○羅翊龍 劉欣

（華南師范大學(xué) 廣東 廣州 510006）

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

一、數(shù)據(jù)說明與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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(biāo)主要有外商直接投資的項(xiàng)目（企業(yè)）個(gè)數(shù)、合同利用外資金額和實(shí)際利用外資金額。這三個(gè)指標(biāo)中，實(shí)際利用外資金額更能夠真實(shí)客觀的反映外商直接投資的實(shí)際水平。因此，本文以我國實(shí)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(biāo)是經(jīng)過各年的銀行中間匯率換算所得的結(jié)果，單位以億元計(jì)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(biāo)，用DI表示，單位以億元計(jì)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(jì)算。

本文實(shí)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(jì)年鑒》和《新中國統(tǒng)計(jì)資料五十五年匯編》。對(duì)1983-2006年的FDI、DI和EM的數(shù)據(jù)用Excel圖標(biāo)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(duì)以上三組時(shí)間序列分別取自然對(duì)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(yīng)的一階差分用 D（LFDI）、D（LDI）和 D（LEM）表示。下面的檢驗(yàn)和實(shí)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(yàn)

我們采用ADF檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性分析，檢驗(yàn)時(shí)采用AIC最小準(zhǔn)則自動(dòng)選擇滯后階數(shù)，檢驗(yàn)順序如下：從含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間項(xiàng)模型開始，然后為只含常數(shù)項(xiàng)模型，最后為既不含常數(shù)項(xiàng)也不含時(shí)間項(xiàng)模型。對(duì)變量LEM、LFDI和LDI及其一階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

由ADF檢驗(yàn)可知：LFDI、LDI和LEM均沒通過5%的臨界值檢驗(yàn)，表明這三個(gè)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(yàn)，表明這三個(gè)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(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來確定變量

表 1LFDI、LDI和 LEM 的 ADF檢驗(yàn)

LFDI、LDI和LEM是否存在協(xié)整關(guān)系。

3、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

（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(gè)時(shí)間序列之間就有可能存在著協(xié)整關(guān)系，本文采用了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)上述三個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系。這種方法的原理是在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)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(zhǔn)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(zhǔn)則，由FPE、AIC、SC和HQ四種準(zhǔn)則所得到的合適滯后期長度均為3期，而LR準(zhǔn)則所得到的合適滯后期長度為2期。結(jié)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(qiáng)的解釋力，同時(shí)消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)，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(zhǔn)則的取值情況

對(duì)VAR（3）模型的殘差項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，自相關(guān)檢驗(yàn)得到LM（3）=10.21717，P=0.3332，表明殘差序列不存在自相關(guān)；White異方差檢驗(yàn)（沒有交叉項(xiàng)）結(jié)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(yàn)結(jié)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(yàn)

由于Johansen檢驗(yàn)是對(duì)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(yàn)所選擇的滯后階數(shù)應(yīng)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(yàn)的最后滯后階數(shù)為2期。通過對(duì)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(xiàng)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 LFDI、LDI和LEM之間的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

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

二、FDI、國內(nèi)投資對(duì)中國就業(yè)效應(yīng)的計(jì)量分析

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

1、長期分析

VEC模型估計(jì)結(jié)果表明，LFDI、LDI和LEM存在著一個(gè)長期均衡的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程的表達(dá)式為：

方程中系數(shù)估計(jì)值下面的圓括號(hào)內(nèi)是漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤，方括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量值。對(duì)ECM進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，選擇無趨勢項(xiàng)無常數(shù)項(xiàng)，根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)1，ADF檢驗(yàn)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(guān)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(duì)就業(yè)增長具有正效應(yīng)，外商直接投資對(duì)就業(yè)增長則為負(fù)效應(yīng)。對(duì)長期而言，加大國內(nèi)投資能帶動(dòng)我國就業(yè)的增長及優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，而外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資和就業(yè)增長表現(xiàn)為正向的擠出效應(yīng)，從而對(duì)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(jìn)就業(yè)的增長，外商直接投資長期會(huì)阻礙就業(yè)的增長。

2、短期分析

我們只關(guān)心外商直接投資與國內(nèi)投資對(duì)就業(yè)效應(yīng)的影響，給出VEC模型估計(jì)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(jì)值下面圓括號(hào)內(nèi)是漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤，中括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。誤差修正項(xiàng)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(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明有向長期穩(wěn)定關(guān)系收斂的趨勢，符合誤差反向修正機(jī)制。由方程可知誤差修正項(xiàng)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(shí)間較長。VEC模型中，國內(nèi)投資的短期調(diào)整系數(shù)都為負(fù)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(yàn)，這表明短期內(nèi)國內(nèi)投資對(duì)就業(yè)存在顯著的負(fù)效應(yīng)，而外商直接投資對(duì)就業(yè)存在顯著的正效應(yīng)，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(dòng)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(bǔ)這個(gè)就業(yè)時(shí)滯，帶動(dòng)就業(yè)增長。因此，在短期外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)要大于國內(nèi)投資帶來的就業(yè)效應(yīng)。

三、結(jié)論及相關(guān)政策建議

1、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，我國FDI、國內(nèi)投資和就業(yè)之間存在著一個(gè)長期的均衡關(guān)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(duì)就業(yè)增長具有更強(qiáng)的影響。但短期內(nèi)我國國內(nèi)投資的就業(yè)彈性為負(fù)，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(duì)就業(yè)具有更強(qiáng)的影響，這與長期的就業(yè)效應(yīng)剛好相反。這表明短期內(nèi)外商直接投資可以帶動(dòng)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(bǔ)的就業(yè)效應(yīng)，為我們選擇不同時(shí)期的投資就業(yè)政策提供一個(gè)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(xiàng)的系數(shù)約為-0.0158且t檢驗(yàn)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(shí)間較長。這就要求我們不僅要考慮通過引進(jìn)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(yuǎn)的就業(yè)趨向來說，應(yīng)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(gè)首要問題，因此必須要通過引進(jìn)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(yīng)采取積極的投資政策，通過引進(jìn)外商直接投資來解決短期性的失業(yè)問題，同時(shí)加大國內(nèi)投資來解決長期性的失業(yè)問題。

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