定資產投資，究其原因，可能是外商直接投資的主要投資領域為中國要素資源相對稀缺的資本密集型行業或技術密集型行業，這些行業的邊際產出高但吸納就業能力有限；而國內固定資產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（比如路橋、機場建設等），勞動力密集型行業邊際產出低但吸納就業能力強。

通過Johansen協整檢驗法驗證了LnL、LnY、Lnkh、LnKf之間的長期均衡關系后，可以進一步確定向量誤差修正模型反映變量間的短期動態關系。分別對LnL與LnY，LnL與LnKh，LnL與LnKf采用Engel-Granger兩步法來進行協整分析并建立誤差修正模型，結果發現：除了LnKf的系數不能通過5%的顯著性水平檢驗外，其余誤差修正系數均能在5%顯著水平下通過檢驗，這說明短期內外商直接投資對就業的影響不明顯，而短期內國內總產出和國內固定資產投資的增加都有利于增加社會就業。

（三）Granger因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是一種用于考察兩個序列之間因果關系的檢驗方法。其檢驗模型如下：

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

其中N表示樣本容量。如果根據樣本計算出的F值大于F分布的臨界值，則拒絕原假設，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系。利用Eviews5.0軟件對各時間序列變量之間的格蘭杰因果關系進行檢驗，檢驗結果如表3所示。

從表3可以看出，在滯后1期的情況下，就業變量LnL與國內總產出變量LnY之間互為因果關系，即國內總產出的增加引致就業的增加，就業的增加進一步增加國內總產出；國內固定資產投資變量LnKh在1階滯后的情況下是就業變量LnL的格蘭杰原因，即固定資產投資存量的增加在短期內明顯促進了就業的增加，但是就業的增加對國內固定資產投資的增加沒用明顯的因果關系；在最優滯后期的情況下，LnKf與LnL之間的格蘭杰因果關系不顯著，說明短期內外商直接投資的增加對就業并沒有明顯的促進作用，這與前面協整模型分析的結果一致。

四、結論及啟示

本文基于將外商直接投資和國內固定資產投資視為異質資本的假設，通過構建Cobb-Douglas生產函數修正模型，利用協整分析和格蘭杰因果檢驗，驗證了外商直接投資對中國就業的影響。協整檢驗結果表明：短期內，外商直接投資對中國就業無明顯促進作用，但國內總產出和國內固定資產投資的短期就業效應明顯；在長期內，外商直接投資的產出彈性比國內固定資產投資的產出彈性高27.7%，但是外商直接投資對就業的貢獻程度僅為國內固定資產投資對就業貢獻程度的50%。格蘭杰因果檢驗表明，固定資產投資的增加在短期內促進了就業的增加，但是外商直接投資的的短期就業效益并不明顯，這與協整分析的結果一致。基于以上分析結果，本文認為要提高外商直接投資對中國就業的貢獻程度，首先應該打破壟斷，放寬外商直接投資的投資領域，允許外資參與中國公路、鐵路、機場等大型基建設施建設。其次，政府應該綜合利用財稅、金融、產業政策等手段，鼓勵外資積極投資于勞動力密集產業，將外資的技術、管理經驗與中國豐富的勞動力資源相結合，實現雙方共贏。

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責任編輯、校對：關 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