方 浩

(浙江外國語學院社科部，浙江 杭州310012)

一、引言

改革開放以來，我國通過利用外商直接投資(Foreign Direct Investment，簡稱FDI)來改進管理、提高技術、緩解資本短缺，實現了資本與勞動力稟賦的結合，對國民經濟的方方面面產生了重要的影響。30多年來，我國利用FDI的得失也成為學界重點討論的問題。一方面，人們認為FDI促進了我國國有企業(yè)從計劃經濟向市場經濟的轉型，有助于帶動投資、推動技術進步，產生“溢出效應”，有力推動了中國的經濟增長［1］;但也有人認為FDI將擠出本國原有投資，發(fā)生“擠出效應”［2］，威脅我國的產業(yè)安全，并認為它在一定程度上應對日益擴大的區(qū)域經濟差距負責［3］。

在諸多FDI與本國經濟發(fā)展的研究中，FDI與就業(yè)的關系研究是其中一項重要內容?？茖W認識和評價FDI對就業(yè)增長的影響，從而完善對FDI的認識，進而適時調整和制定出更為合理的利用外資的政策，將有助于我國經濟社會持續(xù)、快速、健康發(fā)展。

二、研究回顧

任志成、張二震等對國內外學者關于FDI對我國就業(yè)的影響從就業(yè)數量、就業(yè)質量、就業(yè)空間結構和就業(yè)環(huán)境四個角度進行了綜述［4］。部分學者認為，FDI對東道國就業(yè)數量的增加是有貢獻的，并給予了一定的實證研究支持［5-7］。但部分學者研究認為，FDI流入在不同時期對就業(yè)數量的影響是不同的，FDI與就業(yè)之間是一種非線性的關系［8-9］。如果考慮FDI對產業(yè)內部就業(yè)數量的具體影響，則結論有了很大的改變。毛日昇通過對制造業(yè)的研究表明，FDI對制造業(yè)就業(yè)有正面的影響，但短期和長期影響效果相反［10］。張誠、唐琳通過對FDI對美國投資產業(yè)的研究表明，無論短期還是長期，制造業(yè)都可以增加產業(yè)內就業(yè)人數和總就業(yè)人數，而服務業(yè)可以增加產業(yè)內就業(yè)人數，但卻會減少國家總就業(yè)人數，而這一結論與人們通常認為進入資本密集型產業(yè)如制造業(yè)不利于增加東道國就業(yè)，而進入勞動密集型產業(yè)如服務業(yè)則可以增加就業(yè)的結論相反［11］。劉志中通過對FDI對我國服務業(yè)的就業(yè)效應研究發(fā)現，中國通過利用服務業(yè)FDI的資本積累效應，能夠提高服務發(fā)展水平，促進生產力發(fā)展［12］。

上述研究從不同的角度分析了FDI對一國就業(yè)的影響，為我們認識FDI的就業(yè)效應提供了豐富的理論成果，但正如上述分析所表明的，FDI在不同時期對我國就業(yè)的影響也在變化當中。充分研究FDI的特征及變動趨勢，用動態(tài)的眼光，科學分析FDI在我國就業(yè)增長中所起的作用，顯得極其必要。

三、外商直接投資現狀

我國改革開放至今可粗分為三個階段:第一個階段為1978—1992年，這是我國改革探索改革方向的階段，在這一階段，利用外資較少;第二階段為1993—2001年，這一階段是我國宣布建設社會主義市場經濟至加入WTO之前的階段，也是利用外資飛速發(fā)展的階段;第三階段是2002年以來，我國作為世貿組織成員，迅速融入世界經濟。

改革開放以來，我國實際利用外資增長顯著，平均投資規(guī)模有了很大的提高，特別是1992年我國確立了經濟體制改革的目標，外商投資有了很大增加。我國實際利用FDI金額與外商平均投資規(guī)模如圖1所示，從圖中可看出，20世紀90年代以來外商投資金額與國際經濟環(huán)境密切相關，FDI利用較少的年份，基本上都是國際經濟危機時期，如亞洲金融危機的影響使1999后我國實際利用FDI額持續(xù)處于歷史較低水平。

圖1 我國利用FDI情況

雖然我國利用外資有了很大的增長，但與此同時，外資在我國經濟中所占的比重、所發(fā)揮的作用卻有了較大的轉變。如圖2所示，外商投資企業(yè)工業(yè)產值占全國工業(yè)總產值比重自1992年以來迅速上升，從7.09%增長到2010年的27.1%。其中，在2003年達到最高值為35.87%，此后，外商投資企業(yè)工業(yè)產值所占比重逐步下滑。實際利用外資金額占全社會固定資產投資比重經歷了倒“V”字型的變化，從1992年的7.51%，在迅猛提高到15%以上之后，便逐步下滑，回落至2010年的2.79%。一方面外商投資所占比重在下降，另一方面產值比重在提高，說明外資利用效率高于國內資本;另一方面，說明了外資在技術、管理、效率方面具有很大的優(yōu)勢。

圖2 外商投資及工業(yè)產值所占比重

2001年末，我國順利加入WTO，意味著中國的開放程度上升到一個新的層面，外商直接投資的投資領域、投資方式、投資來源有了改變，具體如表1和表2所示。

2002年到2010年，我國實際利用外資金額從527.43億美元增長到1147.34億美元，但與此同時，外商投資占全社會固定資產投資額從10.1%下降到2.79%，外商投資工業(yè)產值占全部工業(yè)總產值的比率也從33.37%下降到27.1%。第二產業(yè)接受的FDI所占比重從原先的73.48%下降到46.94%，第三產業(yè)從24.57%上升到51.39%。投資地區(qū)中，西部地區(qū)接受的FDI所占比重有所上升。投資方式方面，中外合資下降了6.82個百分點，中外合作下降了8.18個百分點，外商獨資上升了10.43個百分點，具體如圖2和表1所示。

表1 2002和2010年FDI直接投資變化

表2 外資主要來源地情況

如表2所示，2002年，中國香港、維爾京群島和美國對中國內地投資居前3，而到2010年新加坡排名第3，比重為4.73%。來自避稅港的對外投資從2002年的81.75億美元增長為2010年的147.19億美元，占比從15.51%下降為12.84%;來自香港的投資從178.61億美元激增到605.67億美元，所占比重提高了近19個百分點。

21世紀以來，外商直接投資的特征和變化趨勢總體而言表現在如下幾方面:投資主體的改變，避稅港資本比重逐步提高;投資方向從勞動密集型產業(yè)向技術密集型產業(yè)轉移;外商獨資成為主要投資方式，資本流動從長期投資向短期投機變化。加入WTO前后，外商投資方式的變化是否改變了原有的就業(yè)效應，是否對就業(yè)結構產生了影響，這些成為本文重點研究的問題。

四、理論分析

五、實證檢驗

(一)數據來源及變量說明

本文所用數據為29個省級行政區(qū)(未包括青海、西藏、臺灣、香港和澳門)1994—2009年面板數據。主要數據來源自中經網數據庫、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及中國統(tǒng)計年鑒數據庫，部分數據由作者計算得出。個別年份數據缺失，則以上年與下年之平均數補入。

本文被解釋變量為城鎮(zhèn)就業(yè)人數，用CE表示;解釋變量包括(1)地區(qū)生產總值(GDP);(2)外商直接投資(FDI);(3)工資水平(W)，使用數據為城鎮(zhèn)平均工資;(4)工業(yè)化程度(IND)，用第二三產業(yè)所占GDP比重衡量;(5)政府干預經濟程度(GOV)，用財政支出/GDP衡量;(6)平均受教育水平(EDU)，以平均受教育年限衡量。除了這些解釋變量之外，為了測度地區(qū)之間因吸引FDI的不同帶來的就業(yè)影響差異，我們設定了如下兩個變量Eastfdi 2和Midfdi 2，它們分別為東部和中部地區(qū)的虛擬變量與對數FDI的交叉項，以控制因地域緣故對外商投資額的影響。上述各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

(二)計量方法

因文章所用數據為短面板數據，固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)是常用模型。具體采用何種模型，依據Hausman檢驗。計量軟件為Stata/SE10.0。本文主要研究我國加入WTO前后FDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)的影響，故可以我國加入WTO的2001年為界線，將1994—2009年劃分為兩個階段:第一階段是1994—2001年;第二階段是2002—2009年。城鎮(zhèn)就業(yè)計量方程為:

其中，i代表省級地區(qū);t代表年份;誤差項為υit+μit，υit表示與個體觀察單位有關的不隨時間變化的因素，μit表示不可觀測因素，即殘差。

(三)計量結果

依據城鎮(zhèn)就業(yè)計量方程，文章分別采用固定效應模型與隨機效應模型計算了1994—2001年、2002—2009年，加上1994—2009年作為整體，這三個時間段的估計值。Hausman檢驗顯示，1994—2009年、1994—2001年應采用固定效應模型;2002—2009年宜采用隨機效應模型。計量結果如表4所示。

表4 城鎮(zhèn)就業(yè)人員的方程估算結果

計量方程各解釋變量的結果分析如下:

(1)從計量結果來看，ln FDI在樣本的三個時間段中均對ln CE沒有顯著影響，無法得出以往學者所實證的FDI對就業(yè)增長有正面作用的結論。但符合人們關于FDI對就業(yè)增長作用越來越小的預期和判斷。之所以出現上述結果，部分原因在于FDI投資方式的改變，即勞動密集型產業(yè)向資本密集型、技術密集型產業(yè)轉變，從而解決就業(yè)的能力越來越小;部分原因在于資本深化的作用，出現了資本對勞動的替代，就業(yè)彈性有了很大下降［15-16］。因資本深化，短期內，資本增加就業(yè)增幅下降;但長期內是否出現溢出效應，還有待于觀察。GOV對就業(yè)有負面影響但不顯著，這與其他學者的結論略有不同。有些學者認為政府干預程度越高，對就業(yè)增長作用越小;有些則認為政府干預程度越高，對就業(yè)增長的作用越大。之所以有如此差別，很大原因在于干預經濟指標的選擇的不同，帶來結論的不一致。財政支出的提高一方面將直接通過公共工程等直接解決就業(yè)，但也會產生擠出效應，故政府的財政投入對就業(yè)的負面效應大于正面效應。

(2)對ln CE有顯著影響的分別是ln GDP、ln W－1、IND，這與我們理論分析相一致。具體而言，經濟增長(ln GDP)提高1個百分點，則在1994－2009年期間拉動就業(yè)增長0.68個百分點;在2002－2009年期間，拉動就業(yè)0.794個百分點;但在1994－2001年期間顯著性較低，這或許與該階段我國正處于國企改革的攻堅階段有關，經濟增長與企業(yè)裁員、工人下崗同時出現，導致了“無就業(yè)的增長”的結果。經濟增長才能拉動就業(yè)的論斷在一定時期、一定條件下是正確的。我們的結論與部分學者經濟增長不帶來就業(yè)增加的論斷有些出入［17-18］。ln W－1對就業(yè)的影響為負相關，在三個階段均表現明顯，影響系數在－0.324到－0.721之間，在1994－2001期間影響較小，在2002—2009期間影響較大，這體現了我國改革過程中，市場作用逐漸加大，導致了就業(yè)對工資敏感度提高，工資增長速度越快，就業(yè)增長速度越慢。隨著我國市場化進程的加快，工資對就業(yè)的副作用還可能加強。IND與就業(yè)之間為負相關，表示工業(yè)化程度越高就業(yè)增速下降，這或許與我國還處在經濟轉型階段有關。

(3)EDU、Eastfdi 2、Midfdi 2三個解釋變量與ln CE之間在部分時間段有顯著關系。EDU在1994—2009年以及1994—2001年期間不顯著，在2002—2009年期間的影響系數為0.062，這說明隨著經濟轉型發(fā)展，教育的作用越來越大，這不僅體現在人們職業(yè)回報率的增長上［19-20］，也體現在人們就業(yè)機會的增加上。Eastfdi 2在1994—2009時間段有顯著關系，影響系數為0.0726，Midfdi 2在1994—2009年、2002—2009年兩個時間段與ln CE有顯著關系，影響系數分別為－0.045、－0.0208。上述結果說明地區(qū)與FDI聯合對就業(yè)有影響，且在東部地區(qū)促進就業(yè)、中部地區(qū)減少就業(yè)。這或許與FDI在不同區(qū)域的產業(yè)投資結構差異有關。

六、政策建議

根據上述研究，我們認為在1994—2009年期間，外商直接投資對我國就業(yè)增長沒有顯著作用，但與區(qū)域特征結合后有一定關系，相對而言東部地區(qū)的外商直接投資對就業(yè)有正相關，而中西部地區(qū)則出現負相關。這說明，我國地區(qū)之間經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、教育文化、資源稟賦有著很大的差異，因而，外商直接投資對我國不同區(qū)域的影響也有不同。單純加總平均的數據只具有統(tǒng)計學上的意義，而無法真正認識具體的經濟發(fā)展特征［21］。經濟增長、工資水平、工業(yè)化程度是對我國就業(yè)增長影響最為重要的三個變量。雖然發(fā)展帶來了許多問題，但只有在發(fā)展中才能解決問題。

政府投資一方面能直接解決部分人口就業(yè)，但同時會出現資本深化，帶來擠出效應，以及資本對勞動的替代等諸多負面效果。短期內政府支出的增加有可能拉動就業(yè)，但從長期來看，并非是政府解決就業(yè)問題的根本“良藥”。

雖然，外商直接投資不會直接拉動就業(yè)增長，但是外商投資對經濟增長的推動會影響到就業(yè)。因地制宜、因時制宜地制定和完善外資利用政策，引導FDI在產業(yè)和地區(qū)間分布的合理和優(yōu)化，從而進一步發(fā)揮外資直接投資在促進就業(yè)方面的作用。

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