我國對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)影響分析 計量

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1、我國對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)影響分析 經(jīng)濟基地 40501102 柴林如 一、問題的提出 在經(jīng)歷了20多年的經(jīng)濟高速發(fā)展和大量引入外資后，中國的對外直接投資也開始飛速發(fā)展，今年上半年，我國非金融類對外直接投資78億美元，同比增長21.1%。但不可否認(rèn)雖然我國對外直接投資發(fā)展迅速，資本流入仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于資本流出，“資本流出缺口”還是十分明顯。十六大報告就已明確指出，實施“走出去”戰(zhàn)略是我國對外開放新階段的重大舉措，我國將鼓勵和支持有比較優(yōu)勢的各種所有制企業(yè)對外投資，以帶動商品和勞務(wù)出口，同時加速國內(nèi)資源優(yōu)化配置。這也預(yù)示了對外直接投資

2、將成為我國經(jīng)濟持續(xù)增長不可忽視的力量。 同時，雖然我國實施了各種積極的政策以促進(jìn)就業(yè)，然而由于種種原因，目前我國的就業(yè)情況仍然不容樂觀，而且不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)也面臨著不同的壓力和發(fā)展途徑，在新時期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，“不能是自我封閉的調(diào)整，而應(yīng)是全面開放的調(diào)整”（《實施“走出去”戰(zhàn)略再思考》 陳淑紅）本文試圖研究我國對外投資作為影響我國經(jīng)濟發(fā)展的一個越來越重要的因素，是否會對本國就業(yè)起到促進(jìn)作用，從而為緩解就業(yè)壓力開辟一條新途徑。 二、理論分析與文獻(xiàn)綜述 1.國外關(guān)于對外直接投資就業(yè)效應(yīng)的理論成果 對外直接投資對母國就業(yè)的影響是圍繞著對外直接投資對就業(yè)的替代效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)以及對就業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)

3、和區(qū)位分布的影響來進(jìn)行的。主要理論有 就業(yè)替代理論：賈塞( Jasay , 1960)認(rèn)為，在母國資本資源有限的情況下，對外投資將替代國內(nèi)投資或國內(nèi)消費，如果資金流出并沒有出口增加或進(jìn)口減少來匹配，就會產(chǎn)生對就業(yè)的負(fù)效應(yīng)。 就業(yè)補充理論：該理論認(rèn)為，當(dāng)對外投資屬于防御性投資的情況下，如企業(yè)投資于國外是為了開發(fā)國內(nèi)得不到的資源或是由于關(guān)稅壁壘妨礙其出口而導(dǎo)致對外橫向投資時，對外投資將補充或促進(jìn)國內(nèi)投資或消費。對國內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生正效應(yīng)。 就業(yè)組合效果論：布魯姆斯托姆(Blomstrom, 1994)認(rèn)為對外直接投資的發(fā)展既有正的效果，又有負(fù)的效果。效果的大小取決于力量的對比

4、與國際直接投資的產(chǎn)業(yè)分布等。Lipesy利用回歸分析與出口替代的方法分析了美國的對外直接投資的負(fù)效應(yīng)被流向國內(nèi)的直接投資的正效應(yīng)所抵消 就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化論：該理論認(rèn)為，由于管理職能集中于母公司，創(chuàng)造了許多母國非生產(chǎn)性就業(yè)機會。 公司戰(zhàn)略論：海米爾(Hamill, 1992)認(rèn)為公司戰(zhàn)略可能以不同方式影響母國就業(yè)數(shù)量、質(zhì)量及就業(yè)區(qū)位。采取獨立子公司戰(zhàn)略、簡單一體化戰(zhàn)略、深層次一體化戰(zhàn)略的跨國公司對母國就業(yè)的影響是不同的。該理論認(rèn)為，隨著跨國公司一體化的增大對外投資的母國就業(yè)效應(yīng)就具有不確定性和不穩(wěn)定性。 2．國內(nèi)的理論研究成果 國內(nèi)外很多研究用“替代效應(yīng)”和“刺激效應(yīng)”之凈額來衡量跨國公

5、司海外直接投資對母國就業(yè)的影響。替代效應(yīng)是指與本可以在母國本土進(jìn)行的與海外生產(chǎn)活動相聯(lián)系的就業(yè)機會的喪失。刺激效應(yīng)是指海外直接投資所導(dǎo)致的國內(nèi)就業(yè)機會的增加。直接投資對就業(yè)的影響取決于兩種作用的大小。 國內(nèi)研究中，多認(rèn)為我國對外直接投資的刺激效應(yīng)大于替代效應(yīng)(董會琳，黃少達(dá)，2001)，對國內(nèi)的就業(yè)影響是利大于弊的(尋炯，2002;楊建清，2004)。俞會新，薛敬孝（2002）認(rèn)為出口導(dǎo)向率對就業(yè)增長有帶動作用；楊玉華（2006）實證分析得出隨著貿(mào)易自由化的推進(jìn)，進(jìn)口對就業(yè)的拉動作用逐漸增強。尋舸( 2002)認(rèn)為對外直接投資對母國就業(yè)的替代效應(yīng)主要發(fā)生于傳統(tǒng)工業(yè)部門, 而刺激效應(yīng)則增加了新

6、興產(chǎn)業(yè)部門和第三產(chǎn)業(yè)部門的就業(yè)機會。 到目前為止，有關(guān)對外直接投資與母國就業(yè)效應(yīng)還沒有一般性結(jié)論，也沒有正式的理論框架去分析這種效應(yīng)。目前已采用的研究方法有如下幾種：一是統(tǒng)計回歸分析法。它利用對外直接投資與母國出口或投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計回歸分析，間接地得出對外直接投資與母國就業(yè)的相關(guān)性的結(jié)論；二是商業(yè)案例分析法。通過對個別企業(yè)或人員的走訪調(diào)查，由經(jīng)驗歸納總結(jié)出對外直接投資對母國就業(yè)的影響；三是概念分析法。從對外投資的不同類型，不同流向等各個角度分析對外直接投資對母國就業(yè)的不同層面的影響；四是長期分析法。采用跨度較長的區(qū)間，從對外直接投資對母國就業(yè)的動態(tài)影響的角度來分析；五是反證分析法。即假設(shè)對

7、外直接投資沒有發(fā)生時，國內(nèi)就業(yè)將如何變化，通過與已發(fā)生的對外直接投資進(jìn)行比較分析而得出結(jié)論。 由于我國的對外直接投資仍處于起步階段，故理論分析較多，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建就業(yè)人數(shù)的影響因素模型，從實證角度考察對外直接投資的效應(yīng)，并從不同產(chǎn)業(yè)入手對比其影響程度。 三、分析思路及數(shù)據(jù) （一）宏觀角度上來看，西方宏觀經(jīng)濟學(xué)中的就業(yè)理論是以凱恩斯的總需求理論為核心的。我們認(rèn)為凡是能促進(jìn)消費和投資的經(jīng)濟措施都有利于產(chǎn)出和就業(yè)的增長。故對外直接投資應(yīng)能對母國就業(yè)產(chǎn)生作用。就其具體形式來看，由文獻(xiàn)綜述可知，對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)的影響是多方面的，本文從其影響的數(shù)量和質(zhì)量兩個方面進(jìn)行考慮。 1.

8、對于數(shù)量的影響體現(xiàn)在對就業(yè)總量的直接影響 首先建立就業(yè)人數(shù)影響因素的計量模型，我們已知： a.廠商利潤產(chǎn)出Q-成本C b. 根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)出 c. 故有 依據(jù)廠商利潤最大化原則求導(dǎo)整理有： @ 在這里，考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平和ODI對就業(yè)人數(shù)的影響，故對@進(jìn)行擴展,最終引入5個變量: +e ODI表示對外直接投資 GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平 K表示資本投入，即固定資產(chǎn)投資 W表示平均工資，即總工資除以就業(yè)人數(shù) A表示勞動生產(chǎn)率（元/人） 通過對不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)的回歸分析來加以衡量。從而觀察分析其對不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響程度。 為了將非線性

9、關(guān)系轉(zhuǎn)化成線性關(guān)系，并且盡量消除變量極端值，非正態(tài)分布及殘差的異方差性，模型選擇對數(shù)形式 表示就業(yè)人數(shù)作為被解釋變量，i表示不同的產(chǎn)業(yè)。從而直接考察ODI對不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)的直接影響。 bi為相關(guān)系數(shù)，可以用來衡量對外直接投資的就業(yè)彈性，表明ODI對的影響程度，彈性值越大，說明對就業(yè)的拉動作用越大。 （二）數(shù)據(jù)來源 我國目前對外直接投資主要有兩套數(shù)據(jù)：其一，由原對外經(jīng)貿(mào)部統(tǒng)計并公布在《中國對外貿(mào)易經(jīng)濟年鑒》上；其二，由國際貨幣基金組織（IMF）根據(jù)中國國家外匯管理局的統(tǒng)計而公布在《國際收支統(tǒng)計》上。國際貨幣基金組織的數(shù)據(jù)，是根據(jù)中國國家外匯管理局在各個省市進(jìn)行的樣本調(diào)查取得的結(jié)果，其

10、口徑不僅包括最初的股本投資，也包括再投資收益以及公司之間的貸款。因此，這套數(shù)據(jù)更加真實的反映了我國實際的對外直接投資規(guī)模。 故在模型中選用第二套數(shù)據(jù) 2.ODI數(shù)據(jù)來源：國際貨幣基金組織網(wǎng)站 Direct investment abroad; CHINA,P.R.: MAINLAND year DIRECT INVESTMENT ABROAD 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996

11、 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 UNITS SCALE U.S. dollars Millions 由于該數(shù)據(jù)是以美元為單位，故我選取了美元對人民幣的年平均匯率，將其折算成人民幣。 年平均匯率來源： 百度統(tǒng)計數(shù)據(jù) 摘自《中國金融年鑒》 1992 5.5149 1993 5.7619 1994 8.6187 1995 8.3507 1996 8.3142 1997 8.2898 1998 8.2791 1999 8.2796 200

12、0 8.2784 2001 8.2770 2002 8.2770 2003 就業(yè)人數(shù)，平均工資，GDP,固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》，金報興圖年鑒數(shù)據(jù)庫 （三）數(shù)據(jù)處理 對外直接投資始于20世紀(jì)80年代，從無到有，從小到大，鑒于國際貨幣基金組織提供的數(shù)據(jù)從1982年開始，故時間序列選擇1982年到2005年。最后相關(guān)數(shù)據(jù)整理如下： lnODI lnGDP lnWAGE lnK lnL lnL1 lnL2 lnL3 1982 1983 1984

13、 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

14、 1999 2000 2001 2002 2003 078 2004 2005 四、對外直接投資就業(yè)效應(yīng)的計量分析 (一) 對于就業(yè)數(shù)影響程度的實證分析 模型設(shè)定： 1． 模型檢驗 由于X5沒有通過t檢驗,故將其剔除,對調(diào)整后的模型進(jìn)行回歸 模型調(diào)整為： 2． 檢查時間序列是否穩(wěn)定 由下表檢驗結(jié)果可知，各變量雖不

15、是平穩(wěn)的，但是同階單整的 為了進(jìn)一步確定其是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，故需檢驗其殘差序列是否平穩(wěn)： 樣本數(shù)據(jù)為24，故用樣本量為25的多變量協(xié)整檢驗臨界值，變量數(shù)=4 顯著性水平為0.1時，臨界值為-4.15>-4.21，故殘差序列是平穩(wěn)的。 綜上可知，模型存在長期穩(wěn)定關(guān)系。 3． 檢驗異方差是否存在 做WHITE檢驗如下表所示。,表明不存在異方差。由于是小樣本，我們主要考慮T值的顯著性，由下圖所示，各變量T值均不顯著，故不存在異方差。 4． 檢驗自相關(guān) 由結(jié)果所示，DW=1.74，在K=4，顯著性水平為0.05下，由DW臨界值可知， ，由于，故認(rèn)為不存在明顯

16、的自相關(guān)。 經(jīng)上述檢驗，由最小二乘得以下回歸結(jié)果： () (161) (0.1612608) t= () () () () (-2.6874) F= DW=1.727 可以看出，模型可決系數(shù)很高，各變量的t統(tǒng)計量均通過檢驗，F(xiàn)值也十分顯著，說明模型對樣本擬合很好。，，故其對我國就業(yè)總量是有正的影響的。 (二) 對于就業(yè)質(zhì)量影響的計量分析 模型設(shè)定: 1. ODI對于第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 首先檢驗時間序列的平穩(wěn)性 可見，lnX,lnY是同階單整的。 檢驗殘差項是

17、否平穩(wěn)： 故模型是可以協(xié)整的，長期來看其存在穩(wěn)定的經(jīng)濟關(guān)系。 經(jīng)最小二乘回歸得： lnY=3982938lnX S3049066) t=() (4.419) =0.47 0.446 F= df=24 DW=0.596 由結(jié)果可以看出，雖然T值能通過顯著性檢驗，但F值并不十分理想，可決系數(shù)也比較低低，故總體來說，對外直接投資對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)數(shù)量影響并不大。 2．ODI對于第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 為了避免偽回歸的情況出現(xiàn)，首先對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗 由下圖結(jié)果所示，表明變量為同階單整： 為了考察模型是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，結(jié)果如圖 表

18、明殘差是平穩(wěn)序列，模型存在協(xié)整關(guān)系，故其存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，回歸模型具有一定的經(jīng)濟意義。 由最小二乘得 lnY= +lnX S345) (0.0075) t=() () =0.918 15 F= df=24 DW=1.5437 由結(jié)果可知，T值均通過檢驗，且可決系數(shù)很高，故可以認(rèn)為ODI對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)有顯著影響。 3．ODI對于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 檢驗時間序列平穩(wěn)性： 同理變量為同階單整，且其殘差序列為平穩(wěn)序列，結(jié)果如圖 模型存在協(xié)整關(guān)系，故其存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，回歸模型具有一定的經(jīng)濟意義。 由最小二乘得 lnY=8

19、.6227 + 0.2133lnX Se=(0.0847) (185) t=() () =0.8583 0.8519 F= df=24 DW= 由結(jié)果可知， T值和F值均通過檢驗，且可決系數(shù)很高，模型擬和良好，故對外直接投資對第三產(chǎn)業(yè)也能產(chǎn)生顯著影響。 五、結(jié)論及經(jīng)濟解釋 由實證結(jié)果可知，我國對外直接投資對就業(yè)數(shù)量來說是能看出其促進(jìn)作用的，由系數(shù)可知對外直接投資增加億人民幣,將會使就業(yè)總量增加0.048576萬人. 故其對我國就業(yè)總量是有正的影響的,這是由于我國勞動力過剩的情況比較嚴(yán)重，而且發(fā)展對外直接投資仍處于起步階段，很多投資屬于防御性投資，由前人的

20、觀點我們得知，這種投資對國內(nèi)投資的擠占效應(yīng)并不是十分的顯著，相反會加大對國內(nèi)資本，中間產(chǎn)品的需求，對就業(yè)的刺激效應(yīng)要大于替代效應(yīng)。這也表明擴大對外開放，增加我國對外直接投資在現(xiàn)階段的確可以緩解就業(yè)壓力。 對外直接投資對外直接投資對就業(yè)質(zhì)量來說，對于不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)影響程度存在著明顯差異，對于三個產(chǎn)業(yè)建立模型，模型調(diào)整后的可決系數(shù)依次為0.446，和。從擬和程度來看，說明其對于第一產(chǎn)業(yè)影響比較微弱。對于第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)都有較為顯著的影響。再通過觀察變量的系數(shù)值，即就業(yè)彈性，可知對外直接投資對三個產(chǎn)業(yè)的影響程度依次為0.02938，0.01132和0.2133。說明其對第三產(chǎn)業(yè)的影響程度最大

21、，這正符合了全球化的趨勢：第一產(chǎn)業(yè)比重下降，第三產(chǎn)業(yè)比重上升，從而表明對外直接投資對于我國就業(yè)質(zhì)量的提高是起到積極作用的。 這個結(jié)論與我們的預(yù)期也是相符的，首先農(nóng)業(yè)作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，對外直接投資對其拉動作用并不大。然而卻沒有出現(xiàn)文獻(xiàn)綜述中所說的“替代效應(yīng)”。另外，我國對外投資多為工業(yè)性的跨國公司，如海爾等知名品牌，這樣，這些跨國公司在國內(nèi)的子公司或輔助企業(yè)就會加大第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)量。第三產(chǎn)業(yè)包括了具有多種生產(chǎn)方式的行業(yè)，雖然有一些是資本密集型行業(yè)，但絕大多數(shù)行業(yè)均是勞動、技術(shù)、知識密集型，資本有機構(gòu)成較低，同樣投資水平下的勞動力需求量要高于其他產(chǎn)業(yè)(楊金星，1996)。尤其是2006年12月11

22、日后，我國的WTO五年保護(hù)期終結(jié)，服務(wù)行業(yè)全面開放，這也給我國的服務(wù)人才提供了大量的就業(yè)機會。還有一部分企業(yè)在“走出去”的同時，其管理部門卻集中在中國總部，為國內(nèi)創(chuàng)造了許多非生產(chǎn)性的就業(yè)機會，吸納了大量的高科技人才從事研發(fā)并聘用了許多具有高水平的管理人員。而其在國外的子公司的國際經(jīng)營業(yè)務(wù)會導(dǎo)致對中國法律、管理、工程咨詢及國際金融等配套服務(wù)方面的需求，這便大大地刺激了這些服務(wù)領(lǐng)域的就業(yè)。“走出去”的戰(zhàn)略目標(biāo)一方面可以促進(jìn)國內(nèi)高新企業(yè)的發(fā)展，擴大其就業(yè)規(guī)模。另一方面還可以創(chuàng)造出新的行業(yè)，并促進(jìn)國內(nèi)的就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整合勞動力合理轉(zhuǎn)移，減輕國內(nèi)企業(yè)困境。從而拓寬了國內(nèi)就業(yè)渠道，為解決我國就業(yè)問題提供新的思

23、路。 六、存在的問題 不可否認(rèn)，由于種種原因上述回歸結(jié)果仍存在一些問題。 首先是數(shù)據(jù)的選取問題。目前國際上各國對外直接投資統(tǒng)計實踐中，根據(jù)其統(tǒng)計口徑的不同，可以分為三種統(tǒng)計制度：完全統(tǒng)一體系，美國體系和非統(tǒng)一體系。由于直接投資口徑的界定不同，其在直接投資流量、存量以及投資收益的流量、存量也就存在相應(yīng)的差異。我國在這方面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計可以說仍沒有做到標(biāo)準(zhǔn)化。我在這個基礎(chǔ)上盡量選取了較為全面的統(tǒng)計方法所得數(shù)據(jù)，但數(shù)據(jù)的代表性也不是十分確定。 其次，在做對于就業(yè)數(shù)量的回歸時，根據(jù)我國對外直接投資的實際歷史情況可知，到目前為止，中國對外直接投資無論從規(guī)模上還是從效益上看仍然處于初步階段，也就是

24、“不成熟的對外投資”階段。其數(shù)據(jù)尚不穩(wěn)定，模型中的樣本數(shù)據(jù)的采集只能來源于1982年至2005年這一階段，數(shù)據(jù)選擇空間及樣本數(shù)量不夠多，然而引入的變量卻較多，這對模型的正確結(jié)論可能有一定的影響。 另外由回歸結(jié)果我們看到，工資水平的系數(shù)為負(fù)值，這個結(jié)果說明我國出現(xiàn)了勞動曲線背彎的情況，但就我個人來看，目前中國的經(jīng)濟發(fā)展水平還不足以達(dá)到這一水平，然而我查閱了部分文獻(xiàn)，表明在其他涉及到工資和就業(yè)人數(shù)的回歸分析中的確也出現(xiàn)了這種情況，并且我在剔出ODI，加入其他解釋變量分析就業(yè)人數(shù)等方法下發(fā)現(xiàn)，都出現(xiàn)了背彎的結(jié)論，在本文中暫不分析這一現(xiàn)象。 最后，在做對于就業(yè)質(zhì)量的回歸時，顯然除了對外直接投資之外

25、，還有其他的因素很多影響因素，由于回歸的目的是為了比較明顯地看出對外直接投資與就業(yè)人數(shù)之間的關(guān)系，從而通過回歸結(jié)果對比其對不同產(chǎn)業(yè)的影響程度，故在模型中剔除了其他因素的影響，最終后果是使計量模型結(jié)果擴大了對外直接投資對就業(yè)人數(shù)的影響程度。但是所得結(jié)果仍可用于不同產(chǎn)業(yè)的縱向比較。 參考文獻(xiàn)： 1．尋舸 《促進(jìn)國內(nèi)就業(yè)的新途徑_擴大對外直接投資》 財經(jīng)研究，2002年8月 2．謝丹 《對外直接投資對投資國國內(nèi)就業(yè)_產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之影響》 社會科學(xué)，2007年6月 3．鄭瑞忠 《淺議對外投資的擴大對就業(yè)的影響》 國際市場 4．劉耀輝 《我國對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)的影響研究》 武漢理工大學(xué)碩士論文 5．黃曉芯，高佩娟 《中國對外FDI現(xiàn)狀及其效應(yīng)分析》 海外投資，2006年第8期