趙建國(guó)，李 佳

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

近年來(lái)，面對(duì)中國(guó)嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)，政府部門及學(xué)術(shù)界紛紛嘗試通過(guò)多種途徑解決就業(yè)問(wèn)題。鑒于外資企業(yè)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的比重不斷增加，其在解決就業(yè)問(wèn)題方面的作用也引發(fā)了越來(lái)越多的關(guān)注。很多地方政府在提出從“招商引資”向“招商選資”政策轉(zhuǎn)變的同時(shí)，也開始將外商直接投資對(duì)就業(yè)的影響作為選擇引資項(xiàng)目的依據(jù)之一。但是，作為政府決策的重要前提，外商直接投資對(duì)就業(yè)的實(shí)際影響還有待論證和確認(rèn)。

國(guó)外學(xué)者在外商直接投資對(duì)就業(yè)的影響方面已經(jīng)積累了較為豐富的研究成果。Duncan［1］通過(guò)大量調(diào)查發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)東道國(guó)就業(yè)的影響表現(xiàn)在就業(yè)數(shù)量、就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)區(qū)位三個(gè)方面。從就業(yè)數(shù)量上看，外商直接投資有可能使就業(yè)機(jī)會(huì)增加，也可能使就業(yè)減少;從就業(yè)質(zhì)量上看，外商直接投資提高了工資與生產(chǎn)率，也會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響;從就業(yè)區(qū)位上看，外商直接投資給高失業(yè)區(qū)創(chuàng)造了機(jī)會(huì)，但產(chǎn)生了造成新的失業(yè)的可能。聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議 (UNCTAD)［2］指出，外商直接投資在東道國(guó)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)創(chuàng)造就業(yè)有直接就業(yè)效應(yīng)和間接就業(yè)效應(yīng)，并對(duì)東道國(guó)的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響。Mickiewicz等［3］對(duì)四個(gè)中歐國(guó)家的研究結(jié)果表明，外商直接投資創(chuàng)造了較多的就業(yè)機(jī)會(huì)，并在較大程度上遏制了大量失業(yè)可能引起的嚴(yán)重后果。Williams［4］分析了跨國(guó)公司投資的進(jìn)入方式和來(lái)源國(guó)等因素對(duì)東道國(guó)勞動(dòng)力需求的影響，但其并未發(fā)現(xiàn)這些因素對(duì)勞動(dòng)力需求有顯著的影響。Mariotti等［5］從利用外資對(duì)意大利就業(yè)增長(zhǎng)的帶動(dòng)效果入手，闡明了外商直接投資對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的積極作用。

國(guó)內(nèi)的相關(guān)定量研究多見(jiàn)于21世紀(jì)初。王振中［6］從凈增量變化角度考察了外商直接投資對(duì)就業(yè)數(shù)量的影響，得出外商直接投資對(duì)就業(yè)產(chǎn)生正向作用。牛勇平［7］認(rèn)為，在1986—1998年間，外商直接投資對(duì)中國(guó)就業(yè)的增長(zhǎng)起到了較強(qiáng)的正作用。袁志剛［8］考察并估計(jì)了1978—2000年外商直接投資對(duì)中國(guó)就業(yè)的直接影響及外商直接投資通過(guò)前后向聯(lián)系和乘數(shù)效應(yīng)增加間接就業(yè)的情況。田素華［9］研究了外商直接投資對(duì)上海市的就業(yè)效應(yīng)，外商直接投資增量對(duì)上海市的勞動(dòng)就業(yè)效應(yīng)小于零，外商直接投資存量對(duì)上海市的勞動(dòng)就業(yè)效應(yīng)大于零。無(wú)論是增量還是存量，外商直接投資對(duì)上海市第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)就業(yè)均有顯著的促進(jìn)作用，外商直接投資增量不利于上海市第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)增加勞動(dòng)就業(yè)機(jī)會(huì)。王劍和張會(huì)清［10］將外商直接投資對(duì)就業(yè)的效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，并用實(shí)證方法分析得出外商直接投資對(duì)中國(guó)就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生了顯著的積極影響，外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)帶動(dòng)實(shí)際就業(yè)增加0.008個(gè)百分點(diǎn)。牟俊霖［11］研究了外商投資對(duì)中國(guó)就業(yè)的影響，1993年以前外商投資的直接就業(yè)效應(yīng)非常顯著，負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)也很顯著;1993年以后外商投資的直接就業(yè)效應(yīng)減小，負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)也減弱。

綜合國(guó)內(nèi)外研究，我們發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)就業(yè)的影響比較復(fù)雜，外商直接投資對(duì)不同地區(qū)的影響是不同的，因?yàn)楦鱾€(gè)地區(qū)的資源稟賦、歷史文化以及外資進(jìn)入的行業(yè)和方式等都會(huì)對(duì)外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生影響，所以必須綜合考慮外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)和間接就業(yè)效應(yīng)。也就是說(shuō)，外商直接投資對(duì)東道國(guó)的總體就業(yè)水平的影響要根據(jù)具體情況進(jìn)行分析，才能得到比較準(zhǔn)確的結(jié)果。另外，目前國(guó)內(nèi)研究主要以全國(guó)樣本為研究對(duì)象，在一定程度上忽視了省級(jí)層次的具體性和差異性，因而不能對(duì)地方政府的外商直接投資政策進(jìn)行有效的指導(dǎo)。遼寧省是東北老工業(yè)基地之一，伴隨老工業(yè)基地改造的不斷深入，正面臨越來(lái)越嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)。同時(shí)，遼寧省也是招商引資的大省，如何在未來(lái)的引進(jìn)外商直接投資過(guò)程中，更好地兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與就業(yè)增長(zhǎng)兩項(xiàng)目標(biāo)是遼寧省政府面臨的重要戰(zhàn)略決策。因此，對(duì)遼寧省外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行研究，不僅是對(duì)現(xiàn)有研究的補(bǔ)充與完善，而且有助于相關(guān)政府部門制定更加有效的政策。

二、理論模型的構(gòu)建

(一)構(gòu)建思路

在針對(duì)外商直接投資就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證研究中，早期的一些學(xué)者［6-7-10］主要是運(yùn)用流量投資指標(biāo)，通過(guò)構(gòu)建聯(lián)立方程的辦法度量外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)和間接就業(yè)效應(yīng)，這些研究所采用的方法值得借鑒，其不足在于忽略了存量指標(biāo)的影響。流量指標(biāo)屬于短期因素，存量指標(biāo)更能體現(xiàn)外商直接投資的長(zhǎng)期過(guò)程。近年來(lái)，一些學(xué)者［9-11］逐步認(rèn)識(shí)到不能單一地運(yùn)用流量指標(biāo)，而應(yīng)該綜合運(yùn)用流量指標(biāo)和存量指標(biāo)。本文在借鑒流量度量研究方法的基礎(chǔ)上，將存量指標(biāo)引入理論模型中，進(jìn)而綜合分析外商直接投資的就業(yè)效應(yīng)。具體而言，就是在生產(chǎn)者一般均衡理論中引入流量和存量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)，并構(gòu)建計(jì)量模型，從而克服以往研究中或缺乏理論基礎(chǔ)或忽略某一指標(biāo)的不足。

本文用外商直接投資流量度量直接就業(yè)效應(yīng)，影響外商投資流量就業(yè)效應(yīng)的因素主要是外商投資進(jìn)入的方式和進(jìn)入的行業(yè)等短期因素。直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)主要反映外商直接投資額的變動(dòng)與就業(yè)數(shù)量變動(dòng)之間的關(guān)系。如果系數(shù)為正，說(shuō)明外商直接投資對(duì)就業(yè)的影響是積極的，投資額和就業(yè)量均穩(wěn)步增加;如果系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明外商直接投資對(duì)就業(yè)的影響并不顯著，外商直接投資額的變動(dòng)并沒(méi)有引起就業(yè)的相應(yīng)增加。這可能與外資進(jìn)入的方式和進(jìn)入的行業(yè)有關(guān)，比如采用合作和合資經(jīng)營(yíng)的方式進(jìn)入，這時(shí)可能會(huì)提高資本—?jiǎng)趧?dòng)比，直接減少就業(yè)量。如果進(jìn)入的行業(yè)是勞動(dòng)密集型行業(yè)，那么對(duì)就業(yè)的正拉動(dòng)作用很大;如果在勞動(dòng)密集型行業(yè)提高資本—?jiǎng)趧?dòng)比，那么對(duì)就業(yè)的負(fù)面影響就很大。

本文用外商直接投資存量度量間接就業(yè)效應(yīng)，外商投資存量反映了東道國(guó)外商投資企業(yè)的總體生產(chǎn)規(guī)模與技術(shù)水平。影響外商投資存量就業(yè)效應(yīng)的因素有:外商投資企業(yè)與東道國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度、外商投資企業(yè)與東道國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系、外商投資企業(yè)對(duì)東道國(guó)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用等，這些因素都與東道國(guó)外商投資企業(yè)的總體實(shí)力密切相關(guān)。間接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)如果為正，說(shuō)明間接效應(yīng)的綜合作用對(duì)就業(yè)的影響是積極的。雖然不能具體劃分哪些因素起多大作用，但是可以結(jié)合定量和定性進(jìn)行綜合分析，比如國(guó)外投資與國(guó)內(nèi)投資的“擠進(jìn)”和“擠出”關(guān)系及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度等。

(二)構(gòu)建過(guò)程

根據(jù)廠商理論，本文將資本要素按其來(lái)源分為國(guó)內(nèi)資本和國(guó)外資本，生產(chǎn)函數(shù)表示為如下形式:

其中，Q為總產(chǎn)出，A為技術(shù)進(jìn)步水平，Kd為國(guó)內(nèi)資本，Kf為國(guó)外資本，L為勞動(dòng)力投入量。其生產(chǎn)成本函數(shù)為:

其中，w為工人的工資水平，r為資本價(jià)格水平。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變的Cobb-Douglas形式，廠商以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，則廠商利潤(rùn)函數(shù)為:

其中，α、β和γ分別代表各要素相對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出彈性。(3)式兩邊對(duì)L求導(dǎo)得:

(4)式經(jīng)對(duì)數(shù)變換可表示如下:

假設(shè)不考慮技術(shù)進(jìn)步以及工資率變化，則 (5)式可以進(jìn)一步簡(jiǎn)化為:

(6)式中的C1、C2和C3不同于 (5)式中的C1、C2和C3。

(6)式是實(shí)證分析的基本計(jì)量理論模型。在此模型基礎(chǔ)之上進(jìn)行擴(kuò)展，分別度量外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)、外商直接投資的總體就業(yè)效應(yīng)和遼寧省各地區(qū)外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)。

1.外商直接投資直接就業(yè)效應(yīng)計(jì)量模型

其中，F(xiàn)DILt為第t年的外企年底從業(yè)人員，F(xiàn)DIt為第t年的外商實(shí)際直接投資額，μt為誤差修正項(xiàng)，C2即外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)。

2.外商直接投資總體就業(yè)效應(yīng)計(jì)量模型

其中，L*t代表第t年年底總體從業(yè)人員，IDt表示第t年的國(guó)內(nèi)流量投資，TIDt表示第t年的國(guó)內(nèi)存量投資，IFt表示第t年的外商直接流量投資，TIFt表示第t年的外商直接存量投資，由于投資具有滯后性，因此選取滯后一期。IFt(-1)表示第t年的外商直接流量投資的滯后一期，IDt的滯后一期對(duì)模型并不顯著，所以省略。C4即外商直接投資總體直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)，C5即外商直接投資總體間接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)，μt為誤差修正項(xiàng)。

3.遼寧省各地區(qū)外商直接投資直接就業(yè)效應(yīng)模型

其中，F(xiàn)DILit為第i個(gè)地級(jí)市第t年的外企從業(yè)人員數(shù)，F(xiàn)DIit為第i個(gè)地級(jí)市第t年的外商直接流量投資，C2即各個(gè)地區(qū)外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)，μit為誤差修正項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

(一)外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，外企年底從業(yè)人員、外商實(shí)際直接投資數(shù)據(jù)從1990年開始，對(duì)1990—2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。匯率為美元加權(quán)平均匯率，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)金融年鑒2008》。

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果 (如表1所示)表明，所有數(shù)據(jù)的水平序列均為平穩(wěn)序列，因此不存在偽回歸問(wèn)題。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量，以下方程類同。計(jì)量結(jié)果檢驗(yàn)表明方程擬合較好;外商直接投資直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，具有統(tǒng)計(jì)意義;方程的DW值小于2，可能存在正序列相關(guān)，通過(guò)殘差序列自相關(guān)圖和LM檢驗(yàn)可知，并不存在序列自相關(guān)問(wèn)題;F統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下顯著，模型擬合很好。

實(shí)證結(jié)果表明，外商直接投資額每變動(dòng)1%，拉動(dòng)外企直接就業(yè)人員變動(dòng)0.62%。外商直接投資直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為0.62，說(shuō)明外商直接投資的增加對(duì)遼寧省的就業(yè)直接拉動(dòng)作用是非常積極的。遼寧省1990年外商直接投資的就業(yè)水平僅為4.60萬(wàn)人，到2007年外商直接投資的就業(yè)水平達(dá)到54.60萬(wàn)人，比1990年增長(zhǎng)了10倍，外商直接投資對(duì)就業(yè)的直接效應(yīng)越發(fā)顯著。

(二)外商直接投資的總體就業(yè)效應(yīng)

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，選取1985—2007年共23個(gè)數(shù)據(jù)。外商直接存量投資和國(guó)內(nèi)存量投資是以1985年為基期的各年投資增量的和，在這里忽略折舊。匯率數(shù)據(jù)為年加權(quán)平均匯率。所有數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)金融年鑒2008》。

運(yùn)用Eviews5.0對(duì)方程 (8)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果為:

運(yùn)用Eviews5.0對(duì)方程 (7)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果為:

對(duì)回歸方程 (11)的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。其中t統(tǒng)計(jì)量為-3.77，表明在5%的顯著性水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，所以殘差序列是平穩(wěn)的，說(shuō)明所估計(jì)的的各個(gè)變量之間具有協(xié)整關(guān)系，不存在偽回歸問(wèn)題。計(jì)量分析結(jié)果表明，所有參數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平下顯著，模型擬合很好。根據(jù)DW檢驗(yàn)、殘差序列自相關(guān)圖以及LM檢驗(yàn)可知，并不存在序列自相關(guān)問(wèn)題。

實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)流量投資對(duì)總體就業(yè)并沒(méi)有起到直接的促進(jìn)作用，不過(guò)國(guó)內(nèi)的存量投資對(duì)總體就業(yè)的間接促進(jìn)作用較大。外商直接流量投資對(duì)總體就業(yè)水平起到了直接的促進(jìn)作用，直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為0.03，這與上面分析得到的外商直接投資流量對(duì)外企就業(yè)的直接促進(jìn)作用是一致的，說(shuō)明外商直接投資流量確實(shí)提高了遼寧省的就業(yè)水平。但用外商直接存量投資度量的間接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為-0.08，說(shuō)明外商投資存量對(duì)總體就業(yè)起到了“擠出”的作用，甚至大于外商直接投資的直接促進(jìn)作用，這可能是由于外商投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠出以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)不強(qiáng)造成的。通過(guò)外商直接投資流量和投資存量前的總體直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)與間接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)相加，可以得到外商直接投資總體就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為-0.05，說(shuō)明外商直接投資對(duì)總體就業(yè)的促進(jìn)作用并不顯著。

進(jìn)一步分析2007年遼寧省外商直接投資的產(chǎn)業(yè)或行業(yè)分布可知，第二產(chǎn)業(yè)占總投資額的60%，第三產(chǎn)業(yè)為35%，第一產(chǎn)業(yè)為5%，總體產(chǎn)業(yè)分布很不均衡。同時(shí)，各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部分布也不均衡，第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)占第二產(chǎn)業(yè)的比重達(dá)90%，占總投資額的比重超過(guò)50%;第三產(chǎn)業(yè)中的房地產(chǎn)業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比重達(dá)60%，占總投資的比重超過(guò)20%。遼寧省的外商直接投資主要集中在這兩個(gè)行業(yè)，而這些行業(yè)恰恰是國(guó)內(nèi)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)相當(dāng)激烈的行業(yè)，所以外資的進(jìn)入無(wú)疑加劇了競(jìng)爭(zhēng)。而外資在其他領(lǐng)域涉及過(guò)少則不利于遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，只會(huì)加劇國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)。外商投資的過(guò)度集中也從側(cè)面反映出外商直接投資與國(guó)內(nèi)投資的產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)性不強(qiáng)。

為了判斷外商直接投資是否對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，下面建立計(jì)量模型予以實(shí)證分析。根據(jù)Teanravisitsagool［12］的絕對(duì)擠入和擠出模型，考察外商直接投資對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)投資的長(zhǎng)期影響。一個(gè)地區(qū)的總投資主要由國(guó)內(nèi)投資與國(guó)外投資兩部分構(gòu)成，影響國(guó)內(nèi)投資的因素還有利率以及國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出水平，即GDP。但是由于利率在模型中的影響并不顯著，很多研究都證明了這一點(diǎn)，因此建立下面的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。

IDt表示第t年的國(guó)內(nèi)資產(chǎn)投資總額，近似等于固定資產(chǎn)投資總額減去外商直接投資額，IFt表示第t年的外商直接投資額，GDPt表示第t年的實(shí)際國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出水平。

通過(guò)Eviews5.0對(duì)方程 (12)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果為:

為了避免存在偽回歸問(wèn)題，對(duì)方程 (13)的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，殘差序列平穩(wěn)。說(shuō)明各變量之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。方程擬合程度、參數(shù)顯著性和模型擬合程度均通過(guò)了檢驗(yàn)。由于β1＜0，說(shuō)明外商直接投資確實(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，外商直接投資每變動(dòng)1單位，國(guó)內(nèi)投資減少1.51個(gè)單位，進(jìn)而減少了就業(yè)需求。

(三)遼寧省內(nèi)各地區(qū)外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)

考慮到單個(gè)地區(qū)的外企從業(yè)數(shù)據(jù)只從1995年開始，因此選取樣本數(shù)據(jù)為1995—2007年間共13年數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》。

面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)方法主要有兩大類:一類為相同根情況下的單位根檢驗(yàn)，另一類為不同根情況下的單位根檢驗(yàn)。本文將對(duì)序列l(wèi)nFDIL和lnFDI在相同根和不同根的情況分別進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法為L(zhǎng)LC檢驗(yàn)和Im-Pesaran檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在兩種情況下序列均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明lnFDIL和lnFDI序列不存在單位根。

表2 lnFDIL和lnFDI序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

首先分別計(jì)算三種形式的模型，即不變系數(shù)模型、變系數(shù)模型和變截距模型，在每個(gè)模型的回歸統(tǒng)計(jì)量里可以得到相應(yīng)的殘差平方和S1=27.70、S2=35.20和S3=115.80。其次計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，其中N=14，K=1，T=13，得到的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量分別為:

通過(guò)查統(tǒng)計(jì)分布F表得到在5%顯著性水平下的相應(yīng)臨界值為:

由于F2＞1.69，所以拒絕H2;又由于F1＞2.21，所以也拒絕H1。因此，模型應(yīng)采用變系數(shù)模型。

運(yùn)用Eviews5.0對(duì)方程 (9)進(jìn)行估計(jì)，采用固定效應(yīng)模型，為了消除截面之間的異方差性，本文對(duì)模型進(jìn)行截面加權(quán)處理，結(jié)果如表3所示。其中，R2=0.98，調(diào)整后R2=0.97，DW=1.82，F(xiàn)=245.50。方程的擬合程度很好，模型自身也都通過(guò)了檢驗(yàn)。不過(guò)模型中的一些變量系數(shù)的顯著性沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明在個(gè)別地區(qū)外商直接投資與就業(yè)之間的關(guān)系并不顯著。

實(shí)證結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，沈陽(yáng)、大連、鞍山、本溪、阜新、鐵嶺和葫蘆島的直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)均顯著。但外商直接投資與就業(yè)量之間關(guān)系不同，大連、鐵嶺和葫蘆島三個(gè)地區(qū)呈正相關(guān)關(guān)系，沈陽(yáng)、鞍山、本溪和阜新四個(gè)地區(qū)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。需要注意的是，當(dāng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系時(shí)，并不表示外商直接投資沒(méi)有創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，而只是這種創(chuàng)造就業(yè)崗位的能力相對(duì)于總的投資來(lái)講，并沒(méi)有得到顯著的增強(qiáng)。

表3 方程(9)面板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果

遼寧省的外商直接投資主要集中在沈陽(yáng)市和大連市，但沈陽(yáng)市和大連市的外商直接投資與就業(yè)量之間的關(guān)系卻截然不同。大連市的外資直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為0.28，而沈陽(yáng)市為-0.08。出現(xiàn)這種現(xiàn)象不難理解，2003年沈陽(yáng)市外商直接投資的數(shù)量首次超過(guò)大連市，并且一直延續(xù)至今，但是沈陽(yáng)市外企的從業(yè)人員大約只有大連市的1/3，所以相對(duì)于數(shù)量較多的投資而言并沒(méi)有帶來(lái)就業(yè)量的增加。進(jìn)一步分析沈陽(yáng)市和大連市的吸引外資領(lǐng)域以及行業(yè)從業(yè)人員分布同樣可以進(jìn)行解釋。遼寧省的外企從業(yè)人員大多分布在第二產(chǎn)業(yè)，沈陽(yáng)市外企從業(yè)人員2006年底大約為10萬(wàn)人，而工業(yè)企業(yè)年平均人數(shù)達(dá)到12萬(wàn)人，說(shuō)明從業(yè)人員分布更加集中。在第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部同樣有向制造業(yè)集中的趨勢(shì)，沈陽(yáng)市和大連市都占到第二產(chǎn)業(yè)的98%。同時(shí)，沈陽(yáng)市和大連市制造業(yè)內(nèi)部行業(yè)分化比較嚴(yán)重。在外商直接投資額相當(dāng)?shù)那闆r下，沈陽(yáng)市裝備制造業(yè)就業(yè)人數(shù)占制造業(yè)總就業(yè)人數(shù)的60%，而大連市占43%。在塑料制造業(yè)中，沈陽(yáng)市外資額是大連市4倍，沈陽(yáng)市外企從業(yè)人員占總制造業(yè)的比重為2.10%，大連市為4%，說(shuō)明其就業(yè)量遠(yuǎn)不及大連市。

四、結(jié)論與建議

第一，外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)明顯，控制和引導(dǎo)外資的進(jìn)入方式與行業(yè)選擇可以進(jìn)一步提升直接就業(yè)效應(yīng)。從對(duì)遼寧省的實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，1990—2007年外商直接投資每變動(dòng)1%，直接就業(yè)水平增加0.62%，外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)非常明顯。因此，吸引外資能夠提升遼寧省的直接就業(yè)水平。一直以來(lái)，中國(guó)乃至遼寧省的招商引資政策主要是吸引外資，彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)資本不足。國(guó)際金融危機(jī)背景下，出現(xiàn)了部分外資撤離的情況。其實(shí)，這正是一次調(diào)整外資政策的機(jī)會(huì)，以就業(yè)為導(dǎo)向的引資策略必須提倡。除加大引資規(guī)模外，還必須注重影響外資直接就業(yè)效應(yīng)的諸多因素。流量投資對(duì)就業(yè)的影響主要與外資企業(yè)進(jìn)入的方式和進(jìn)入的行業(yè)有關(guān)。外資企業(yè)的進(jìn)入主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:一個(gè)是新增的企業(yè)投入，這部分會(huì)直接拉動(dòng)就業(yè)水平的提升;另一個(gè)可能通過(guò)合資或合作的形式，如果外資企業(yè)提高資本—?jiǎng)趧?dòng)比，則會(huì)降低就業(yè)水平。如果外資企業(yè)新增投資，則會(huì)提高就業(yè)水平。外資企業(yè)進(jìn)入的行業(yè)如果屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，則會(huì)對(duì)就業(yè)起到巨大的作用。如大連市近年來(lái)外資的獨(dú)資經(jīng)營(yíng)以及對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入均對(duì)拉動(dòng)就業(yè)起到重要作用。因此，積極引導(dǎo)外資進(jìn)入方式和進(jìn)入的行業(yè)是擴(kuò)大外資直接就業(yè)效應(yīng)的關(guān)鍵。

第二，外商直接投資的間接就業(yè)效應(yīng)為負(fù)，選擇互補(bǔ)性和輻射性強(qiáng)的外資項(xiàng)目有助于控制擠出效應(yīng)。負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)從一定程度上體現(xiàn)了選資的重要性，要改變先前只注重?cái)?shù)量不注重質(zhì)量的引資觀念。從對(duì)遼寧省的實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，1985—2007年外商直接投資流量投資對(duì)總體就業(yè)的直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為0.03，存量投資的間接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為-0.08，因此總的就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為-0.05。進(jìn)一步的實(shí)證分析證明，國(guó)外投資確實(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，外商直接投資每增加1單位，國(guó)內(nèi)投資減少1.51個(gè)單位。因此，擴(kuò)大外商直接投資正的間接就業(yè)效應(yīng) (如擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度，加強(qiáng)外商直接投資產(chǎn)業(yè)與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系)、減少外商直接投資負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng) (如減少外資與國(guó)內(nèi)投資的過(guò)度競(jìng)爭(zhēng))是關(guān)鍵。結(jié)合遼寧省實(shí)際情況，外資進(jìn)入的制造業(yè)是遼寧省的重點(diǎn)行業(yè)，這勢(shì)必會(huì)加劇競(jìng)爭(zhēng)，所以如何正確處理好引資與就業(yè)之間的關(guān)系很重要。同時(shí)，外資在第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)投資較少，這樣既不利于遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，也減弱了產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度;而且對(duì)外資的引資優(yōu)惠政策加大了國(guó)內(nèi)企業(yè)的成本，導(dǎo)致了不公平競(jìng)爭(zhēng)。遼寧省的投資來(lái)源主要是香港、日本的中小企業(yè)，對(duì)周邊輻射較小。上述因素均造成了遼寧省外商直接投資負(fù)的間接效應(yīng)大于其正的間接效應(yīng)，造成總的間接效應(yīng)為負(fù)的局面。因此，相關(guān)部門在未來(lái)的“招商選資”過(guò)程中，應(yīng)考察外資項(xiàng)目與本地企業(yè)的互補(bǔ)性以及外資項(xiàng)目的輻射和產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。選擇互補(bǔ)性和輻射性強(qiáng)的項(xiàng)目，不僅有利于提升就業(yè)效應(yīng)，也有助于遼寧省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與完善。

第三，各地區(qū)外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)差異明顯，通過(guò)宏觀總體籌劃引發(fā)協(xié)同效應(yīng)，可以大幅提升外商直接投資的就業(yè)促進(jìn)作用。遼寧省各地區(qū)的外商直接投資就業(yè)效應(yīng)差異非常明顯，尤其是作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極的沈陽(yáng)市和大連市的差異較大，這對(duì)地方引資方向的確定有重要的參考價(jià)值。為保證遼寧省經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展，理應(yīng)促進(jìn)省內(nèi)各地區(qū)均衡發(fā)展，形成區(qū)域優(yōu)勢(shì)，加快沈陽(yáng)市和大連市之外其余城市的經(jīng)濟(jì)建設(shè)。遼寧省應(yīng)該積極引導(dǎo)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，為各個(gè)地區(qū)創(chuàng)造一個(gè)公平、開放的投資環(huán)境，同時(shí)，結(jié)合當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)情況，積極引導(dǎo)外商直接投資的區(qū)域布局，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。在政府從“招商引資”向“招商選資”轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，各地區(qū)外商直接投資就業(yè)效應(yīng)的巨大差異，恰給政府提供了一次難得的統(tǒng)籌規(guī)劃?rùn)C(jī)會(huì)，將沈陽(yáng)市和大連市兩個(gè)城市的引資經(jīng)驗(yàn)擴(kuò)展到全省，必將極大地提高遼寧省的總體就業(yè)水平。

［1］Duncan，C.Foreign Investment，Labor Immobility and the Quality of Employment［J］.International Labour Review，1994，133(2):272-291.

［2］UNCTAD.World Investment Report 1994:Transnational Corporations，Employment and the Workplace［M］.New York:United Nations Publications，1994.

［3］Mickiewicz，T.，Radosevic，S.，Varblane，U.The Value of Diversity:Foreign Direct Investment and Employment in Central Europe during Economic Recovery［R］.University of Tartu Faculty of Economics and Business Administration Discussion Paper，2000.561.

［4］Williams，D.Explaining Employment Changes in Foreign Manufacturing Investment in the UK ［J］.International Business Review，2003，12(4):479-497.

［5］Mariotti，S.，Mutinelli，M.，Pisitello，L.(朱宇節(jié))譯.本國(guó)就業(yè)與對(duì)外直接投資的關(guān)系:對(duì)意大利的實(shí)證分析 ［J］.經(jīng)濟(jì)資料譯叢，2003，(4):31-38.

［6］王振中.中國(guó)利用外資的理論分析［M］.北京:經(jīng)濟(jì)管理出版社，2000.

［7］牛勇平.國(guó)際直接投資與我國(guó)就業(yè)量之間的關(guān)系［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2001，(11):29-32.

［8］袁志剛.中國(guó)就業(yè)報(bào)告:1978—2000［M］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2002.

［9］田素華.外資對(duì)上海就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2004，(3):122-131.

［10］王劍，張會(huì)清.外商直接投資對(duì)中國(guó)就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2005，(9):13-19.

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

［12］Teanravisitsagool，P.Trade-Off between Foreign and Domestic Investment:Theoretical and Empirical Investigation for the Case of Thailand［M］.Ottawa:Carleton University，1998.