牛文靜 陳建斌 郭潔

摘 要：FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的顯性影響，主要在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)方面?；诖?，依據(jù)我國(guó)《2018年統(tǒng)計(jì)年鑒》中1985—2017年的數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建VAR模型，對(duì)FDI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)進(jìn)行計(jì)量分析。研究表明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的影響呈波動(dòng)狀態(tài)。但從總體上看，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)具有促進(jìn)作用，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI的流入具有一定影響。我國(guó)應(yīng)理性吸引外商投資，提高FDI的利用效率，健全投資相關(guān)法律法規(guī)，營(yíng)造良好的金融環(huán)境。

關(guān)鍵詞：FDI;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);就業(yè);VAR模型

中圖分類號(hào)：F124 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號(hào)：1673-291X（2019）33-0001-03

引言

聯(lián)合國(guó)大會(huì)常設(shè)機(jī)構(gòu)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議公布的年度《全球投資報(bào)告》顯示，2017年中國(guó)流入FDI較2016年增長(zhǎng)20億美元，增幅1.5%，達(dá)到創(chuàng)紀(jì)錄的1 360億美元，流入量?jī)H次于美國(guó)。但同時(shí)也指出，2017年全球外商直接投資（FDI）明顯下滑，凸顯國(guó)際貿(mào)易關(guān)系持續(xù)緊張。聯(lián)合國(guó)報(bào)告認(rèn)為，這種趨勢(shì)給發(fā)展中國(guó)家?guī)?lái)令人不安的風(fēng)險(xiǎn)，警告貿(mào)易局勢(shì)可能導(dǎo)致全球化進(jìn)一步放緩。本文力圖對(duì)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展提出建議。

一、相關(guān)研究成果

長(zhǎng)期以來(lái)，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者廣泛關(guān)注FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響問(wèn)題，并且探討FDI與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響既表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，也表現(xiàn)在就業(yè)方面。

關(guān)于FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果，Marta Beng（2003）認(rèn)為，東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI存在顯著正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯促進(jìn)作用[1]。隨洪光等（2014）利用PCA方法研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI顯著提升了東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量[2]。關(guān)于FDI與東道國(guó)就業(yè)的關(guān)系問(wèn)題，Tomasz等人（2000）研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI不僅對(duì)勞動(dòng)需求顯著相關(guān)[3]，而且投資結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著相關(guān)性。

已有研究主要集中于建立單方程計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析，回歸結(jié)果只能單方向地解釋一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的影響，而不能反映變量之間的相互作用關(guān)系，VAR模型則能彌補(bǔ)這一不足。本文通過(guò)構(gòu)建VAR模型，對(duì)FDI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）指標(biāo)的選取

考慮到第一產(chǎn)業(yè)我國(guó)FDI數(shù)額、比重非常小，若不加區(qū)分地選擇三大產(chǎn)業(yè)的GDP總量和就業(yè)人數(shù)，可能在分析FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)的影響時(shí)不夠準(zhǔn)確，造成低估。因此，本文衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)GDP僅包含第二、三產(chǎn)業(yè)，就業(yè)人數(shù)JYRS也只選取第二和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)為1984—2017年的數(shù)據(jù)，主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2018）》。

（三）VAR模型的構(gòu)建

首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理可以消除可能存在的異方差性，對(duì)FDI、GDP、JYRS取對(duì)數(shù)后分別記為L(zhǎng)NF、LNG、LNJ。

由于VAR模型的運(yùn)用需平穩(wěn)數(shù)據(jù)，因此首先對(duì)三組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。指標(biāo)LNF、LNG、LNJ是非平穩(wěn)時(shí)間序列，分別進(jìn)行一階差分之后的DF、DG、DJ為在5%的顯著水平下的平穩(wěn)序列。

因此，本部分內(nèi)容分析可以采用序列DF、DG、DJ的數(shù)據(jù)建立VAR模型。根據(jù)AIC和SC值最小準(zhǔn)則，經(jīng)過(guò)多次嘗試確定滯后期數(shù)為六階?；貧w估計(jì)結(jié)果如下：

此回歸模型所估計(jì)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值大部分是顯著的，盡管有部分系數(shù)不顯著，但我們?nèi)赃x取滯后期數(shù)為6的模型。部分系數(shù)不顯著，可能是由于在同一個(gè)方程中有同樣變量的多個(gè)滯后值產(chǎn)生多重共線性造成的。

下面需要對(duì)估計(jì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，若模型不穩(wěn)定，結(jié)果將無(wú)效。本文利用AR根進(jìn)行檢驗(yàn)，模型中單位根都落于圓內(nèi)，因此是穩(wěn)定模型，選取的3個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，可進(jìn)一步分析。下面利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，對(duì)這三者之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

1.脈沖響應(yīng)分析

從圖1可以看出，給FDI一個(gè)單位的沖擊后，第一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有微弱的負(fù)向變動(dòng)，到達(dá)第二期之后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響達(dá)到負(fù)向最大值，負(fù)向響應(yīng)從第三期開始逐漸減小，第四期到第九期，均為正向效應(yīng)，第七期正向效應(yīng)達(dá)到最大，第九期之后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于FDI的響應(yīng)逐漸減小，直到0左右。這表明，給FDI一個(gè)正向的沖擊，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)波動(dòng)性，開始會(huì)產(chǎn)生一定負(fù)向效應(yīng)，隨著期數(shù)增加變?yōu)檎蛐?yīng)?？偟膩?lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI的正向響應(yīng)更明顯。

從圖2可以看出，給FDI一個(gè)單位的正向沖擊后，就業(yè)人數(shù)在第一期到第四期為微弱的負(fù)向效應(yīng)，第二期左右，達(dá)最大的負(fù)向效應(yīng)，從第四期到第十期均為正向效應(yīng)，到第九期正向效應(yīng)達(dá)到最大。從整體上來(lái)說(shuō)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)就業(yè)起到一定的影響作用，正向效應(yīng)大于負(fù)向效應(yīng)。因此，總的來(lái)說(shuō)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)就業(yè)有正向影響。

從下頁(yè)圖3可以看出，當(dāng)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一個(gè)單位的正向沖擊后，F(xiàn)DI呈現(xiàn)輕微波動(dòng)，第一期到第四期FDI為正向響應(yīng)，第四期到第八期為微弱的負(fù)向響應(yīng)，第八期到第十期FDI的響應(yīng)幾乎為0。FDI的上下波動(dòng)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不一定會(huì)提高FDI，影響FDI的因素既有宏觀方面也有微觀方面，比較復(fù)雜，如政治、經(jīng)濟(jì)、外交環(huán)境、匯率波動(dòng)、市場(chǎng)環(huán)境等都會(huì)對(duì)FDI產(chǎn)生不同程度的影響。

2.方差分解模型分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了VAR模型中一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響，而要分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，并評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，則需建立預(yù)測(cè)方差分解模型。方差分解可以描述沖擊在FDI、就業(yè)人數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)變化中的相對(duì)重要性。

方差分解的結(jié)果顯示，F(xiàn)DI在第一期只受自身影響，第二期開始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)對(duì)FDI的影響才凸顯出來(lái)，但影響微弱，此后影響逐漸增加。由圖可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI的影響比較微弱，就業(yè)對(duì)FDI的影響隨期數(shù)的增加逐漸增大。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從第一期起就受到FDI和自身波動(dòng)的影響，在第一期，受自身波動(dòng)影響最強(qiáng)，從第二期到第十期受FDI影響逐漸增大并保持最強(qiáng)，最終穩(wěn)定在70%左右，受自身沖擊逐漸減少最終穩(wěn)定在20%左右。受就業(yè)的沖擊影響一直很小，隨著期數(shù)的增加，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊影響僅有微弱的增加。由此表明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)有較強(qiáng)的影響作用。就業(yè)從第一期受FDI、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和自身的沖擊影響，并且受自身沖擊較大。在第一期FDI波動(dòng)對(duì)就業(yè)的沖擊較小，這可能與我國(guó)人力資本要素結(jié)構(gòu)有直接關(guān)系，即短時(shí)間內(nèi)不太可能有較大改善。但隨著時(shí)間的延續(xù)，本期的就業(yè)人數(shù)對(duì)以后各期就業(yè)的影響會(huì)減弱。第一期，F(xiàn)DI波動(dòng)的沖擊對(duì)就業(yè)影響很小，是因?yàn)镕DI有一定滯后性。FDI 波動(dòng)沖擊的影響逐漸增大，基本穩(wěn)定在50%左右。由此說(shuō)明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)就業(yè)有重要的影響。

三、結(jié)論與建議

基于1984—2017年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)分析，得出結(jié)論，即FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的影響呈現(xiàn)波動(dòng)狀態(tài)。但從總體上看，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)具有促進(jìn)作用，并且我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI的流入具有一定程度上的影響。我國(guó)應(yīng)采取有力措施，理性吸收外商投資，爭(zhēng)取發(fā)揮其對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)與就業(yè)的促進(jìn)作用;提高FDI的利用效率，不能單純引進(jìn)外資，要有長(zhǎng)期的戰(zhàn)略規(guī)劃;考慮我國(guó)經(jīng)濟(jì)安全，健全投資相關(guān)法律法規(guī)。同時(shí)，相關(guān)部門應(yīng)構(gòu)建FDI國(guó)家產(chǎn)業(yè)安全防范機(jī)制和風(fēng)險(xiǎn)管理制度，維持我國(guó)吸引外資的巨大優(yōu)勢(shì)，營(yíng)造良好的金融環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

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