李豫新　孫培蕾

(石河子大學(xué)，石河子　832000)

FDI對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)影響研究
——基于絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段省區(qū)

李豫新孫培蕾

(石河子大學(xué)，石河子832000)

〔摘要〕本文基于絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域1985～2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用VAR模型分析FDI、經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明：FDI是經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長不是FDI的格蘭杰原因；FDI對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用，對就業(yè)的促進(jìn)作用不明顯，經(jīng)濟(jì)增長未明顯帶動(dòng)FDI流入。絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域應(yīng)牢牢抓住“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略機(jī)遇，因地制宜地制定符合科學(xué)發(fā)展的引資策略，優(yōu)化投資環(huán)境以吸引跨國公司進(jìn)駐該區(qū)域，并鼓勵(lì)企業(yè)加大對研發(fā)、設(shè)計(jì)等價(jià)值鏈高端的投資。

〔關(guān)鍵詞〕FDI經(jīng)濟(jì)增長就業(yè)VAR模型

引言

聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織(UNTAD)的世界投資前景年度調(diào)查報(bào)告(2012)顯示中國是對FDI最具吸引力的經(jīng)濟(jì)體。2013年9月，“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略的提出進(jìn)一步加強(qiáng)了中國吸引外資的能力，絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域引進(jìn)外資規(guī)模也顯著提升。但與2013年相比，2014年該區(qū)域FDI流入增速放緩，當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)特別是周邊國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的困難和不確定性為絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域引資帶來很大的挑戰(zhàn)。在引資結(jié)構(gòu)方面，絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域引進(jìn)外資主要流向制造業(yè)，流入服務(wù)業(yè)的FDI在增加，同時(shí)，勞動(dòng)密集型的引資也在增加。

FDI已經(jīng)成為全球經(jīng)濟(jì)影響絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為重要的渠道之一，而其最直接的影響客體便是經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)。本文引入VAR模型分析方法，力圖對FDI與經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析，并結(jié)合當(dāng)前引資形勢和絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)，對絲綢之路經(jīng)

濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的引資策略進(jìn)行研究，這不僅有利于改善絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的投資環(huán)境，而且對其轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展具有深遠(yuǎn)影響和重大現(xiàn)實(shí)意義。

1相關(guān)研究成果

FDI對東道國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的影響一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。國內(nèi)外學(xué)者依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論探討FDI對東道國經(jīng)濟(jì)增長的影響。新古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，在市場完全競爭時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長主要來自于技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長，F(xiàn)DI只有通過外生的技術(shù)沖擊才能增加?xùn)|道國的經(jīng)濟(jì)增長。而制度創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，制度才是對經(jīng)濟(jì)增長起決定性作用的因素，制度的創(chuàng)新和變遷比技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的作用更大，即使沒有技術(shù)的引進(jìn)和創(chuàng)新，通過制度創(chuàng)新也能提高東道國生產(chǎn)效率、促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長。新經(jīng)濟(jì)增長理論以內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長為特征，認(rèn)為知識(shí)自身對經(jīng)濟(jì)增長具有遞增效應(yīng)，且能滲透到資本、技術(shù)、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素中去，使它們也產(chǎn)生遞增效應(yīng)，最終帶動(dòng)

東道國經(jīng)濟(jì)增長。因此，F(xiàn)DI可通過以下途徑促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長：(1)直接增加?xùn)|道國資本存量；(2)引資伴隨新技術(shù)的引進(jìn)，提高了東道國的技術(shù)水平使產(chǎn)出增加；(3)FDI的所有權(quán)優(yōu)勢會(huì)誘導(dǎo)和督促東道國對制度、體制等進(jìn)行改革創(chuàng)新，以提高資源的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長。FDI對東道國就業(yè)的影響是較為復(fù)雜的。FDI通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長以增加就業(yè)，外資企業(yè)本身可通過直接雇傭工人使東道國就業(yè)增加；若市場需求有限、市場機(jī)會(huì)相同，引進(jìn)外資會(huì)加劇國內(nèi)市場的競爭程度、產(chǎn)生就業(yè)“擠出”效應(yīng)，使東道國就業(yè)減少。

國外學(xué)者就FDI對東道國經(jīng)濟(jì)增長影響的研究成果豐富，目前來看，仍未得到一致的結(jié)論，但大多數(shù)研究學(xué)者認(rèn)為東道國引進(jìn)FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著正相關(guān)關(guān)系。De Gregorio(1992)對12個(gè)拉美國家1950～1985年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，De Mello(1999)以O(shè)ECD和非OECD國家為研究對象，Choe(2003)運(yùn)用VAR模型分析方法對80個(gè)國家1971～1995年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，都得出FDI對東道國的經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用的結(jié)論。而Easterly(1993)認(rèn)為當(dāng)東道國存在優(yōu)惠引資政策時(shí)，F(xiàn)DI流入可能會(huì)阻礙東道國國內(nèi)投資，進(jìn)而阻礙其經(jīng)濟(jì)增長。Most(1996)以發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體為研究對象，從理論和實(shí)證兩個(gè)角度驗(yàn)證了FDI對經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用。國內(nèi)大多學(xué)者同樣認(rèn)為FDI對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，如江錦凡(2004)通過建立經(jīng)濟(jì)增長模型認(rèn)為，F(xiàn)DI在一定程度上促進(jìn)了中國GDP的增長。通過分析FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制認(rèn)為，F(xiàn)DI可通過資本效應(yīng)直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，也可以通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、示范效應(yīng)間接影響中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)，F(xiàn)DI的外部效應(yīng)會(huì)引起中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、制度變遷等，最終使我國GDP有所增長。肖亦卓(2006)運(yùn)用1978～2004年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在總結(jié)北京實(shí)際利用FDI特點(diǎn)的基礎(chǔ)上，對FDI對北京經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證研究，揭示了外資影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理，認(rèn)為總體上FDI促進(jìn)了北京經(jīng)濟(jì)增長。劉宏(2013)引入1985～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建VAR模型對FDI、就業(yè)及經(jīng)濟(jì)增長間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析，得出FDI能明顯的促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。張林(2014)通過構(gòu)建面板門檻模型，利用2002～2012年中國31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，對區(qū)域金融實(shí)力、FDI溢出和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證分析得出，當(dāng)區(qū)域金融實(shí)力提升到或跨越臨界門檻值后，適量的引進(jìn)外資將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。也有國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著的因果關(guān)系(花俊、顧朝林(2001)等)。

學(xué)者們對外商直接投資(FDI)對東道國就業(yè)的影響研究也存在不同的觀點(diǎn)。一些國外學(xué)者認(rèn)為FDI對東道國就業(yè)有促進(jìn)作用。Tomasz等(2000)以匈牙利等4個(gè)中歐國家為研究對象，揭示出FDI對當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)機(jī)會(huì)的增加至關(guān)重要。Stefano Federico等(2008)使用多個(gè)數(shù)據(jù)源評估外商直接投資對意大利當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的影響，得出外商直接投資能夠較大的帶動(dòng)意大利就業(yè)機(jī)會(huì)的增加。Nunnenkamp(2007)通過考察FDI對墨西哥不同階層工人的就業(yè)影響，得出相同的結(jié)論。也有國外學(xué)者認(rèn)為FDI對東道國就業(yè)促進(jìn)作用不明顯，甚至有負(fù)效應(yīng)。Ernst(2005)以巴西、阿根廷、墨西哥3個(gè)拉美國家1990～2002年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，研究服務(wù)制造業(yè)FDI對東道國就業(yè)的貢獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI就業(yè)效應(yīng)與其進(jìn)入方式等因素密切相關(guān)，整體作用方向不明確。Rhys Jenkins(2006)以越南為研究對象發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI流入對與越南經(jīng)濟(jì)持平的發(fā)展中國家的直接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)很小，間接就業(yè)效應(yīng)也很有限，甚至對當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)有一定的抑制作用。同時(shí)認(rèn)為出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因可能是，F(xiàn)DI流入一定程度地?cái)D出了國內(nèi)投資。John Nkwoma Inekwe(2012)通過協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型對尼日利亞FDI與就業(yè)的相互作用進(jìn)行探討，得出FDI對尼日利亞服務(wù)部門的就業(yè)有消極的促進(jìn)作用。國內(nèi)關(guān)于FDI對就業(yè)影響的研究也獲得頗有價(jià)值的研究成果，不同學(xué)者基于不同的角度及研究方法得出的結(jié)論也不盡相同。就FDI對中國就業(yè)影響方面，王美今等(2008)利用1985～2004年省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，得出FDI對中國就業(yè)產(chǎn)生顯著的正向作用的結(jié)論。牟俊霖(2007)通過C-D生產(chǎn)函數(shù)研究FDI對中國就業(yè)的影響得出，1993年以前，F(xiàn)DI的直接就業(yè)效應(yīng)和負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)同樣顯著，而1993年以后，外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)減小，負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)也減弱。丁翠翠等(2014)采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型廣義矩估計(jì)方法考察了FDI對我國就業(yè)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，表明整體上FDI對我國就業(yè)產(chǎn)生顯著的“擠出”效應(yīng)。也有學(xué)者從中國東中西三大區(qū)域角度對FDI與就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行分析。朱金生(2013)基于VAR模型的理論基礎(chǔ)，實(shí)證研究FDI流動(dòng)對我國三大區(qū)域就業(yè)的不均衡影響，認(rèn)為FDI阻礙東部地區(qū)的就業(yè)，然而，能在一定程度上提高中西部地區(qū)就業(yè)水平，F(xiàn)DI流出增加中部的就業(yè)，減少東西部的就業(yè)，總體上FDI流動(dòng)使中國就業(yè)水平下降。還有學(xué)者以省為單位進(jìn)行相關(guān)研究。趙建國等(2011)以遼寧省為例，運(yùn)用協(xié)整理論和面板模型研究FDI與就業(yè)之間的關(guān)系，結(jié)果顯示總體上FDI的引進(jìn)使遼寧省就業(yè)量減少。

可以看出，國內(nèi)外學(xué)者研究FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響主要有兩種方法：(1)對經(jīng)濟(jì)增長與FDI進(jìn)行簡單的回歸分析；(2)在生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上研究FDI對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。運(yùn)用這些方法進(jìn)行分析，回歸結(jié)果只能單方向解釋FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而不能說明兩者之間的相互作用過程，VAR模型恰好能彌補(bǔ)此不足。因此，本文以絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域?yàn)檠芯繉ο螅ㄟ^構(gòu)建VAR模型對FDI與經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域在絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)進(jìn)程中如何更加有效的引進(jìn)外資具有一定的參考價(jià)值。

2模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

2.1模型設(shè)定

本文通過建立向量自回歸(Vector Auto-Regressive，VAR)模型對FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)的影響展開實(shí)證檢驗(yàn)。VAR模型是由C.A.Smis(1980)提出的一種不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的多變量數(shù)據(jù)分析方法，其采用多個(gè)方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，在此基礎(chǔ)上對模型的每一個(gè)方程進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出全部內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系并進(jìn)行預(yù)測。本文構(gòu)建FDI、經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)3個(gè)變量滯后k期的VAR計(jì)量模型：

Yt=Π1Yt-1+ΠkYt-k+φDt+ut，ut-ΠD(o，Ω)

式中，Yt是3×1階列向量。Dt表示d×1階確定項(xiàng)向量(d表示確定性變量個(gè)數(shù))，用來描述常數(shù)項(xiàng)u、時(shí)間趨勢項(xiàng)t、季節(jié)虛擬變量(如果需要)和其他一些有必要設(shè)置的虛擬變量。Π1、Πk均是3×3階參數(shù)矩陣，φ是確定性變量Dt的3×d階系數(shù)矩陣。ut-ΠD(o，Ω)是3×1階隨機(jī)誤差列向量，均滿足零均值、同方差、非自相關(guān)的假定。通過構(gòu)建三維向量自回歸模型，對FDI與經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。

2.2數(shù)據(jù)選取與說明

本文選取絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的5個(gè)省份(陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū))為樣本，時(shí)間跨度為1985～2014年。FDI為實(shí)際利用外資金額，GDP代表經(jīng)濟(jì)增長，就業(yè)為年末就業(yè)人員總數(shù)，用EMP表示。原始數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒及各省2014年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。對數(shù)據(jù)進(jìn)行三方面的處理：(1)FDI采用當(dāng)年人民幣對美元的中間匯率進(jìn)行折算。(2)為消除物價(jià)上漲和通貨膨脹的影響，本文通過以1978年為基期的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)折算出GDP。(3)為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，避免數(shù)據(jù)變化帶來劇烈波動(dòng)，對各變量取自然對數(shù)，F(xiàn)DI、經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)分別記為LNFDI、LNGDP、LNEMP，運(yùn)用EViews8.0進(jìn)行實(shí)證分析。

3實(shí)證檢驗(yàn)

3.1VAR模型的構(gòu)建

VAR模型中要求各內(nèi)生變量具有平穩(wěn)性，因此，首先要對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Dickey-Fuller提出的ADF檢驗(yàn)對LNFDI、LNGDP及LNEMP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：在0.05的顯著性水平下，LNFDI、LNGDP和LNEMP 3個(gè)時(shí)間序列在95%的置信區(qū)間內(nèi)都是非平穩(wěn)的，一階差分后，在95%的置信區(qū)間內(nèi)DLNFDI、DLNGDP、DLNEMP 3個(gè)序列平穩(wěn)，則3個(gè)序列均是一階單整的，即為I(1)過程。因此，本文在已設(shè)定的VAR模型的基礎(chǔ)上，用DLNFDI、DLNGDP和DLNEMP 3個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立VAR模型。依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC準(zhǔn)則)和施瓦茲準(zhǔn)則(SC準(zhǔn)則)，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，估計(jì)結(jié)果如下：

由表1可以看出，在90%的置信區(qū)間內(nèi)，模型所估計(jì)出的大部分系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值都是顯著的，因此建立滯后2期的VAR模型，即VAR(2)。部分系數(shù)不顯著的原因可能是，方程中同樣變量的多個(gè)滯后值產(chǎn)生了多重共線性。

表1　各變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量

為確保短期動(dòng)態(tài)結(jié)果的有效性，需在VAR(2)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，即AR根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。由結(jié)果可知，所有特征方程的特征根倒數(shù)的模(Lutppoh1，1991)都小于1，即位于單位元內(nèi)，由此可見，建立的VAR(2)模型是穩(wěn)定的，可進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)和方差分解分析。

3.1.1脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)

脈沖響應(yīng)函數(shù)可進(jìn)一步檢驗(yàn)各宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，各內(nèi)生變量受到一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的分析結(jié)果如圖2所示。

圖1　AR根

圖2　脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖2(1)為DLNGDP對DLNFDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)圖?？梢钥闯?，面對DLNFDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，DLNGDP作出U型的響應(yīng)趨勢特征，在第2期降到最小值后逐漸增大，并在第6期后趨于平穩(wěn)。這表明，面對FDI的一個(gè)正向沖擊，經(jīng)濟(jì)增長具有滯后效應(yīng)，且FDI的增加對經(jīng)濟(jì)增長具有較強(qiáng)的正向帶動(dòng)作用，這種帶動(dòng)作用會(huì)越來越強(qiáng)，直至趨于平穩(wěn)。

圖2(2)為DLNEMP對DLNFDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)圖。可以看出，當(dāng)本期給DLNFDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，就業(yè)水平在短期內(nèi)會(huì)呈現(xiàn)上下波動(dòng)態(tài)勢，在第6期達(dá)到最大的負(fù)響應(yīng)后趨于收斂，且從長期來看，F(xiàn)DI的增加對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域就業(yè)量的增加促進(jìn)作用不明顯，原因可能與FDI進(jìn)入方式有關(guān)。近年來，跨國公司多傾向于以技術(shù)為條件，采取合資、兼并等方式進(jìn)入絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域，同時(shí)，跨國公司往往采取裁員方式降低成本以達(dá)到利潤最大化的目的。在這種情況下，F(xiàn)DI的流入不必然帶動(dòng)就業(yè)的增加。

圖2(3)為DLNFDI對DLNGDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)圖?？芍?，面對DLNGDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，F(xiàn)DI上下波動(dòng)，幅度不明顯，這表明絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長并不一定能帶動(dòng)引資，影響FDI流入的因素較為復(fù)雜，比如政治、市場環(huán)境變化、匯率變動(dòng)、經(jīng)濟(jì)條件等，它們的相互交織作用都會(huì)在不同程度上影響絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的引資水平。

3.1.2方差分解分析

方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。本文使用方差分解測度FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)短期變動(dòng)的影響程度。在采用Cholesky正交化處理消除殘差項(xiàng)彼此間的同期相關(guān)和序列相關(guān)的基礎(chǔ)上，分別對DLNFDI、DLNGDP、DLNEMP進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表2所示。

表2　方差分解表

續(xù)　　表

表2第1列為預(yù)測期數(shù)，DLNFDI列、DLNGDP列和DLNEMP列分別表示以DLNFDI、DLNGDP和DLNEMP為因變量的方程新息對不同時(shí)期預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度。

由表2可以看出，F(xiàn)DI的波動(dòng)在第1期只受自身影響，經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)對FDI波動(dòng)的貢獻(xiàn)度從第2期開始出現(xiàn)，但程度很小，以后各期貢獻(xiàn)度逐漸增加，到第7期趨于平穩(wěn)狀態(tài)，穩(wěn)定在27%左右。這說明絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的波動(dòng)對FDI的影響較小，原因可能是影響絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域引資的因素比較復(fù)雜。經(jīng)濟(jì)增長在第1期受到自身、FDI波動(dòng)的影響，之后受FDI波動(dòng)的影響逐漸減小，在第4期出現(xiàn)最小值，隨后逐漸增加，說明FDI的變化對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長具有一定的滯后性，且長期來看FDI對經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)。就業(yè)方面，就業(yè)在第1期就受到自身波動(dòng)及FDI、GDP波動(dòng)的影響。第1期受自身影響程度較大，為71.4%，然而，隨著時(shí)間的延續(xù)，這種影響程度逐漸減小。FDI的波動(dòng)對就業(yè)影響程度逐漸減小，在第4期出現(xiàn)最小值，之后逐漸增加，但程度始終較弱，維持在7%左右，說明絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域FDI流入對該區(qū)域就業(yè)量的影響程度有限。

3.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

本文基于模型VAR(2)，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對LNFDI、LNGDP和LNEMP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷3個(gè)變量間是否有長期穩(wěn)定的關(guān)系。結(jié)果如表3。

表3　特征根跡(Trace)檢驗(yàn)結(jié)果

Trace Test Indicates 1 Cointegrating Eqn(s) at the 0.05 Level

表3特征根跡結(jié)果顯示，當(dāng)秩的個(gè)數(shù)為0時(shí)，秩統(tǒng)計(jì)量為41.49350，大于5%顯著水平下的臨界值29.79707，說明LNFDI、LNGDP和LNEMP三變量間存在協(xié)整關(guān)系。當(dāng)秩的個(gè)數(shù)為1時(shí)，秩統(tǒng)計(jì)量值18.63703，大于5%顯著性水平下的臨界值15.49471，說明3個(gè)變量間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)秩的個(gè)數(shù)為2時(shí)，秩統(tǒng)計(jì)量值小于5%顯著性水平下的臨界值，因此，存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)成立，三變量間存在兩個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

3.3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)只能證明FDI、經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)3個(gè)變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系、可能存在因果關(guān)系，然而孰因孰果還需要進(jìn)一步證明。本文將進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來判斷其因果。通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得出，在滯后二期，95%的置信區(qū)間內(nèi)：

(1)FDI是經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)Granger原因，這表明FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響程度較大。

(2)FDI是就業(yè)的弱Granger原因，說明FDI流入能夠在一定程度上影響絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的就業(yè)，但影響程度有限。

(3)經(jīng)濟(jì)增長不是FDI的Granger原因，表明絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長并不必然帶動(dòng)FDI增加。

4結(jié)論與建議

本文通過深入探討FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)的影響，得出以下結(jié)論：

(1)FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，保證FDI增加十分關(guān)鍵。在短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長面對FDI的沖擊表現(xiàn)出滯后性，但長期內(nèi)，F(xiàn)DI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的經(jīng)濟(jì)具有明顯的促進(jìn)作用，且隨著時(shí)間的延遲，這種促進(jìn)作用越來越強(qiáng)。這說明西部大開發(fā)以來，我國西北段區(qū)域通過引資以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的政策十分有效。因此，相關(guān)政府部門應(yīng)堅(jiān)定不移的實(shí)施開放戰(zhàn)略，緊緊抓住“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略的發(fā)展機(jī)遇，進(jìn)一步科學(xué)地引進(jìn)外資，使其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用進(jìn)一步增強(qiáng)。

(2)FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域就業(yè)的促進(jìn)作用不明顯。這可能與外資企業(yè)進(jìn)入絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的方式及其對該區(qū)域高層次人才的需求有關(guān)。因此，絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域自身應(yīng)加強(qiáng)人力資源開發(fā)，提高勞動(dòng)者的素質(zhì)，以適應(yīng)外資企業(yè)對高素質(zhì)人才的需求。同時(shí)，要依據(jù)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域不同省區(qū)的特點(diǎn)科學(xué)地引入FDI，以便能充分發(fā)揮引資產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，以達(dá)到促進(jìn)該區(qū)域就業(yè)的目的。

(3)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對FDI流入的帶動(dòng)作用不明顯。這可能是因?yàn)镕DI的流入不僅與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，還受到政策、成本變動(dòng)、匯率變動(dòng)、市場波動(dòng)等的交互作用影響。因此，我國西北地區(qū)應(yīng)借助“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略契機(jī)改善外資經(jīng)營的環(huán)境，以便更好地吸引和留住高質(zhì)量的FDI。

通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI流入與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系，且在短期內(nèi)帶動(dòng)了就業(yè)增加。因此，在擴(kuò)大FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)、就業(yè)正向影響的同時(shí)，應(yīng)充分考慮全面、科學(xué)地發(fā)揮FDI對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、就業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用。當(dāng)前“三期疊加”背景下，絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出減緩態(tài)勢，在這樣的形勢下，相關(guān)部門應(yīng)在對經(jīng)濟(jì)發(fā)展、FDI及就業(yè)政策進(jìn)行綜合考量的基礎(chǔ)上，制定合理的引資政策：(1)依托“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”建設(shè)機(jī)遇，優(yōu)化投資環(huán)境，加大絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的開放力度和招商引資力度，以保證外資對該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)作用。(2)給出科學(xué)、合理的引資政策以吸引國外高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、跨國公司進(jìn)駐絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域，并鼓勵(lì)企業(yè)加大對研發(fā)、設(shè)計(jì)等高端價(jià)值鏈的投資。這不僅能夠促進(jìn)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶我國西北段區(qū)域的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，而且能夠提升該區(qū)域的勞動(dòng)者素質(zhì)和就業(yè)水平。

參考文獻(xiàn)

[1]丁翠翠,郭慶然.外商直接投資對我國就業(yè)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)與區(qū)域差異——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2014,(1):62～67

[2]牟俊霖.外商投資對中國就業(yè)影響的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)與管理,2007,(4):33～37

[3]金碧,陳仲常.中國外商直接投資就業(yè)效應(yīng)傳導(dǎo)渠道研究[J].人口與經(jīng)濟(jì),2007,(1):36～40，35

[4]江錦凡.外國直接投資在中國經(jīng)濟(jì)增長中的作用機(jī)制[J].世界經(jīng)濟(jì),2004,(1):3～10

[5]劉宏,李述晟.FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)影響研究——基于VAR模型[J].國際貿(mào)易問題,2013,(4):105～114

[6]薛斌鋒,壽志敏.FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2007,(3):70～71

[7]閻敏,郭婷.FDI對中國勞動(dòng)就業(yè)的影響效應(yīng)實(shí)證研究——基于面板VAR模型的動(dòng)態(tài)分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2012,(7):52～57

[8]魯繼通．FDI、R&D、消費(fèi)與環(huán)渤海區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究——基于1998～2013年面板數(shù)據(jù)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014，(1)：51～58

[9]姚樹潔,馮根福,韋開蕾.外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006,(12):35～46

[10]De Gregorio,Jose.El Crecimiento Economico en la America Latina[J].El Trimestre Economico，1992，36(2-3)：417～425

[11]Ernst C.The FDI-employment Link in a Globalizing World:The Case of Argentina,Brazil and Mexico[R].International Labour Office,Employment Strategy Paper,2005,17

[12]John Nkwoma Inekwe.FDI,Employment and Economic Growth in Nigeria[J].African Development Review，2013，25(4)：421～433

[13]Nunnenkamp P,Bremont J E A.FDI in Mexico:An Empirical Assessment of Employment Effects[R].Kieler Arbeitspapiere,2007

[14]Rhys Jenkins.Globalization and the Labour Market in South Africa[J].Journal of International Development:The Journal of the Development Studies Association，2006，18(5)：649～664

[15]Stefano Federico,Gaetano Alfredo Minerva.Outward FDI and Local Employment Growth in Italy[J].Review of World Economics,2008,144(2):295～324

[16]Tomasz Mickiewicz,Slavo Radosevicv and Urmas Varblane.The Value of Diversity:FDI and Employment in Central Europe During Economic Recovery[R].Faculty of Economics and Business Administration Discussion，2000

[17]William Easterly.Introduction:Searching for the Secrets of Growth Introduction:Searching for the Secrets of Growth[J].Revista de Analisis Economico-Economic Analysis Review，2010，8(1):3～17

(責(zé)任編輯：史琳)

Influences of FDI on Regional Economic Development and Employment——Based on the Northwest of the Silk Road Economic Belt

Li YuxinSun Peilei

(Shihezi University，Shihezi 832000，China)

〔Abstract〕According to the 1985-2014 time-series data in northwest section of the Silk Road Economic Belt,a VAR model including three variables—FDI,economic growth and employment,shows that FDI is the Granger cause of economic growth and employment,but economic growth is not the Granger cause of FDI;FDI plays a significant role in promoting economic growth,but the role to employment is not obvious,and economic growth has not led to FDI significantly.The current policy should firmly catch the opportunities of“the Silk Road Economic Belt”strategy and formulate the attracting foreign capital scientifically and improve the investment environment,attracting high-tech multinational companies and their R&D in the coastal areas.

〔Key words〕FDI;economic growth;employment;VAR model

〔中圖分類號(hào)〕F832.48

〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．03．018

作者簡介：李豫新，石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院科研處教授，博士生導(dǎo)師。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展。孫培蕾，石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

收稿日期：2015—12—02