FDI流入對安徽省就業影響研究

謝 健 閔樹琴

（安徽大學經濟學院 安徽合肥 230601）

在研究FDI和就業間存在的聯系上，國內外的文獻較少。國外，Nigel Driffield(2004)[1]對流入英國的FDI與其就業聯系的研究、Salvador Barrios等(2004)[2]對流入愛爾蘭制造業的FDI與其就業狀況改善的研究表明，FDI對于流入國的就業方面具有積極的影響。國內，王劍(2005)[3]、李盛翔(2010)[4]、侯廣豪(2008)[5]、等的研究表明FDI流入與就業之間存在穩定關系。但也有研究者稱，FDI與當地就業之間所存在的聯系是復雜的，不能僅從片面的角度去看待，要考慮各種相關的因素去分析。如鐘輝（2005）[6]認為，FDI的流入和就業之間的聯系是十分復雜的，片面、靜態地看待這兩者間的關系，得出的結論是有待考究且不嚴謹的。王燕飛、曾國平（2006）[7]認為，FDI對于就業狀況的改善應從不同產業、不同行業來分析，FDI流入雖然有效促進了中國第二產業就業狀況的改善，但是其對第三產業就業的創造效應則沒有很好的體現出來。

安徽省是我國的農業大省，人口數量較多，根據安徽省統計年鑒顯示，2017年安徽省的常住人口已達到7059.2萬人，就業壓力非常大，因此，分析FDI能夠給安徽省就業帶來怎樣的影響是十分必要的。

一、安徽省利用FDI及就業現狀分析

（一）安徽省利用FDI的規模和效率。進入21世紀后，我國不斷加大對外開放的力度,安徽省引進外商直接投資取得了長足發展，外商投資額呈現出逐年增長的趨勢，2017年吸收FDI總額共1073.25億元，全年新投資設立的FDI企業達367家，同2016年相比增長6.6%。[8]1998—2017年間，安徽省共引進FDI總額6728.48億元，政府已經不是片面的尋求FDI總量的增長，更加注重FDI的利用效率問題，[9]1998年實際利用外資中FDI占比達到了54.3%，而2004年以來，這一比重甚至達到100%，FDI的“質”與“量”協同上升。[10]這也在很大程度地提升了安徽省經濟的發展能力。

（二）安徽省就業狀況分析。安徽省1998年戶籍人口數量為5369萬，2017年已經增至7059.2萬人，增長了約2000多萬人。安徽省就業情況在1998年后平穩發展，1998年就業人員總量僅有3194.7萬人，2016年竟達4361.6萬人，增長速度驚人，已達到了36.52%。[11]一、二、三產業就業人員間的比例從1998 年的 2.27∶0.86∶1 變化到 2017 年的 0.83∶0.71∶1[12]，這無疑也顯示出三大產業的從業人員在從業結構上日益合理。若綜合考慮人口增長和就業增長，安徽擁有著巨大的壓力，就業問題解決得如何，深深關系到安徽省經濟建設和社會安定繁榮等諸多戰略問題。[13]

（三）安徽省就業彈性系數。根據安徽省1998-2017年的外商直接投資數額和就業人口數量計算所得的FDI平均增長率26.27%、就業平均增長率1.34%，可得出相應的就業彈性系數為0.051，這所代表的經濟含義是指，當FDI增加1%時，會帶動就業增長0.051%，這說明FDI的增加對拉動就業增長是有著積極地促進作用的。但是，僅僅是通過計算FDI的就業彈性系數并不能準確的反映安徽省FDI流入對就業的增長效應，[14]因此我們需要采用計量的方法來更加精確的估計安徽省FDI給就業所帶來的效應。

二、FDI對安徽省就業影響的實證分析

在本文，以安徽省1998—2017年的就業勞動力數量和流入的FDI額作為實證分析過程中所需要的數據，這里已將FDI額通過歷年的匯率折合成了人民幣進行研究分析。

圖1 1998—2017年安徽省FDI額與就業人數

從圖1我們可清楚地看出，就業勞動力數量和FDI數額均隨著時間的推移呈現增長的趨勢，但是兩者之間是否存在相關關系，則需要通過實證模型來進一步探究。

（一）ADF平穩性檢驗。針對以上就業人口和FDI數據，為消除序列的線性趨勢，分別對其取對數，并且對其命名為Lnl和Lnfdi。因為很多時間序列數據不具有穩定性，所以為了避免出現“偽回歸”問題對因果關系的結論造成影響，故而在實證分析之前需先采用ADF檢驗法對兩個變量（FDI和就業人口）進行平穩性檢驗（見表1）。

表1 各個變量的單位根檢驗

從上表可清晰看到，在5%以及10%顯著性水平下，原數據和一階差分數據統計值均大于臨界值，都沒能拒絕原假設，因此可知是非平穩時間序列。而二階差分數據在兩個顯著性水平下的統計值均小于臨界值，即皆拒絕了原假設，兩個變量均是二階單整，因此滿足做協整檢驗的前提條件。

（二）EG協整檢驗。為了分析流入安徽省的FDI對勞動力就業的影響,得出FDI與就業勞動力數量的長期穩定關系，此處考慮運用EG兩步法進行協整檢驗分析。以Lnl作為因變量，LnFDI作為自變量，進行最小二乘法回歸。運用Eviews8，得出以下方程結果（表2）。

表2 協整方程統計表

如此，便得到了以下的協整方程：

在此基礎上，再通過利用Eviews自帶的EG單個協整關系檢驗，對殘差項進行單位根檢驗（見圖2）。

圖2 回歸后殘差項的ADF檢驗結果

上圖協整檢驗后殘差的Engle-Granger tau-statistic對應的P值是4.76%，在給定顯著性水平為5%的條件下，拒絕原假設。因此，根據EG兩步法協整關系檢驗的結果知,勞動力就業數量與FDI之間存在長期的均衡關系。

（三）誤差修正模型。通過檢驗知兩變量之間存在長期均衡關系，在此基礎上建立兩變量之間的誤差修正模型來分析FDI對勞動力就業的短期影響（見表3）。

表3 誤差修正模型統計表

其中，ECM是模型的誤差修正項，從修正模型中可看出，誤差修正項的系數為-0.267278，其t值為-3.787839，統計量結果顯著，表明每年的預測值與長期均衡值的偏差會以-0.267278速度被修正。

（四）格蘭杰因果檢驗。由以上分析可知，Lnl與Lnfdi具有長期均衡的協整關系，但是兩者之間究竟存在何種關系，還須對其進行 Grang-er因果檢驗，以得出兩者間的短期影響關系。根據AIC最小準則，確定滯后期為2，對Lnl和Lnfdi進行因果檢驗，得出下表：

表4 Granger因果檢驗表

由上表可知，在給定5%的顯著性水平條件下，Lnfdi是Lnl的格蘭杰原因，而Lnl不是Lnfdi的格蘭杰原因。即Lnfdi對Lnl間存在單向的因果關系，也就是說FDI的流入會促進就業勞動力數量的增長，但就業勞動力數量的增長并不會促進FDI的流入增長。

三、結論與啟示

通過上述文章的分析，我們可以得出如下兩點結論：第一，從流入安徽省的FDI數額與就業數量的協整檢驗結果可知，兩者存在長期的協整關系，FDI每增加1個百分點，將帶動勞動力就業增加0.069594個百分點。第二，格蘭杰因果檢驗表明，流入安徽省的FDI對就業數量增長具有單向促進作用，但是就業人數的增長并不能促進FDI流入的變化。

上述研究內容表明，安徽省可以通過利用好外商直接投資這一優勢條件來促進本省就業問題的解決。首先，為了引入更多的FDI，就需要讓外商看到安徽省的投資優勢條件。在這方面，安徽省政府方面可以加大宣傳力度，讓外商看到安徽省水、陸交通發達，運輸成本相對較低，且礦產資源種類及儲量較多的優勢區位條件。[15]其次，為了吸引還未在皖投資及已在皖投資的外商加大FDI投入，安徽省還需要進一步優化投資環境，完善關于外商投資的法律法規，保護外商投資的合法權益；不斷加強基礎設施的建設，進一步加強現代化綜合交通體系與通訊服務建設，完善配套的金融、文化與衛生基礎設施，在稅收政策方面對外商予以一定優惠[16]，以此吸引更多的FDI進入安徽省。