黃英杰

(江西師范大學(xué)商學(xué)院，江西 南昌 330022)

1　引言

改革開放以來，我國外商直接投資額和出口貿(mào)易額不斷增加，極大地推動(dòng)了就業(yè)市場的發(fā)展。與此同時(shí)，中國經(jīng)濟(jì)實(shí)力提升促成的人民幣升值也在一定程度上影響著就業(yè)。鑒于此，準(zhǔn)確評(píng)估FDI、出口貿(mào)易額和匯率變動(dòng)的實(shí)際效果對(duì)如何促進(jìn)勞動(dòng)就業(yè)具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

2　文獻(xiàn)綜述

2.1　FDI對(duì)就業(yè)的影響

外商直接投資對(duì)我國的就業(yè)影響體現(xiàn)在多個(gè)方面。Bo Chen et al(2016)從FDI、行業(yè)異質(zhì)性和就業(yè)彈性系數(shù)進(jìn)行分析，認(rèn)為在面對(duì)工資、資本和工業(yè)產(chǎn)出沖擊時(shí)，F(xiàn)DI的引入能夠顯著影響企業(yè)的就業(yè)彈性。李良(2016)發(fā)現(xiàn)直接和間接的FDI的就業(yè)效應(yīng)都對(duì)我國工業(yè)就業(yè)數(shù)量有正向影響。外資投入每提高1%，對(duì)我國的就業(yè)總量分別促進(jìn)0.15%和0.26%左右。劉宏、李述晟(2013)認(rèn)為FDI所帶來的研發(fā)、技術(shù)外溢、競爭和示范效應(yīng)等影響著中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而擴(kuò)大就業(yè)人數(shù)、提高勞動(dòng)力的素質(zhì)。

2.2　出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響

出口貿(mào)易受出口結(jié)構(gòu)和出口政策的變化而變化，進(jìn)而影響勞動(dòng)就業(yè)。王有鑫、趙雅婧等(2013)針對(duì)工業(yè)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與就業(yè)關(guān)系研究，發(fā)現(xiàn)一般貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)和出口規(guī)模擴(kuò)張有利于就業(yè)。陸文聰、李元龍(2011)分析認(rèn)為出口增加1個(gè)百分點(diǎn)可以實(shí)現(xiàn)0.088個(gè)百分點(diǎn)的非農(nóng)就業(yè)增長。另外，有學(xué)者分析他國出口政策對(duì)我國出口的影響。例如，沈可挺、李鋼(2010)認(rèn)為碳關(guān)稅政策會(huì)對(duì)中國工業(yè)品出口不利，導(dǎo)致工業(yè)部門的就業(yè)人數(shù)持續(xù)減少；李善同、何建武(2007)認(rèn)為歐美對(duì)中國設(shè)置紡織品配額會(huì)使中國就業(yè)機(jī)會(huì)受損。

2.3　匯率變動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響

我國人民幣呈現(xiàn)出不斷升值的趨勢，是否會(huì)制約我國商品和勞務(wù)的出口，進(jìn)而影響就業(yè)呢？余菊、鄧昂(2014)發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的升值對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)存在著時(shí)滯，在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)的擠出效應(yīng)并不明顯。曹偉、周俊仰等(2011)分析認(rèn)為匯率變動(dòng)影響就業(yè)是通過收入效應(yīng)與貿(mào)易收支實(shí)現(xiàn)的，資本品效應(yīng)在匯率貶值時(shí)受影響程度較小，仍能促進(jìn)社會(huì)就業(yè)。劉鳳娟(2007)認(rèn)為盡管在人民幣升值初期不利于制造業(yè)生產(chǎn)，但總就業(yè)和總資本存量的增加最終會(huì)帶動(dòng)GDP的增長。

與以往的研究相比，有以下的不同：(1)以往的文獻(xiàn)常常對(duì)“人民幣升值會(huì)導(dǎo)致出口減少”這一觀點(diǎn)持狂熱態(tài)度，而本文認(rèn)為只要在合理區(qū)間，人民幣的升值是能夠促進(jìn)出口貿(mào)易的；(2)首次將FDI、出口貿(mào)易額和匯率變動(dòng)相結(jié)合進(jìn)行勞動(dòng)就業(yè)的研究。

3　模型實(shí)證分析

3.1　模型與數(shù)據(jù)

3.1.1模型設(shè)定

運(yùn)用普通最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)：

LNY=β0+β1LNX1+β2LNX2+β3LNX3+μi

得到回歸結(jié)果如下：

LNY=63215.40+0.832LNX1+0.025LNX2+6.828LNX3

(1)

t(18.717)(3.078)(2.776)(2.039)

S.e(3377.32) (0.271)(0.009)(3.354)

R2=0.968r2=0.960F=129.600

3.1.2數(shù)據(jù)說明

采用1999—2015年國家統(tǒng)計(jì)局提供的統(tǒng)計(jì)資料(詳見表一)進(jìn)行的實(shí)證分析，除特別說明外，以下各變量中的原始數(shù)據(jù)均源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站(http://www.stats.gov.cn/)。主要變量設(shè)定如下：

(1)Y為就業(yè)總量，數(shù)據(jù)按三次產(chǎn)業(yè)分就業(yè)人員數(shù)選??；(2)X1為FDI，數(shù)據(jù)按實(shí)際利用外商直接投資金額選取。為使讀者更容易理解數(shù)據(jù)，本文將原設(shè)定的單位“萬美元”按同年匯率折算成“億元人民幣”，實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義不變；(3)X2為出口貿(mào)易額，以億元人民幣作為單位；(4)X3為匯率，數(shù)據(jù)按人民幣對(duì)美元匯率選取。其經(jīng)濟(jì)含義為100美元能換取當(dāng)年平均的人民幣數(shù)值；(5)μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)；(6)以上變量均取其對(duì)數(shù)。

表1　1999—2015年影響我國勞動(dòng)就業(yè)的因素?cái)?shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局(http://www.stats.gov.cn/20180109)。

3.2　檢驗(yàn)及修正

本文利用EViews10.0統(tǒng)計(jì)軟件，在式(1)的基礎(chǔ)上對(duì)模型的異方差性、多重共線性和自相關(guān)性等進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.2.1異方差性檢驗(yàn)

本文采用White檢驗(yàn)法對(duì)上述式(1)進(jìn)行檢驗(yàn)。

圖1　異方差檢驗(yàn)圖

3.2.2多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性會(huì)使得參數(shù)估計(jì)量經(jīng)濟(jì)含義不合理、模型的預(yù)測功能失去意義等，因此有必要通過Frisch綜合分析法對(duì)模型的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(1)為檢驗(yàn)多重共線性的影響，作如下簡單回歸：

LNY=68310.56+1.173LNX1

(2)

t(159.203)(16.077)

R2=0.945DW=1.176

LNY=71863.89+0.039LNX2

(3)

t(313.225)(15.560)

R2=0.942DW=0.822

LNY=88509.52-18.343LNX3

(4)

t(52.530)(-8.081)

R2=0.813DW=0.304

(2)在式(2)的基礎(chǔ)上逐一引入其他的解釋變量。

表2　對(duì)就業(yè)模型的估計(jì)

(3)對(duì)上述估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

①在簡單回歸方程LNY=f(LNX1)中引入變量LNX2，R2由0.945降到0.942，仍在可控范圍。進(jìn)行t檢驗(yàn)，β1和β2在t檢驗(yàn)中顯著。可以認(rèn)為LNX2對(duì)回歸模型有利，應(yīng)予以保留；②在簡單回歸方程LNY=f(LNX1)中引入變量LNX3，使R2由0.945提高到0.949，R2值改進(jìn)較大。進(jìn)行t檢驗(yàn)，β1和β3顯著，經(jīng)濟(jì)意義上判斷也合理。所以，LNX3為重要因素，應(yīng)予以保留；③最后得到回歸模型Y=f(LNX1,LNX2,LNX3)，R2由0.945提高到0.968。顯然該模型為最優(yōu)模型。

3.2.3自相關(guān)性檢驗(yàn)

受經(jīng)濟(jì)慣性的影響，自相關(guān)性大多出現(xiàn)在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中，因此需要通過DW(Durbin-Watson)檢驗(yàn)法對(duì)模型的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(1)原假設(shè)H0:不存在自相關(guān)，備擇假設(shè)H1:存在自相關(guān)；(2)由式(1)回歸結(jié)果可知，DW值為1.962。給定顯著性水平α=0.05，查DW檢驗(yàn)上下界表，在T=17，k=3的情況下，得下限臨界值dl為1.02，上限臨界值du=1.54。1.54<1.962<4-1.54=2.46，根據(jù)判定區(qū)域知，應(yīng)接受原假設(shè)H0，說明回歸方程不存在自相關(guān)。

3.2.4其他統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)

(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。由式(1)回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2為0.968，說明模型在整體上對(duì)數(shù)據(jù)擬合較好。各解釋變量對(duì)被解釋變量的96.8%的變化做出了解釋。

(2)F檢驗(yàn)。針對(duì)H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為3和13的臨界值F0.05(3,13)=3.20。由于F =129.600大于3.20，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0，說明回歸方程顯著。

(3)t檢驗(yàn)。分別針對(duì)H0:βj=0(j=1,2,3)，給定顯著性水平α=0.10，查t分布表得到自由度為13，臨界值t0.05(13)=1.771。對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量分別為3.078，2.776和2.039，|t1|、|t2|、|t3|>t0.05(13)，說明各解釋變量在90%的置信程度下對(duì)被解釋變量的影響是顯著的，即通過顯著性檢驗(yàn)。

3.3　實(shí)證結(jié)果分析

(1)我國FDI、出口貿(mào)易額及匯率變動(dòng)與就業(yè)總數(shù)的變動(dòng)成正相關(guān)。當(dāng)FDI、出口貿(mào)易額和匯率增加100%的時(shí)候，可以分別增加83.2%，2.5%和682.8%的就業(yè)總量。這說明我國的就業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)大和就業(yè)人數(shù)的不斷增加與我國積極利用FDI、積極發(fā)展出口和適時(shí)有效地調(diào)整匯率有著密切的聯(lián)系。

(2)FDI、出口貿(mào)易額及匯率之間并非絕對(duì)此消彼長的關(guān)系。雖然傳統(tǒng)觀念認(rèn)為匯率的不斷升值會(huì)導(dǎo)致我國產(chǎn)品和勞務(wù)出口的下降，但根據(jù)本文的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，匯率的協(xié)調(diào)系數(shù)由式(4)的-18.343變?yōu)槭?1)的6.838，由負(fù)轉(zhuǎn)正且變化較大，說明出口份額的提高能夠?qū)Υ私o予彌補(bǔ)，同時(shí)因減輕了外匯儲(chǔ)備的壓力而有助于FDI的增加，最終促進(jìn)就業(yè)的發(fā)展。

4　政策性建議

4.1　堅(jiān)持改革開放，吸引外商投資

在深化改革的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提高對(duì)外開放的程度，有利于推進(jìn)外商投資自由化進(jìn)程。相應(yīng)的政策配套要保護(hù)好外商投資的合法合規(guī)權(quán)益，為其營造良好的投資環(huán)境，提供同等便利的服務(wù)，解決投資后顧之憂，以此帶動(dòng)就業(yè)的長穩(wěn)發(fā)展。另一方面，政府在制定外商對(duì)華投資政策時(shí)應(yīng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)外資進(jìn)入我國市場空白領(lǐng)域，以創(chuàng)造出更大的消費(fèi)市場，減少FDI企業(yè)對(duì)我國同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的就業(yè)擠出效應(yīng)。

4.2　轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)方式，完善出口導(dǎo)向

以“一帶一路”建設(shè)為重點(diǎn)，摒棄過去依靠人口紅利而制定的粗放式出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，針對(duì)沿線國家不同的風(fēng)土人情，宏觀層面要將經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變作為切入點(diǎn)，不斷優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，形成貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式。微觀層面出口企業(yè)要以出口特色產(chǎn)品為出發(fā)點(diǎn)，帶動(dòng)本土化企業(yè)發(fā)展出口技術(shù)密集型產(chǎn)品，形成含有高附加值的高新科技產(chǎn)業(yè)鏈、產(chǎn)業(yè)區(qū)等，以期進(jìn)一步帶動(dòng)地區(qū)就業(yè)，確保就業(yè)安全。

4.3　控制匯率變動(dòng)，科學(xué)宏觀調(diào)控

從長期來看，匯率升值通過出口總額的增加和FDI的注入促進(jìn)就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和總量的提高。在此情形下，及時(shí)準(zhǔn)確調(diào)整匯率政策，適時(shí)寬松匯率變動(dòng)有利于就業(yè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。堅(jiān)持“穩(wěn)中求進(jìn)”原則，將人民幣升值控制在合理區(qū)間，避免因匯率變動(dòng)幅度過大給出口貿(mào)易和FDI流入帶來挑戰(zhàn)，從而威脅到國內(nèi)的就業(yè)形勢。此外，在考慮匯率政策調(diào)整時(shí)應(yīng)將出口企業(yè)的承受能力放在重要位置，做到宏觀調(diào)控、張弛有度。

[1] Bo Chen,Yao Li,Yuming Yin.FDI , Industry Heterogeneity and Employment Elasticity in China[J].Review of Development Economics,2016，20(1).

[2] 李良.FDI對(duì)我國工業(yè)就業(yè)效應(yīng)的影響及機(jī)制分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2016，(05):144-147.

[3] 余菊,鄧昂.人民幣匯率對(duì)就業(yè)的影響效應(yīng)——基于1985-2011年數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].金融理論與教學(xué)，2014，(01):12-14.

[4] 劉宏,李述晟.FDI對(duì)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，(04):105-114.

[5] 陸文聰,李元龍.中國出口增長的就業(yè)效應(yīng):基于CGE模型的分析[J].國際貿(mào)易問題，2011，(09):14-24.