張建剛 康 宏 康艷梅

(1.山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266590;2.國際關(guān)系學(xué)院信息科技系，北京100091)

就業(yè)創(chuàng)造還是就業(yè)替代
——OFDI對(duì)中國就業(yè)影響的區(qū)域差異研究

張建剛1康 宏1康艷梅2

(1.山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266590;2.國際關(guān)系學(xué)院信息科技系，北京100091)

進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國對(duì)外直接投資規(guī)模迅猛增長，成為影響中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展越來越重要的因素，是吸納勞動(dòng)力就業(yè)和提高勞動(dòng)力素質(zhì)的一條新途徑。對(duì)外直接投資的母國就業(yè)效應(yīng)隨著時(shí)間和地區(qū)的不同主要表現(xiàn)為就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)和就業(yè)替代效應(yīng)。本文利用中國30個(gè)省份2003－2010年的面板數(shù)據(jù)，考察了對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)的影響，以及這種影響在各個(gè)地區(qū)之間的差異。結(jié)果表明，從全國范圍來看，對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)要大于替代效應(yīng)。由于我國對(duì)外直接投資發(fā)展存在著區(qū)域非均衡性，使得各地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的影響存在著差異，東部地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)。中部地區(qū)兩種效應(yīng)大體相當(dāng)，二者相抵后表現(xiàn)出不確定效應(yīng)。而西部地區(qū)對(duì)外直接投資由于起步較晚，目前對(duì)就業(yè)的影響主要表現(xiàn)為替代作用。因此，政府在制定對(duì)外直接投資促進(jìn)政策時(shí)，應(yīng)該更為注重區(qū)域的分類和細(xì)化，引導(dǎo)我國對(duì)外直接投資的區(qū)域均衡發(fā)展，以改善區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)。

對(duì)外直接投資;就業(yè)創(chuàng)造;就業(yè)替代;區(qū)域差異;動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

對(duì)于中國這樣一個(gè)擁有13億人口的大國來說，就業(yè)問題一直是政府關(guān)注的重點(diǎn)問題。以往解決中國就業(yè)問題主要依靠經(jīng)濟(jì)高速增長帶來就業(yè)崗位的不斷增加，然而，中國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性卻呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢(shì)，從1979年的0.44降至2010年的0.02。與此同時(shí)，中國經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐的加快進(jìn)一步加劇了結(jié)構(gòu)性失業(yè)，我國就業(yè)矛盾日趨嚴(yán)重。封閉條件下，就業(yè)主要是通過在一國內(nèi)部各種生產(chǎn)要素流動(dòng)與配置來實(shí)現(xiàn)的，而在開放經(jīng)濟(jì)條件下，就業(yè)可以擴(kuò)大到全球范圍內(nèi)，通過生產(chǎn)要素的國際流動(dòng)來實(shí)現(xiàn)。進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著中國加入WTO和國家“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，中國對(duì)外直接投資(OFDI，Outward Foreign Direct Investment)迅猛增長，已經(jīng)成為影響中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)越來越重要的因素，成為吸納勞動(dòng)力就業(yè)和提高勞動(dòng)力素質(zhì)的新途徑［1］。現(xiàn)有研究表明，OFDI對(duì)母國就業(yè)的影響主要表現(xiàn)為就業(yè)創(chuàng)造和就業(yè)替代兩種效應(yīng)，而且在不同國家、不同時(shí)期內(nèi)存在很大的差異。那么，中國對(duì)外直接投資的大量增加會(huì)對(duì)國內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生什么樣的影響?特別是針對(duì)中國這樣一個(gè)區(qū)際、省際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都極不平衡的大國，各地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)內(nèi)就業(yè)的影響是否存在明顯的差異，這是本文所要研究的問題。

1 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

對(duì)外直接投資對(duì)母國就業(yè)的影響主要是圍繞著就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)、替代效應(yīng)以及對(duì)就業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)和區(qū)位分布的影響來進(jìn)行的。早期研究大多趨向于支持替代效應(yīng)，如較早研究此問題的學(xué)者Jasay、Ruttenberg等均認(rèn)為，當(dāng)母國的資本資源有限時(shí)，如果對(duì)外直接投資沒有伴隨出口的增加或進(jìn)口的減少，那么其將替代國內(nèi)的一部分投資或消費(fèi)，對(duì)母國就業(yè)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)即“替代效應(yīng)”［2，3］。實(shí)證研究中，F(xiàn)rank和Freeman估計(jì)美國1970年FDI流出替代了國內(nèi)160 377個(gè)工人的就業(yè)［4］。Glickman和Woodward估計(jì)在1977－1986年間，由于對(duì)外直接投資，美國每年平均失去27.4萬個(gè)工作崗位，占這些年份的美國平均總就業(yè)水平的約0.5%［5］。瑞典學(xué)者 Svensson采用1974－1990年間的數(shù)據(jù)運(yùn)用2SLS方法分析發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與母國出口存在著相互替代關(guān)系。因?yàn)閲庾庸就ㄟ^使國內(nèi)流向第三國市場(chǎng)的出口轉(zhuǎn)向?yàn)樽庸玖飨虻谌龂某隹冢瑥亩娲嗽瓉韲鴥?nèi)的出口，導(dǎo)致對(duì)國內(nèi)就業(yè)的替代［6］。

近期的大部分研究支持就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)。Lipsey的研究認(rèn)為海外生產(chǎn)份額高的美國公司相對(duì)于僅僅在國內(nèi)生產(chǎn)的公司來講，就業(yè)人數(shù)更多，國外生產(chǎn)需要更多服務(wù)于總部的 R＆D 及監(jiān)督的就業(yè)［7］。Desai，F(xiàn)oley和 Hines對(duì)美國制造業(yè)跨國公司的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，海外就業(yè)每增加10%，其國內(nèi)就業(yè)就增加4.0%［8］。Chen和 Ku等的研究發(fā)現(xiàn)臺(tái)灣地區(qū)對(duì)所有國家OFDI創(chuàng)造的技術(shù)和管理崗位超過了1993－2000年技術(shù)和管理工作數(shù)量的總和［9］。Wu、Heng和Ho針對(duì)新加坡的研究發(fā)現(xiàn)1996－2000年間OFDI在新加坡制造部門創(chuàng)造了33 600個(gè)工作崗位［10］。而Gaute等學(xué)者對(duì)新加坡制造業(yè)的研究也得出類似的結(jié)論［11］。

此外，也有學(xué)者認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)母國就業(yè)既具有正效應(yīng)，又具有負(fù)效應(yīng)，效應(yīng)的大小取決于正負(fù)效應(yīng)的對(duì)比與對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)分布情況等。如Campbell認(rèn)為，跨國公司海外直接投資對(duì)投資國在就業(yè)數(shù)量、質(zhì)量及區(qū)位方面均具有直接的積極和消極效應(yīng)，以及間接的積極和消極效應(yīng)［12］。Lipsey研究發(fā)現(xiàn)日本和瑞典母公司的就業(yè)隨著在海外生產(chǎn)的增加而增加，國內(nèi)就業(yè)的上升來源于對(duì)海外生產(chǎn)監(jiān)督的需求及服務(wù)于海外生產(chǎn)的輔助就業(yè)。美國公司更多地將勞動(dòng)密集型生產(chǎn)部分放到發(fā)展中國家，而更多地將資本、技術(shù)密集型生產(chǎn)放在國內(nèi)，導(dǎo)致國內(nèi)就業(yè)下降［13］。

國內(nèi)有關(guān)研究中，尋舸認(rèn)為中國發(fā)展對(duì)外直接投資處于起步階段，國際一體化程度不高，很多投資屬于防御性投資，其短期的刺激效應(yīng)明顯大于替代效應(yīng)，對(duì)國內(nèi)就業(yè)是利大于弊的［1］。楊建清從微觀和宏觀兩個(gè)角度分析了對(duì)外直接投資的就業(yè)效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上探討了發(fā)展我國對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的影響［14］。以上研究多是基于國外理論的定性描述，缺乏定量分析的支持。近期的實(shí)證研究中，學(xué)者們多數(shù)認(rèn)為中國對(duì)外直接投資的刺激效應(yīng)大于替代效應(yīng)［15－18］。黃曉玲、劉會(huì)政利用 Granger因果檢驗(yàn)和OLS方法分析認(rèn)為雖然對(duì)外直接投資對(duì)中國就業(yè)總量具有替代效應(yīng)，但較為有限［19］。劉輝群、王洋運(yùn)用OLS方法研究了中國對(duì)外直接投資對(duì)投資主體和具體行業(yè)就業(yè)量的影響，結(jié)果表明中國對(duì)外直接投資對(duì)國有企業(yè)和股份制企業(yè)的國內(nèi)就業(yè)量有較小的替代作用，但對(duì)外商投資和港澳臺(tái)投資企業(yè)有較大的促進(jìn)作用［20］。

迄今為止有關(guān)對(duì)外直接投資與母國就業(yè)效應(yīng)還沒有形成一般性的結(jié)論。國外研究多集中于對(duì)外直接投資起步較早，數(shù)據(jù)較為完備的發(fā)達(dá)國家，由于中國的發(fā)展中國家特征和國情特殊性，國外研究成果只有借鑒意義，而無適用性。國內(nèi)研究多是集中于國家宏觀層面對(duì)就業(yè)規(guī)?？偭康恼w性的、靜態(tài)的分析，而忽視了這種關(guān)系的區(qū)域差異和動(dòng)態(tài)特征。從研究方法來看，國內(nèi)外研究大多是采用OLS方法進(jìn)行回歸分析，忽視了解釋變量的“內(nèi)生性”問題，導(dǎo)致內(nèi)生性問題的原因是回歸模型中被解釋變量和解釋變量存在雙向因果關(guān)系，如勞動(dòng)力需求與經(jīng)濟(jì)增長相互依賴，為反映動(dòng)態(tài)特征引入被解釋變量滯后項(xiàng)也會(huì)帶來內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題的存在使得OLS方法不能一致或無偏地估計(jì)參數(shù)，產(chǎn)生估計(jì)偏誤。為了更準(zhǔn)確地反映OFDI與我國就業(yè)關(guān)系，比較這種關(guān)系的區(qū)域差異，本文利用我國東、中、西部各省份的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，以反映OFDI與我國就業(yè)在時(shí)間和截面單元兩個(gè)方向上的變化規(guī)律。

2 OFDI的區(qū)域分布現(xiàn)狀分析

為了揭示區(qū)域差異，本文以我國各省、自治區(qū)和直轄市為單位，并分別將其歸入東部、中部和西部三個(gè)橫截面即三個(gè)地區(qū)，利用各橫截面單元2003－2010年的樣本組成面板數(shù)據(jù)，進(jìn)而建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，以考察OFDI對(duì)我國不同地區(qū)就業(yè)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省市區(qū);中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省市區(qū);西部地區(qū)包括重慶、四川、云南、貴州、廣西、西藏、陜西、內(nèi)蒙古、甘肅、寧夏、青海、新疆11個(gè)省市區(qū)(西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)不全被剔除掉)。根據(jù)以上分類所形成的面板數(shù)據(jù)，相應(yīng)的OFDI在全國OFDI中所占的比重見表1和圖1。

顯而易見，我國的OFDI分布呈現(xiàn)“東高西低”的區(qū)域格局。東部沿海地區(qū)由于區(qū)位條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)以及開放程度等方面所具有的優(yōu)勢(shì)，使其OFDI占我國地方OFDI的絕大部分。2003年，東部地區(qū)的 OFDI占我國各地區(qū)OFDI總量的89%以上，隨后幾年雖然有所降低，但所占比例一直穩(wěn)定在65%以上。而在經(jīng)歷了次貸危機(jī)后的2009－2010年，東部所占比例反而比危機(jī)前有所提高;中部地區(qū)ODFI占全國地方OFDI的比重一直呈上升趨勢(shì)，但2010年所占份額又有所下降;西部地區(qū)的OFDI占全國地方OFDI比重在2003年只有約1%，隨后逐年提高，2008年達(dá)到約20%的比重，甚至超過了中部，但2009－2010年又有所降低。

表1 各地區(qū)OFDI所占比重(2003－2010年)Tab.1 The proportion of OFDI in different regions(2003－2010)

圖1 各地區(qū)OFDI所占比重(2003－2010年)Fig.1 The proportion of OFDI in different regions(2003－2010)

我們可以進(jìn)一步用極值比率來比較兩個(gè)地區(qū)之間的相對(duì)差異。極值比率是指極大值與極小值的比率，極值比率=Xmax/Xmin。本文把每年西部地區(qū)的OFDI作為基數(shù)，與東、中部分別對(duì)比，并將東部與中部的每年數(shù)據(jù)對(duì)比作為參考，可以進(jìn)一步分析三大地區(qū)OFDI分布差異。結(jié)果顯示(見圖2):2003－2008年間，OFDI在我國東部與中部、西部間分布差距一直在縮小，而中部與西部地區(qū)OFDI差距一直不大，甚至在某些年份(2007－2008)西部地區(qū)OFDI還超過了中部地區(qū)。2009－2010年間，東部地區(qū)OFDI與中、西部地區(qū)OFDI差距反而有所擴(kuò)大。

圖2 2003－2010年東、中、西部OFDI對(duì)比走勢(shì)(以西部為基準(zhǔn))Fig.2 The contrastive trend of OFDI in east，central and west regions from 2003 to 2010(the west region as a benchmark)

OFDI在區(qū)域分布上的非均衡特征以及在時(shí)間分布上的波動(dòng)性必然會(huì)對(duì)我國不同地區(qū)的就業(yè)產(chǎn)生不同的影響。下面將通過建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型揭示OFDI的區(qū)域差異對(duì)就業(yè)的動(dòng)態(tài)影響。

3 OFDI對(duì)母國就業(yè)影響的實(shí)證分析

3.1 研究方法與模型

為了研究對(duì)外直接投資對(duì)于母國就業(yè)的影響，基于前述的理論分析和相關(guān)文獻(xiàn)［18，21］，本文運(yùn)用經(jīng)典的 Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)得到勞動(dòng)需求經(jīng)驗(yàn)回歸方程:

其中，i分別代表不同的截面單元(省、自治區(qū)和直轄市)，t代表所考察的各個(gè)年度，Q為產(chǎn)出，用各地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示，K和L分別代表資本和勞動(dòng)投入，α和β分別表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，Ai表示影響地區(qū)產(chǎn)出增長的效率指標(biāo)，γ表示影響產(chǎn)出效率各因素所占的比重。在完全競(jìng)爭(zhēng)的條件下，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出等于工資ω，資本的邊際產(chǎn)出等于相應(yīng)的成本c，利用利潤最大化條件可以消去生產(chǎn)函數(shù)中的資本要素，即，

兩邊取對(duì)數(shù)簡化后可以得到基本的勞動(dòng)需求方程:

由于資本價(jià)格c難以精確度量，這里假定它為常數(shù)，從而不考慮其對(duì)勞動(dòng)需求的影響。考慮到勞動(dòng)需求的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程，本期的就業(yè)不僅受當(dāng)期產(chǎn)出和投資的影響，而且還會(huì)受到以前時(shí)期就業(yè)的影響。此外，由于我國的OFDI分布呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異以及在時(shí)間上的波動(dòng)等特點(diǎn)，其對(duì)我國就業(yè)的影響也是一個(gè)動(dòng)態(tài)而復(fù)雜的過程。為了準(zhǔn)確地考察OFDI對(duì)我國不同地區(qū)就業(yè)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究中國對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)的影響，建立如下回歸方程:

式中，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，υi所度量的是各個(gè)橫截面單元的個(gè)體效應(yīng)，即不同區(qū)域的差異。在實(shí)際計(jì)算中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)滯后期選為3時(shí)，t統(tǒng)計(jì)量就已經(jīng)變得很不顯著，所以最終模型只選取二階滯后期。

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型最大的困難體現(xiàn)在估計(jì)方法上面，由于引入因變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，從而導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，解釋變量具有內(nèi)生性。因此如果應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)的面板固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，將會(huì)導(dǎo)致估計(jì)量的非一致性，基于估計(jì)結(jié)果所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)含義也將是扭曲的。為解決這一問題，Arellano和 Bond，Arellano和 Bover，Blundell和 Bond 提出了系統(tǒng)廣義矩(Sys-GMM)估計(jì)方法。

對(duì)于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，Roodman認(rèn)為，Pooled OLS和Fixed Effect模型的估計(jì)結(jié)果都是有偏的，具體來說，Pooled OLS高估了真實(shí)值，而Fixed Effect則低估了真實(shí)值，但是二者卻決定了因變量滯后項(xiàng)的上界和下界。為保證動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)矩估計(jì)量(Sys-GMM)的一致性，Bond建議將Sys-GMM估計(jì)值分別與固定效應(yīng)(FE)估計(jì)值和混合OLS估計(jì)值相比較，由于混合OLS估計(jì)通常高估滯后項(xiàng)的系數(shù)，而FE估計(jì)值則一般會(huì)低估滯后項(xiàng)的系數(shù)，因此，如果Sys-GMM估計(jì)值介于二者之間，則Sys-GMM估計(jì)結(jié)果可靠。本文同時(shí)給出了估計(jì)結(jié)果，來進(jìn)一步考察模型估計(jì)方法選擇的穩(wěn)健性。

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)矩估計(jì)模型需要通過三項(xiàng)檢驗(yàn)，即Sargan檢驗(yàn)、Arelano-Bond AR(1)檢驗(yàn)和Arelano-Bond AR(2)檢驗(yàn)。Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)是模型估計(jì)選用的工具變量是合適的，因此，如果Sargan統(tǒng)計(jì)量不能拒絕原假設(shè)，則說明工具變量的選擇是合理的，否則就不合理。Arelano-Bond AR(1)檢驗(yàn)和Arelano-Bond AR(2)檢驗(yàn)的原假設(shè)分別是模型的殘差序列不存在一階序列相關(guān)和二階序列相關(guān)。一般情況下，如果不存在二階序列相關(guān)就說明模型設(shè)定是合理的。

3.2 數(shù)據(jù)來源與說明

由于官方公布的國內(nèi)各省市對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)始于2003年，因此本文把研究區(qū)間確定為2003－2010年。各省市區(qū)OFDI數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部發(fā)布的2003－2010年各年度中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。各地區(qū)從業(yè)人員數(shù)(L)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和在崗人員平均工資(Wage)等數(shù)據(jù)來源于各年度《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。考慮到數(shù)據(jù)的可比性，將OFDI乘以當(dāng)年匯率(中間價(jià))換算成人民幣，并采用以上一年為基期的GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減。在采用計(jì)量方法分析影響因素時(shí)，為減小異方差的影響，各變量均取自然對(duì)數(shù)。

3.3 模型估計(jì)結(jié)果及分析

3.3.1 整體分析

如表2所示，從lnLit－1的回歸系數(shù)可知，Sys-GMM方法估計(jì)的lnLit－1的回歸系數(shù)(0.319)介于Pooled OLS和FE方法二者之間，印證了模型估計(jì)方法選擇的正確性。Sys-GMM方法估計(jì)結(jié)果的Sargan統(tǒng)計(jì)量為24.591(p值為0.925)，AR1和 AR2檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量分別為 －1.637(p 值為0.012)和0.460(p 值為0.646)，均通過檢驗(yàn)。綜合判斷，采用Sys-GMM的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表2 模型估計(jì)結(jié)果Tab.2 The model estimation results

模型顯示，從全國角度來看，上一年度就業(yè)和產(chǎn)出規(guī)模對(duì)本期就業(yè)均有顯著的正的影響，而工資水平對(duì)就業(yè)的影響顯著為負(fù)，T系數(shù)顯著表明國內(nèi)就業(yè)水平隨時(shí)間變化而變化，存在時(shí)間效應(yīng)。

lnOFDIit的回歸系數(shù)度量了當(dāng)年度OFDI對(duì)當(dāng)年就業(yè)的影響，其值為 －0.001，但是結(jié)果并不顯著，表明當(dāng)期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)存在替代效應(yīng)，但這種效應(yīng)較為微弱。lnOFDIit－1和 lnOFDIit－2的回歸系數(shù)分別度量了滯后一期和二期OFDI對(duì)就業(yè)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，其值分別為0.006和0.016，且都在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明前期OFDI對(duì)本期就業(yè)表現(xiàn)出了較為明顯的創(chuàng)造效應(yīng)。綜合來看，OFDI對(duì)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)。

3.3.2 各地區(qū)分析

表3給出了我國東、中、西部分地區(qū)的估計(jì)結(jié)果。Sargan統(tǒng)計(jì)量未見異常，Arellano-Bond一階和二階自相關(guān)檢驗(yàn)表明，殘差不存在二階序列自相關(guān)，說明模型估計(jì)結(jié)果是可靠的。

表3 分地區(qū)估計(jì)結(jié)果Tab.3 The estimation results with different regions

從lnOFDIit及其滯后項(xiàng)的系數(shù)來看，對(duì)外直接投資對(duì)各地區(qū)就業(yè)量的動(dòng)態(tài)影響是有區(qū)別的。在控制了其他因素的條件下，東部地區(qū)OFDI當(dāng)期值對(duì)本地區(qū)就業(yè)有顯著地負(fù)面影響，而滯后一期和二期值則表現(xiàn)出了明顯的正面影響，綜合來看，就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)要大于替代效應(yīng);中部地區(qū)OFDI當(dāng)期值和滯后一期值的系數(shù)分別顯著為負(fù)和為正，其值大體相當(dāng)，滯后二期值雖為正但不顯著，表明中部地區(qū)就業(yè)替代效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)并存，總體來看OFDI對(duì)就業(yè)存在不確定效應(yīng);西部地區(qū)表OFDI當(dāng)期和一期滯后項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，且一期滯后項(xiàng)系數(shù)顯著，二期滯后項(xiàng)雖為正但不顯著，表明從目前來看OFDI對(duì)西部地區(qū)就業(yè)的影響主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)，就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。

4 結(jié)論與展望

本文實(shí)證研究結(jié)論表明，從全國范圍來看，對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)要大于替代效應(yīng)。從各地區(qū)來看，東部地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)。中部地區(qū)兩種效應(yīng)大體相當(dāng)，二者相抵后表現(xiàn)出不確定效應(yīng)。而西部地區(qū)對(duì)外直接投資由于起步較晚，目前對(duì)就業(yè)的影響主要表現(xiàn)為替代作用。因此，政府在制定對(duì)外直接投資促進(jìn)政策時(shí)，應(yīng)該更為注重區(qū)域的分類和細(xì)化，引導(dǎo)我國對(duì)外直接投資的區(qū)域均衡發(fā)展，以改善區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)。

囿于作者水平和數(shù)據(jù)獲取的限制，本文僅就對(duì)外直接投資和就業(yè)總量的關(guān)系進(jìn)行了探討。對(duì)于這一問題還有許多方面值得深入研究:對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)影響的傳導(dǎo)機(jī)制和途徑有哪些，目前多是定性考察，定量分析相對(duì)缺乏;對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化關(guān)系，特別是對(duì)外投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和主體構(gòu)成結(jié)構(gòu)變化對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)質(zhì)量的影響如何等，這些問題將是后續(xù)研究的方向。

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Employment Creation or Employment Substitution:
Regional Difference and Dynamic Effect of OFDI on the Employment in China

ZHANG Jian-gang1 KANG Hong1 KANG Yan-mei2
(1.College of Economics and Management，Shandong University of Science and Technology，Qingdao Shandong 266590，China;2.Department of Information Science and Technology，University of International Relations，Beijing 100091，China)

Since the beginning of the 21st century，China’s rapidly growing OFDI has become an increasingly important factor to affect the economic development and has paved a new way to absorb the domestic labor force and to improve the quality of labor force.The home country employment effects of OFDI are mainly realized by the creation effect and the substitution effect in different periods and regions.This paper explores the home country employment effect and the regional difference of China’s OFDI by using the provincelevel panel data from 2003 to 2010.Results show that the employment creation effect of OFDI surpasses the employment substitution effect from the whole countrywide level.It is also found that，as a result of regional non-equilibrium of China’s OFDI development，the employment effect has significant regional difference.The employment creation effect is stronger than the substitution effect in the east region while the two effects have approximately similar but uncertain results in the central region.However，the west region’s OFDI mainly shows substitution effect on employment at present due to its later development.More attention should be therefore paid to the classification and refinement in the regional development of foreign direct investment promotion policies.Accordingly，the government should guide the balanced development of OFDI in order to improve the regional employment structure.

OFDI;employment creation;employment substitution;regional difference;dynamic panel data model

F832.48

A

1002－2104(2013)01－0126－06

10.3969/j.issn.1002－2104.2013.01.018

2012－09－23

張建剛，博士，副教授，主要研究方向?yàn)閲H投資。

山東社科規(guī)劃項(xiàng)目(編號(hào):09CJGZ59)。

(編輯:田 紅)