外商直接投資流動對我國就業結構的動態效應

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流動對我國區域就業的不均衡影響，旨在揭示FDI對區域就業動態作用的路徑變化。結果表明：FDI與三大區域就業人數之間存在長期協整關系。FDI流入對東部地區的就業效應為負，對中西部地區的就業效應為正；FDI流出對中部的就業效應為正，對東西部的就業效應為負；總體上，FDI流動的就業負效應明顯；FDI的區域就業效應具有滯后性，且長期吸納效應和短期擠出效應并存，對東部地區和中部地區的動態沖擊效應顯著。

關鍵詞：外商直接投資；就業結構； VAR模型

中圖分類號：F12125，F2249 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移、經濟增長和就業結構轉換發揮了積極的推動作用。而2008年金融危機后，世界經濟迅速衰退，不少外企開始從我國撤資，促使就業形勢發生扭轉，大量勞動力失業返鄉，給我國勞動力就業增添了巨大壓力。FDI在我國分布的區域差異較大，這種不平衡在很大程度上引起了我國經濟發展的不平衡：東部地區經濟發展迅速，中、西部地區經濟發展相對滯后，導致我國就業區域結構呈現明顯的失衡。一方面勞動力大量往東部沿海聚集和轉移，造成其與中、西部地區的就業差距擴大；另一方面引起了 “民工潮”和“用工荒”等社會問題。因此，FDI流動帶來的就業區域結構失衡需引起社會的高度關注。

FDI是全球化進程中產業鏈跨境延伸與世界經濟整合的直接驅動力量。鑒于就業在一國經濟、社會、政治中的特別意義，專門針對FDI與就業的研究成果日豐。國外有關FDI對母國就業的影響研究主要圍繞其替代效應和促進效應來進行，并形成了就業替代理論（Kravis and Lipsey，1988）[1]、就業補充理論（Andersen and Hainant，1998）[2]、就業差別論（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對東道國就業結構的影響進行了深入的分析，認為FDI的投資結構與就業結構有顯著相關性（Tomasz，2000）[8]。

FDI的進入為我國勞動者提供了更多的就業崗位，使得我國就業總量增加，這有利于緩解我國的就業壓力。從這個角度來說，FDI對就業產生了正效應（牛勇平，2001；蔡昉、王德文2004）[9-10]。隨著FDI流入在不同區域和不同產業上的傾斜，其對就業區域結構的影響越來越顯著，越來越多的研究聚焦于就業區域結構。鄭月明、董登新（2008）以省際數據為截面，運用面板數據分析發現：對東部地區而言， FDI對就業有顯著的替代效應，而對中、西部地區則效果不明顯[11]。蔡興等（2009）則認為國內區域就業彈性呈現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對我國就業區域結構的影響，認為FDI促進了就業的增加，但拉動作用在減弱，在入世后，東部地區FDI對就業的拉動作用不再顯著，而中、西部FDI顯著促進就業[13]。

綜上所述，作為FDI理論的延伸和拓展，FDI與就業關系的探究始于發達國家，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。西方學者較多關注FDI的母國就業影響，而國內主要側重FDI對我國的就業福利得失。研究方法從理論歸納和演繹為主發展到實證分析見長。但從已有的相關研究進展來看，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結構的綜合效應；（2）對FDI的就業結構效應研究不夠深入，忽視從動態視角考察FDI在不同區域間流動所引致的就業沖擊。本文正是以此為切入點，運用VAR建模思想，結合協整分析和誤差修正（VEC）模型，通過脈沖響應和方差分解的分析方法，分析了FDI流動與就業的長期均衡與短期波動的關系，通過脈沖響應分析揭示了FDI對區域就業動態作用的路徑變化，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期觀測值構成的n維內生變量列向量，Xt表示由t期觀測值構成的m維外生變量行向量，Ai為n*n系數矩陣，Bi是n*m系數矩陣，εi是由隨機誤差項構成的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的聯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對產業就業和區域就業動態作用的路徑變化。

三、模型設定及數據說明

（一）模型設定

基于上述理論框架，本文構建就業區域結構的計量模型：

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

（2）式中{empet}是東部地區就業人數序列；{empmt}是中部地區就業人數序列；{empwt}是西部地區就業人數序列。對解釋變量取對數以消除異方差的影響，由此得到FDI流入、流出與就業量的動態實證模型。本文首先對模型各變量進行平穩性檢驗，在各變量滿足同階單整的前提下，對各變量進行協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系，然后再進一步運用脈沖響應函數對各變量間的動態關系進行分析。

（二）數據說明

考慮到我國改革開放的環境和數據的可得性，本文選取1990-2010年的相關數據。原始數據均來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國對外經濟貿易年鑒》。將中國大陸地區劃分成東部、中部和西部三大區域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，為便于分析和數據的連貫性，將其數據納入四川省一并進行計算。

四、VAR模型的實證檢驗

（一）變量平穩性檢驗

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

（二）協整檢驗

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

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

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

（三）誤差修正模型

協整方程反映的是FDI與三大區域就業人數之間的長期均衡關系，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整之間的關系，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，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就業人數變動減少006%，中部地區就業人數變動將減少002%，西部地區就業人數變動減少002%；其中誤差修正項的系數分別為-158、-08和-036，反映了其短期非均衡狀態會分別以158%、08%和036%的速度向長期均衡狀態趨近。可以看出，FDI流入對中部地區和西部地區就業的積極效應從第二期開始，而對東部地區的積極效應的滯后期更長。這說明，FDI流入的區域就業效應具有滯后性，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就業人數變動減少003%，中部地區就業人數變動將減少0001%，西部地區就業人數變動減少0003%；其中誤差修正項的系數分別為-049、-1和-025，反映了其短期非均衡狀態會分別以049%、1%和025%的速度向長期均衡狀態趨近。可以看出，FDI流出對東部地區就業的影響最大且迅速，對中、西部地區就業的影響較小且較緩。當外商大規模撤資時，我國東部地區的經濟會首先遭受重創，而中、西部地區的經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

協整方程反映的是FDI與三大區域就業人數之間的長期均衡關系，而脈沖響應分析能夠形象地刻畫出FDI對區域就業動態作用的路徑變化。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，結果見圖1、圖2。圖1、圖2的橫軸表示FDI動態作用的滯后期數（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的計算值。在模型中將FDI動態沖擊作用的滯后期設定為25年。[FL）]

圖1 FDI流入對三大地區的脈沖響應函數曲線

圖2 FDI流出對三大地區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流入對東部地區的就業人數會產生持續波動的負影響，其影響介于-012%和0之間。在東部地區的就業人數的變動中，FDI流入的貢獻率很小，約為2%；FDI流入對中部地區的就業人數會產生正影響，從第6期開始產生負的影響，其影響介于-0002%和0003%之間。在中部地區的就業人數的變動中，除第3期和第4期外，FDI流入的貢獻率微小，不到1%；FDI流入對西部地區的就業人數會產生曲折上升的負影響，其影響介于-0005%和0之間。在西部地區的就業人數的變動中，FDI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，并會對該地區的就業產生明顯的影響，如曾經出現的“孔雀東南飛”；但隨著我國引資政策向中西部地區的傾斜，如20世紀90年代末的西部大開發戰略和近幾年的中部崛起戰略等，FDI會逐漸向中、西部地區轉移，這將會帶動該地區的就業。這與我們上面誤差修正模型估計所得出的結果基本一致。證明FDI流入的區域傾斜對我國的區域就業產生了不均衡的影響。

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、西部地區的就業人數沒有產生明顯的沖擊，但在第二期到第七期會對東部地區就業持續產生非常強烈的波動，其影響在006-01的范圍內波動；對中、西部地區，FDI流出的沖擊由負到正，在2-12期內較明顯，波動范圍分別為-004-003和0-005，之后的影響逐漸減弱。總體上，對中部地區就業的沖擊比對西部地區就業的沖擊大。這表明FDI主要從東部沿海地區流出，并會對該地區的就業產生明顯的影響，不過隨著西部大開發戰略和中部崛起戰略的提出這種影響會逐漸轉移到中、西部地區，這與我們上面誤差修正模型估計所得出的結果基本一致，再次證明FDI流出的區域傾斜對我國的區域就業產生了不均衡的影響。

五、主要結論

FDI流動的區域分布不均導致我國區域結構發展不均，從而導致就業的區域不均衡。本文基于VAR模型，分析了FDI流動與就業的長期均衡與短期波動的關系，通過脈沖響應分析揭示了FDI對區域就業動態作用的路徑變化，得到以下主要結論：

（1）FDI與三大區域就業人數之間存在長期協整關系。FDI流入每增加1個百分點，會引起東部地區就業人數的減少，其他地區就業人數的增加，而FDI流出對東部地區的就業彈性最大，對中、西部地區的就業彈性較小，說明從長期來看，FDI對東部地區就業的負效應相當明顯，隨著勞動力素質的不斷提高及技術改革，對人力資本的需求將大大節約。從區域發展的趨勢來看，FDI首先流入我國東部地區，進而向我國中、西部地區轉移。隨著FDI流入的增加，中、西部地區將成為吸納就業人員的主要地區，而東部地區吸納就業人員的能力將嚴重下降。

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

（3）FDI對東部地區和中部地區的動態沖擊效應極為顯著。東部地區和中部地區是吸引FDI明顯較多的地區，FDI對這些產業和區域的沖擊效應明顯，進一步說明FDI對區域就業結構的不均衡影響。

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

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