熊銳

摘要：隨著經(jīng)濟(jì)全球化等發(fā)展，湖南省利用外商直接投資的規(guī)模亦日益擴(kuò)大。與此同時，湖南省第三產(chǎn)業(yè)不斷加速發(fā)展，這就促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)也就業(yè)能力的提升。本文通過實證分析研究外商直接投資對湖南省第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增加效應(yīng)并提出結(jié)論和建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資;第三產(chǎn)業(yè);就業(yè);向量自回顧模型（VAR）

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)全球化等發(fā)展，湖南省利用外商直接投資的規(guī)模亦日益擴(kuò)大，外商直接投資對湖南省的經(jīng)濟(jì)影響日漸明顯，不斷促進(jìn)湖南與國際接軌，對于湖南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了一定的促進(jìn)作用。與此同時，湖南省第三產(chǎn)業(yè)也在不斷加速發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)吸引外商投資的比重持續(xù)上升，這就促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)也就業(yè)能力的提升。本文通過實證分析研究外商直接投資對湖南省第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增加效應(yīng)。

一、湖南省第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資現(xiàn)狀

2018年，湖南省實際利用外商直接投資總額161.9134億美元，其中第三產(chǎn)

業(yè)實際利用外商直接投資74.8171億美元，占比46.2%，僅低于第二產(chǎn)業(yè)實際利用外資額占比3.7PP。2000年到2018年間，湖南省第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額從2.1422億美元增加至74.8171億美元，增幅1630.35%。特別是在2011年至2018年間，湖南省第三產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資額以較快速度持續(xù)增長，7年間，由10.7079億美元增長至74.8171億美元，增幅598.7%，占全省實際利用外商直接投資總額比重由17.4%增長為46.2%，增長28.8PP。由此可以看出，湖南省第三產(chǎn)業(yè)利用外商投資規(guī)模不斷增長，且以較快的速度持續(xù)增長。

二、湖南省第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)現(xiàn)狀

從2000年至2018年，湖南省第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)由616.08萬增加至1439.76萬，增幅達(dá)133.7%。第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占全部從業(yè)人員的比重在2018年達(dá)到38.5%，較2000年增長21.3PP，僅比第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重低0.6PP。雖然第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)仍低于第一產(chǎn)業(yè)，但第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人數(shù)及比重均呈下降趨勢，從2000年到2018年，人數(shù)下降658.6萬人，占比下降20.2PP。第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員大有趕超第一產(chǎn)業(yè)之勢。

三、外商直接投資對湖南第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增加效應(yīng)的實證分析

本文選取外商直接投資額（FDI）和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)（EMP）兩個變量構(gòu)建模型。采用單位根檢驗時，兩個變量的單位根檢驗方程均取常數(shù)項和趨勢項，檢驗結(jié)果顯示LNFDI和LNEMP這兩個變量序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

為了檢驗上述兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系，采用Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果顯示，對于上述兩個時間序列，在零假設(shè)H0：r=0下，統(tǒng)計量值大于5%顯著性水平下的臨界值，接受備擇假設(shè)H1：r=1，同時在H0：r≤1下，統(tǒng)計量值小于5%顯著性水平下的臨界值，接受零假設(shè)H0：r≤1，說明兩變量之間存在1個協(xié)整關(guān)系。這表示湖南省外商直接投資與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)之間存在一種長期均衡關(guān)系。

通過Granger因果檢驗并結(jié)合文章所分析的數(shù)據(jù)序列特性，確定各變量之間的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如下表1：

以上結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，湖南省第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與外商直接投資兩者之間有單項的因果關(guān)系，但并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系，這一因果關(guān)系即外商直接投資的就業(yè)增加效應(yīng)。

建立上述兩變量的向量自回歸模型（VAR模型），參考調(diào)整后的R2 、AIC和SC值標(biāo)準(zhǔn)，確定模型的滯后階數(shù)。模型中，似然值=46.81493，AIC=-4.868325，SC=-4.719930，修正后的R2等于0.989610，說明模型的整體效果非常好。根據(jù)表4.20的回歸結(jié)果可以寫出標(biāo)準(zhǔn)型VAR模型估計結(jié)果：

LNEMPt =1.811886+ 0.017802LNFDI（t-1）+ 0.744420LNEMP（t-1）+e5t

從模型估計結(jié)果可以看出。短期內(nèi)，外商直接投資對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)具有正向的促進(jìn)作用。

通過EView10軟件對兩個時間序列變量的VAR估計結(jié)果進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解，結(jié)果如下圖1和2所示。

從圖1看出外商直接投資的增長會引起后面各期第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的增加，但增加的彈性系數(shù)較小。

從圖2看出，方差分解時間路徑一直為正，滯后1期的貢獻(xiàn)率為14%，隨后穩(wěn)定在11%左右。

四、結(jié)論與建議

由以上實證分析可以看出外商直接投資對湖南省第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)有一定的增加效應(yīng)，因此湖南省在增加第三產(chǎn)業(yè)使用外商直接投資的同時，應(yīng)高效引資、不斷優(yōu)化結(jié)構(gòu)、促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)中各行業(yè)以及不同區(qū)域的發(fā)展，增加就業(yè)機(jī)會。