姜 巍

（廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易研究中心，廣州 510006）

0 引言

隨著國(guó)際貿(mào)易與投資的發(fā)展，生產(chǎn)要素在全球范圍內(nèi)得到配置，必然會(huì)給各國(guó)就業(yè)帶來(lái)重要影響。中國(guó)是一個(gè)人口大國(guó)，就業(yè)問(wèn)題一直是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要問(wèn)題，改革開(kāi)放以來(lái)，在傳統(tǒng)的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略下，中國(guó)通過(guò)大量引進(jìn)外商直接投資（IFDI）和出口擴(kuò)張拉動(dòng)國(guó)內(nèi)就業(yè)與增長(zhǎng)。隨著世界經(jīng)濟(jì)格局和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨勢(shì)的變化，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)不平衡、部分行業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩、企業(yè)自主創(chuàng)新能力不強(qiáng)等問(wèn)題日益凸顯，在此背景下，鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”積極開(kāi)展對(duì)外直接投資（OFDI），是加快構(gòu)建更高層次開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)，培育參與或引領(lǐng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)合作新優(yōu)勢(shì)的重要舉措。那么，隨著中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大，對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？是促進(jìn)效應(yīng)還是替代效應(yīng)？不同產(chǎn)業(yè)間是否存在顯著的差異性？如何進(jìn)一步發(fā)展對(duì)外直接投資以擴(kuò)大國(guó)內(nèi)就業(yè)規(guī)模并優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)？對(duì)于這些問(wèn)題的思考是當(dāng)前學(xué)術(shù)研究和政策實(shí)踐中的重要課題，具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)Campbell（1994）[1]和UNCTAD（1994）[2]的觀點(diǎn)，跨國(guó)公司對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)的就業(yè)效應(yīng)不僅表現(xiàn)在就業(yè)數(shù)量方面，而且表現(xiàn)在就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)區(qū)位方面，但目前國(guó)內(nèi)多數(shù)實(shí)證研究更多側(cè)重于考察中國(guó)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的總量效應(yīng)或區(qū)域差異[3-5]，較少有學(xué)者從就業(yè)質(zhì)量或結(jié)構(gòu)方面實(shí)證考察OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的產(chǎn)業(yè)差異。為此，本文嘗試從供給視角出發(fā)，將OFDI與IFDI一并通過(guò)技術(shù)效率因子引入C-D生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建開(kāi)放的勞動(dòng)需求動(dòng)態(tài)模型，并基于2004—2014年的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)（GMM）方法實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI國(guó)內(nèi)就業(yè)的總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異，期望所得結(jié)論能對(duì)政府有關(guān)政策的制定和實(shí)施帶來(lái)啟示。

1 模型建立、變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1 模型建立

根據(jù)新古典增長(zhǎng)理論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉來(lái)自于要素投入的增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity,TFP）的提高。從供給視角來(lái)看，OFDI對(duì)產(chǎn)出和就業(yè)的影響，不僅表現(xiàn)在對(duì)要素投入數(shù)量的影響，更重要的表現(xiàn)在對(duì)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而對(duì)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新的影響。發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資可以通過(guò)人力資本、國(guó)際技術(shù)逆向溢出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)化進(jìn)程等渠道，作用于母國(guó)的全要素生產(chǎn)率或技術(shù)效率，影響國(guó)內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新，從而給產(chǎn)出和就業(yè)帶來(lái)影響（如圖1所示）。

圖1 OFDI對(duì)母國(guó)就業(yè)影響的供給視角分析

為實(shí)證考察中國(guó)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異，本文從供給視角出發(fā)，借鑒Greenaway等（1998）[6]和Milner等（1999）[7]的實(shí)證分析框架，在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建開(kāi)放的勞動(dòng)需求動(dòng)態(tài)回歸模型。

設(shè)C-D生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，i代表行業(yè)，t代表時(shí)期，Q表示真實(shí)產(chǎn)出，K表示資本存量，L表示勞動(dòng)投入，α、β分別表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，A表示影響產(chǎn)出增長(zhǎng)的技術(shù)效率，γ表示決定技術(shù)效率的各因素所占比重。在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，追求利潤(rùn)最大化的生產(chǎn)廠商會(huì)使其勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出（MPL）等于工資（w），資本的邊際產(chǎn)出（MPK）等于相應(yīng)的使用成本（c），于是生產(chǎn)函數(shù)可以消除資本要素進(jìn)一步表達(dá)為：

對(duì)式（2）取對(duì)數(shù)重新整理后可以得到廠商（或行業(yè)）的勞動(dòng)需求方程：

其中 φ0=-（αlnα-αlnβ）/（α+β），φ1=-α/（α+β），φ2=1/（α + β），φ3=-γ/（α+ β）。

根據(jù)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響機(jī)制分析，從供給的視角來(lái)看，OFDI可以通過(guò)人力資本、逆向技術(shù)溢出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)化進(jìn)程等渠道作用于母國(guó)的全要素生產(chǎn)率，影響到國(guó)內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步和自主創(chuàng)新，進(jìn)而對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生影響。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)效率參數(shù)A隨時(shí)間變化而變化，并且與OFDI以及IFDI①I(mǎi)FDI對(duì)技術(shù)效率參數(shù)A的影響機(jī)理分析不是本文的研究重點(diǎn)，故在此略去。的發(fā)展規(guī)模有關(guān)，為此，生產(chǎn)函數(shù)中技術(shù)效率參數(shù)A可表示為δ0、δ1、δ2＞0，T代表時(shí)間趨勢(shì)，OFDI表示對(duì)外直接投資，IFDI表示外商直接投資，于是勞動(dòng)需求方程擴(kuò)展為：

出于簡(jiǎn)化，假設(shè)資本價(jià)格c為常數(shù)?？紤]到現(xiàn)實(shí)中勞動(dòng)需求的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，以及雙向FDI對(duì)技術(shù)效率影響的時(shí)滯，勞動(dòng)需求回歸方程中需要加入勞動(dòng)需求的滯后變量以及雙向FDI的滯后變量。因此，本文通過(guò)建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型，以考察OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異，具體的回歸方程為：

其中，β0為常數(shù)項(xiàng)，βi為回歸系數(shù)，λi為行業(yè)個(gè)體效應(yīng)，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，在實(shí)際數(shù)據(jù)具體計(jì)算過(guò)程中，相應(yīng)變量的滯后期根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量的顯著性來(lái)加以確定。在動(dòng)態(tài)面板回歸模型中，由于因變量的滯后項(xiàng)出現(xiàn)在方程的右側(cè)，會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，因此采用混合最小二乘法（Pooled OLS）與固定效應(yīng)（Fixed Effect）或隨機(jī)效應(yīng)（Random Effect）方法的估計(jì)結(jié)果都會(huì)有偏和非一致，為此，本文采用Arellano和Bond（1991）[8]提出的廣義矩估計(jì)（GMM）方法。

1.2 變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文利用行業(yè)面板數(shù)據(jù)建立動(dòng)態(tài)回歸模型，實(shí)證考察中國(guó)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異。回歸方程（5）中，被解釋變量為就業(yè)規(guī)模（L），選取行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)（萬(wàn)人）作為替代指標(biāo)②由于目前缺乏按行業(yè)劃分的總就業(yè)人數(shù)指標(biāo)，考慮到各行業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本文在此嘗試選取行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)作為替代指標(biāo)。；解釋變量包括對(duì)外直接投資（OFDI）、吸引外商直接投資（IFDI）、實(shí)際產(chǎn)出（Q）、工資水平（w）。相應(yīng)的衡量指標(biāo)分別為：行業(yè)對(duì)外直接投資流量（萬(wàn)美元）、行業(yè)實(shí)際利用外商直接投資額（萬(wàn)美元）、行業(yè)增加值（萬(wàn)元）、行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資（元）。根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)（GB/T 4754－2011）以及所有變量數(shù)據(jù)的可得性，選取18個(gè)行業(yè)③由于數(shù)據(jù)缺失，S和T類(lèi)略去。為橫截面，樣本區(qū)間設(shè)為2004—2014年，數(shù)據(jù)來(lái)源包括中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、以及各年度《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

考慮到數(shù)據(jù)的可比性，本文利用三次產(chǎn)業(yè)平減指數(shù)（1978=100）④利用三次產(chǎn)業(yè)當(dāng)期增加值和產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（1978=100）計(jì)算而得。分別將行業(yè)增加值名義值折算成真實(shí)值，將OFDI和IFDI按當(dāng)年匯率（平均值）換算成人民幣元，并利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1978=100）進(jìn)行平減；最后，為減少異方差的可能性，所有變量均采用自然對(duì)數(shù)形式。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 總體效應(yīng)

本文利用Eviews6.0軟件，采用GMM方法建立OFDI國(guó)內(nèi)就業(yè)總體效應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板回歸模型，如表1中的模型（1）所示。為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的穩(wěn)健性，首先，以O(shè)FDI存量代替流量作為OFDI的衡量指標(biāo)，得到模型（2）；其次，采用9個(gè)行業(yè)①根據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)（GB/T 4754－2011）》，本文將18個(gè)行業(yè)合并為9個(gè)行業(yè)：1.農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，2.工業(yè)（采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、熱力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)），3.建筑業(yè)，4.批發(fā)和零售業(yè)，5.交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，6.住宿和餐飲業(yè)，7.金融業(yè)，8.房地產(chǎn)業(yè)，9.其他（信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)，文化、體育和娛樂(lè)業(yè)，教育，以及衛(wèi)生和社會(huì)工作）。的面板數(shù)據(jù)，并以行業(yè)增加值指數(shù)（1978=100）代替行業(yè)增加值作為實(shí)際產(chǎn)出Q的衡量指標(biāo)，得到模型（3）。三個(gè)模型估計(jì)結(jié)果中主要解釋變量的系數(shù)和顯著性大體一致，而且sargan檢驗(yàn)的p值分別為0.5669、0.3401和0.2081，均通過(guò)檢驗(yàn)，一定程度上說(shuō)明了模型（1）是穩(wěn)健可靠的。

表1 總體效應(yīng)的GMM估計(jì)及其穩(wěn)健性

模型（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，上一期就業(yè)和本期產(chǎn)出對(duì)本期就業(yè)均在1%顯著水平上具有正效應(yīng)，回歸系數(shù)分別為0.8461和0.2971；當(dāng)期工資對(duì)當(dāng)期就業(yè)在5%顯著水平上具有負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.2991；當(dāng)期IFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)影響的回歸系數(shù)為正，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。這一結(jié)果說(shuō)明，總體而言，2004—2014年國(guó)內(nèi)當(dāng)期就業(yè)與前一期就業(yè)、當(dāng)期產(chǎn)值具有明顯的正向關(guān)系，與平均工資水平的高低具有明顯的負(fù)向關(guān)系，當(dāng)期IFDI對(duì)國(guó)內(nèi)當(dāng)期就業(yè)并沒(méi)有形成顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

從OFDI的回歸系數(shù)來(lái)看，當(dāng)期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)具有負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0143，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，而上一期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)在10%顯著水平上具有正效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.0166。這一結(jié)果說(shuō)明，2004—2014年OFDI總體上對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)具有一定的促進(jìn)效應(yīng)，但存在滯后性。

2.2 產(chǎn)業(yè)差異

表2給出了OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異GMM估計(jì)結(jié)果，Sargan檢驗(yàn)的P值均通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型估計(jì)結(jié)果是可靠的。從不同產(chǎn)業(yè)來(lái)看，OFDI及其他各因素對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的動(dòng)態(tài)影響具有一定的差異性。

表2 總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異的GMM估計(jì)及檢驗(yàn)

第一、二產(chǎn)業(yè)估計(jì)結(jié)果顯示：（1）當(dāng)期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)具有負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0127，上一期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)具有正效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.0232，但統(tǒng)計(jì)上均不顯著。這一結(jié)果說(shuō)明，2004—2014年中國(guó)第一、二產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響效應(yīng)具有不確定性。一方面，中國(guó)第二產(chǎn)業(yè)的OFDI既有水平型也有垂直型，水平型OFDI的出口替代效應(yīng)和垂直型OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)可能同時(shí)并存；另一方面，第二產(chǎn)業(yè)OFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍存在不合理性，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)如采礦業(yè)和低技術(shù)制造業(yè)仍占對(duì)外直接投資的較大比重，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比重較小，同時(shí)，由于政治因素，中國(guó)的OFDI主要集中在亞洲和非洲，而且以國(guó)有企業(yè)和國(guó)有控股企業(yè)為主，產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍然較低，因此，第一、二產(chǎn)業(yè)的OFDI通過(guò)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新渠道對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)還不顯著。（2）平均工資水平與就業(yè)需求在1%顯著水平上成正向關(guān)系，回歸系數(shù)為0.4430。這一結(jié)果說(shuō)明，隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，第一、二產(chǎn)業(yè)對(duì)高工資、高技能勞動(dòng)力的需求會(huì)不斷增加。

第三產(chǎn)業(yè)估計(jì)結(jié)果顯示：（1）當(dāng)期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)在5%的顯著水平上具有負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)為-0.0168，上一期OFDI對(duì)當(dāng)期就業(yè)也存在負(fù)效應(yīng)，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。這一結(jié)果說(shuō)明，2004—2014年，第三產(chǎn)業(yè)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)至少在短期內(nèi)具有一定程度的替代效應(yīng)。一方面，由于新興崗位對(duì)勞動(dòng)力需求與勞動(dòng)力供給不完全匹配，結(jié)構(gòu)性失業(yè)依然存在；另一方面，從OFDI產(chǎn)業(yè)分布情況來(lái)看，第三產(chǎn)業(yè)OFDI雖然起步晚于第二產(chǎn)業(yè)，但發(fā)展迅猛并已經(jīng)在中國(guó)的OFDI中位居主流，2014年第三產(chǎn)業(yè)OFDI占比超過(guò)70%，但仍然集中在傳統(tǒng)服務(wù)行業(yè)如租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，而在諸如信息傳輸與軟件、科學(xué)研究、教育、公共管理等新興服務(wù)業(yè)中的投資規(guī)模十分有限，因此，第三產(chǎn)業(yè)整體的技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新水平仍然較低，OFDI的國(guó)內(nèi)就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。（2）時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)T對(duì)就業(yè)在1%的顯著水平上具有正效應(yīng)，這一結(jié)果說(shuō)明，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)具有明顯的時(shí)間效應(yīng)，隨著時(shí)間的推移，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)會(huì)不斷增加。

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

本文在以往文獻(xiàn)和影響機(jī)制分析的基礎(chǔ)上，基于2004—2014年的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用GMM方法，對(duì)中國(guó)OFDI國(guó)內(nèi)就業(yè)的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)論如下：

（1）總體而言，OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)具有一定的促進(jìn)效應(yīng)，但存在滯后性。（2）第一、二產(chǎn)業(yè)的OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響具有不確定性。一方面，水平型OFDI的出口替代效應(yīng)與垂直型OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)同時(shí)并存；另一方面，由于OFDI集中在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平較低，OFDI通過(guò)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新渠道對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)還不顯著。（3）第三產(chǎn)業(yè)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)至少在短期內(nèi)具有較為明顯的替代效應(yīng)。一方面，由于新興崗位勞動(dòng)需求與勞動(dòng)供給不匹配，結(jié)構(gòu)性失業(yè)依然存在；另一方面，雖然第三產(chǎn)業(yè)OFDI發(fā)展迅猛，但新興服務(wù)業(yè)的OFDI比重較小，技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新水平較低，OFDI的國(guó)內(nèi)就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。隨著時(shí)間的推移，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)會(huì)不斷增加。

3.2 啟示

OFDI通過(guò)人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、逆向技術(shù)溢出和市場(chǎng)化進(jìn)程等渠道作用于全要素生產(chǎn)率，影響國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步與自主創(chuàng)新，提高資源的配置效率，促進(jìn)就業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程。為充分發(fā)揮不同產(chǎn)業(yè)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)，政府在制定和實(shí)施相關(guān)政策時(shí)應(yīng)考慮以下幾個(gè)方面：

（1）通過(guò)金融支持和稅收補(bǔ)貼政策來(lái)鼓勵(lì)企業(yè)特別是私人企業(yè)“走出去”擴(kuò)大OFDI規(guī)模，并引導(dǎo)企業(yè)選擇投資高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和新興服務(wù)業(yè)，規(guī)范對(duì)資源類(lèi)行業(yè)如農(nóng)、林、牧、漁業(yè)及采礦業(yè)的投資，避免分散和盲目投資，優(yōu)化OFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；（2）鼓勵(lì)跨國(guó)企業(yè)整合全球產(chǎn)業(yè)鏈，引導(dǎo)更多的資本和技術(shù)密集型OFDI到發(fā)達(dá)國(guó)家開(kāi)展垂直型投資，以加快先進(jìn)技術(shù)的吸收和反饋，提升研發(fā)和創(chuàng)新能力，加快國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的速度；（3）加快推進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的深度融合，增加制造業(yè)對(duì)外直接投資過(guò)程中服務(wù)要素的投入，向價(jià)值鏈的上游和下游延伸，從而提升制造業(yè)對(duì)外直接投資的質(zhì)量，并加大服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的力度；（4）加大政府對(duì)教育的財(cái)政投入，加強(qiáng)勞動(dòng)者的職業(yè)技能培訓(xùn)，提升人力資本質(zhì)量，短期內(nèi)可以滿足跨國(guó)企業(yè)對(duì)高技能勞動(dòng)力的需求，減少結(jié)構(gòu)性失業(yè)，長(zhǎng)期中可以提高國(guó)內(nèi)的技術(shù)吸收和轉(zhuǎn)化能力，加速技術(shù)進(jìn)步與自主創(chuàng)新；（5）在鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”的同時(shí)，進(jìn)一步推進(jìn)市場(chǎng)化改革，減少政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的過(guò)度干預(yù)，促進(jìn)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，健全和完善市場(chǎng)運(yùn)行的法制環(huán)境等，從而有力推進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)化進(jìn)程，充分發(fā)揮OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)。

[1]Campbell D.Foreign Investment,Labor Immobility and the Quality of Employment[J].International Labor Review,1994,133（2）.

[2]UNCTAD.World Investment Report 1994:Transnational Corpora?tions,Employment and the Workplace[R].Geneva:United Nations,1994.

[3]姜亞鵬,王飛.中國(guó)對(duì)外直接投資母國(guó)就業(yè)效應(yīng)的區(qū)域差異分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2012,（7）.

[4]張建剛,康宏,康艷梅.就業(yè)創(chuàng)造還是就業(yè)替代——OFDI對(duì)中國(guó)就業(yè)影響的區(qū)位差異研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2013,（1）.

[5]張海波,彭新敏.ODI對(duì)我國(guó)的就業(yè)效應(yīng)——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2013,（2）.

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