FDI对东道国就业的影响

1、经济 管理重庆理工大学学报 (社会科学 2010年第 24卷第 3期Journal of Chongqing University of Technol ogy (Social Science Vol 124No . 32010 收稿日期 :2009-10-18作者简介 :罗燕 (1977 , 女 , 四川资阳人 , 硕士研究生 , 研究方向 :金融学 。F D I 对东道国就业的影响罗 燕 1, 陶 钰2(1. 重庆师范大学 经济与管理学院 , 重庆 400047; 2. 中国人民大学 劳动人事学院 , 100872摘要 :以我国制造业 1985 2007年数据为基础 , D I , 外商直

2、接投资的增加将降低国内就业水平 ; , 较 ; 我国劳动力供给 , 。 关键词 :F D I ; 就业 :-:A 文章编号 :1674-8425(2010 03-0067-05 资金短缺 、 (特别是农村剩余 劳动力 、 生产力水平低下等特点是发展中国家的 共性 , 也是其经济发展的主要“ 瓶颈 ” 。而外国直 接投资 (F D I 不仅可以为发展中国家带来经济增 长所急需的资金 、 先进的技术 、 设备 、 管理方法和 营销手段 , 还可以吸纳东道国剩余劳动力 , 提高就 业水平 , 并通过技术外溢提高东道国整体生产力 水平 。 目前 , 我国已成为全球吸引 F D I 最多的国 家 , F

3、 D I 对我国经济方方面面的影响日显突出 , 如 何结合我国经济特点合理引导和利用 F D I 成为当 前学术界研究的热点 。一、 文献综述发展经济学认为要素增长 、 技术进步 、 制度变 迁等因素是经济发展的动力 。 Le w is (1954 建立 劳动力无限供给条件下经济增长模型 , 认为资金 的积累和注入不仅是一国实现工业化和经济增长 的根本途径 , 也是提高劳动力整体福利水平的有 效措施 , 但任何劳动力成本的提高都会减少资本 的收益 , 减慢资本积累速度并降低该国对资金的 吸引力 。 T odal o (1999 建立城乡劳动力流动模型 , 认为对城乡收入差距的预期是劳动力城乡流

4、动的 动因 , 它既决定了劳动力城乡流动的数量 , 也决定 了流动的方向 1。 Des met (2002 以新古典贸易理论为基础建立经济的动态非均衡发展模型 , 认为 发达地区和落后地区技术差异越小越有利于落后 地区赶超发达地区 , 落后地区资本的注入也有利 于其赶超发达地区 。国内外学者就 F D I 对东道国就业和收入分配 问题进行了大量的实证研究 , 并得出了不同的结 论 。 一些学者认为 , F D I 有助于东道国就业水平的 提高 。 牛勇平研究表明外商直接投资对我国就业和 G DP 均有影响 2。 丁明智从三次产业角度分析F D I 对我国就业的影响 , 表明 F D I 对就业

5、具有正效应 , 特别对第三产业的就业相应最为显著 3。王 剑和张会 清 运 用 1983 2002年 数 据 , 综 合 分 析F D I 对我国就业的直接和间接效应 , 结果表明 F D I对我 国 就 业 产 生 了 积 极 影 响 4。牟 俊 霖 运 用1984 2005年数据分析 F D I 在我国的就业效应 ,结果表明 1993年以前 F D I 的直接就业效应和间 接效应均很显著 , 1993年后 F D I 直接 、 间接就业效 应均减小 。 另一些学者得出了相反的结论 5。 陈 利敏从实证角度分析认为由于 F D I 在我国投资的 行业结构不合理 , 导致其对就业的影响不稳定

6、6。 刘维林和胡晓鹏分析了跨国公司对东道国就业的 短期吸收效应 、 中期挤出效应和长期拉动效应 , 认 为 F D I 大规模流入并没有给我国就业产生显著影 响 7。 竺彩华和胡再勇 (2007 认为 , F D I 不利于 我国就业水平的提高 , 其对就业的间接负效益大 于其直接正效应 。 邓启峰就 F D I 对我国就业效应 进行分析 , 发现 F D I 近 10年的直接就业效应略大 于前 10年 , 短期内对我国总就业存在负面影响 , 长期内存在正面影响 8。沙文兵和陶爱萍利用1979 2005年年度数据 , 运用协整检验方法研究 F D I 与我国就业之间的关系 , 发现两者具有长期

7、稳定关系 9。二、 现状分析改革开放以来 , 优惠的引资政策 , 接投资由 1985年的 年 的 923. 95. 25%, 累计金额达 到 8526. 14年外商投资企业注册资 本为 11554亿美元 , 其中 , 外资 9211亿美元 。 外商 投资企业工业总产值占全国工业总产值的比重由1991年的 2. 28%增加到 2007年的 30. 91%, 对就业的贡献率由 0. 1%提高到 2. 1%, 对我国经 济的影响日益凸显 。 如图 1所示 , 1991年以前 , 外 商直接投资增长缓慢 , 从 1992邓小平同志南巡讲 话以后 , F D I 的流入迅速增加 , 期间仅 1998年和

8、1999年受亚洲金融危机影响小幅下降 , 但之后迅速增加 。然而 , F D I 的产业分布极不平衡 (见 图2 :第一产业的投资不足其总投资的 5%; 第三产业的投资则维持在 20%30%左右 , 但在 2005年 以后显著提高 ; 第二产业是其投资的主要领域 。2007年制造业外商投资企业各项经济指标均占全国总数的 1/3以上 , 其中总资产占 33. 42%, 实收 资本占 37. 38%, 就业人数 (平均从业人员数 占33. 63%, 工业总产值占 35. 02%, 工业增加值占 32. 26%, 可见, F D I 对我国制造业的影响尤 为深远 。图 1 实际利用外资及外资企业就业

9、人数 图 21997, 年我国农村剩余劳动力在 1. 2, 2003年在 1. 4亿以上 , 扣除已进城的民 工 , 农村待转移的剩余劳动力仍有 7674万 , 2002年城镇失业劳动力达到 3437万 。 如此巨大的失 业人群 , 决定我国非技术劳动力几乎是无限供给 的 。 与此同时 , 我国非技术工人工资率增长非常 缓慢 。 据统计年鉴公布数据测算 , 1978 2008年 我国平均工资增长率为 7. 64%, 非技术工人工资 增长率仅为 3. 25%, 远远低于平均工资增长率 和我 国 G DP 增 长 率 (8. 98% 。通 过 对 19852008年我国平均实际工资率 (以 197

10、8年为基期 ,基数为 100 和年底就业总人数进行滞后 2期的Granger 因果性检验发现 , 两者互不构成因果关系 (检验结果见表 1 , 工资率水平与就业无关 。表 1 1985 2008年我国就业与平均工资Granger 因果性检验结果原 假 设F 统计量 P 值 工资不是就业的原因 0. 724410. 49984就业不是工资的原因1. 044630. 37462三、 模型的建立及数据说明(一 模型的建立设定全社会的生产函数为 :Q 0=C 0K 0L1-0(186重庆理工大学学报 (社会科学 htt p:/cqlg . j ourserv . com 数据来源 , 商务部外资司官方

11、网站。数据来源 , 中国劳动统计年鉴 。 数据来源 , 中国统计年鉴 中国工业经济年鉴 公布数据整 理得出。F D I 、 LF D I 分别表示实际利用外资额 (单位 :亿美元 和外资企 业就业人数 (单位 :万人 。外商直接投资合同金额 , 数据来源 , 中国统计年鉴 。 赵慧卿 (2005 , 张峥 (2005 , 周天勇 (2003 。2008年全国各省市公布最低工资率标准 (除上海、 广州、 深圳 以外 大多在 600800元 /月 , 本文按 700元 /月进行测算。Q 为总产出 , C 为全要素生产率 , 与平均受教 育年限相关 , 假定 C=H 0, H 为平均受教育年 限 。

12、 社会 总资 本由国 内资 本和 F D I 构成 :K =K D K 1-F, K D 、 K F 分别表示国内资本和 F D I , 公式 (1可改写为 :Q 0=C 0 K +0 D K (1- +0F L 1-0求偏导有 :M PL =dQ 0/dL =(1-0 C 0(K D K 1-F0 L -0=(1-0 H 0K +0 D K +(1-0F L -0(2企业生产行为遵循利润最大化原则 , 有 w p ×M PL , 由此可得 :w =p (1-0 H 00DK +(1-0F-0, :ln w =ln p +ln (-0 +0ln H +(+0 ln KD+(+(1-0

13、 ln K F -ln Lln (w /p =ln (1-0 +0ln H +(+0 ln KD+(+(1-0 ln K F -ln L (3ln L =ln (1-lnp+ln H +ln KD+(1-ln KF(4p为剔 除物 价因 素 的 实 际 工 资 额 , 由 公 式 (4 得就业的计量模型 :ln L =b 0+b 1ln KD+b 2ln K F +b 3ln w +b 4ln H +L (5其中 , b 0 =ln (1-、 b1=+、 b 2 =+(1- 0 、 b3=-、 b4=, b 0、 b 1、 b 2、b 3、 b 4为待估参数 , L 分别表示就业方程的随机 误

14、差项 。(二 数据说明本文以制造业为研究对象 , 检验 F D I 对制造 业就业水平的影响 。新的 国民经济行业分类与 代码 将我国制造业分为 30个部门 , 为保证时间 序列的完整性 , 本文选取其中 28个部门 。 本文选 取 2000 2007年 年度 数 据 作 为 样 本 数 据 , 利 用 Evie w s6. 0软件对数据进行处理 。 数据来源于 中 国统计年鉴 中国劳动统计年鉴 中国工业经 济统计年鉴 、 中经网统计数据库和国研网 , 并以 1998年为基期的物价指数对数据进行调整 , 以消 除通货膨胀影响 , 基点为 100。w :全国实际平均工资率 , 用消费物价指数 (

15、以 1978年为基期 , 基数为 100 剔除通货膨胀影响 。 H :全国平均受教育年限 , 根据 2000年第五次 及统计年鉴 公布抽样数据计算 。KF:F, 假定折旧率 D: (内资 。KD:国内固定资产存量 , 本文依据毛军 (2005 计 算 得 1985年 度 全 社 会 固 定 资 产 存 量 为 30606. 73亿元 (1990价格 , 将其折算为 1978年 价格后用永续盘存法 计算出 1985 2007年全社 会固定资产存量 , 最后与各年 F D I 存量相减得到 年度国内固定资产存量 。 假定折旧率为 10%。 k :全社会资本劳动比 。 四、 实证检验在估计方法选择上

16、的经验做法是 , 研究面板 数据样本空间的经济关系 , 模型设定为固定效应 模型比较合理 ; 如果研究样本是从总体随机抽样 得到 , 并且用其解释或推断总体经济关系 , 则将模 型设定为随机效应模型比较合理 10。 由于本文研 究制造业对外贸易结构与产业结构之间的关系 , 且样本涵盖了制造业 30个部门中的 28个部门 , 因此建立固定效应模型更为合理 。 为对模型中可 能存在的截面异方差和序列相关进行修正 , 本文 采用截面加权法 (Cr oss Secti on W eights 对标准差 和协方差进行估计 , 运用广义最小二乘法 (Pooled EG LS, Cr oss 2secti

17、on W eights 固定效应模型对参数 进行估计 。通过观察 1985 2007年就业时间序 列图 (图 3 发现 , 就业水平在 1989年发生结构突 变 , 对模型进行 Cho w 结构突变检验 , 证实 1990年 96罗 燕 , 等 :F D I 对东道国就业的影响 平均受教育年限 =(大专以上学历人数 ×16+高中学历人数 ×12+初中学历人数 ×9+小学学历人数 ×6+未受教育人数 ×1 ÷抽样人数 外商固定资产投资累计额 =上年外商固定资产投资累计额 ×(1-10% +当前外商直接投资国内固定资产投资额 =

18、当年固定资产投资额 -当年外商固定 资产投资额国内固定资产额 =上年国内固定资产 ×(1-10% +当年固 定资产投资额 -当年外商固定资产投资额 。全社会资本劳动比 =固定资产总额 ÷就业总人数 为结构突变点 。 设定虚拟变量 D L 。D L 0, t <1990年 1, t 1990年(6利用公式 (5 工资模型进行计量检验 , 检验结 果见表 2。通过对就业模型一进行检验 , 发现残差序列 存在自相关 (DW =0. 608 , 加入一阶自回归项 AR(1 以消除自相关 。 就业模型二表明就业与平均受教育年限 、 平均工资率相关性均不高 , 通过对模 型进行

19、Redundant Variable (多余变量 检验 , 发现 工资和平均受教育年限均为多余变量 , 就业模型 四为最终选择模型 。图 19852变量ln L模型一模型二模型三模型四C10. 17710. 78810. 90511. 052(0. 2000 (0. 1672 (0. 1221 (0. 0623 50. 8753364. 5183389. 31333177. 3433ln K D, t-0. 05390. 01230. 01390. 0270(0. 0727 (0. 0131 (0. 0128 (0. 0077 -0. 74120. 94011. 08423. 504633ln

20、 K F, t0. 0005-0. 0194-0. 0192-0. 0157(0. 0321 (0. 0066 (0. 0065 (0. 0058 0. 0148-2. 96633-2. 968033-2. 693333ln w t0. 10810. 03170. 0266(0. 0977 (0. 0210 (0. 0206 1. 10681. 51131. 2925ln H t0. 14400. 0348(0. 1630 (0. 0400 0. 88320. 8707D L, t0. 17420. 88950. 13570. 1362(0. 0149 (0. 0167 (0. 0030 (0

21、. 0030 11. 7003345. 2263345. 7823345. 66033AR (10. 88950. 89870. 9091(0. 0167 (0. 0124 (0. 0089 53. 2173372. 70433102. 5233R 20. 9897950. 9996550. 9996390. 999603A d . R 20. 9867930. 9995160. 9995260. 999509D. W.0. 6079461. 9085761. 8123801. 836652AR roots0. 8895180. 8986570. 909068 注 :( 为标准差 , 为 t

22、统计量 , 表示在 15%水平下显著 , 表示在 10%水平下显著 , 3表示在 5%水平下显著 , 33表示在 1%水平下显著 。7重庆理工大学学报 (社会科学 htt p:/cqlg . j ourserv . com 检验结果显示 , 国内就业主要受固定资本存 量的影响 , 与工资率水平和平均受教育年限相关 性不大 。 国内固定资产存量的就业弹性为 0. 027, 外商投资固定资产存量的就业弹性为 -0. 016, 表 明就总体而言国内固定资产投资增加将提高就业 水平 , 而外商固定资产投资增加将减少就业机会 。 此外 , 国内就业的惯性很大 , 上期就业对当期就业 的影响弹性达到 0.

23、 909。五、 主要结论1.接正效应是指 ,平。而减少的就业机会 。 外商直接投资对国内投资的 挤出效应是指 , 外资企业通过挤占国内现有企业的 市场份额 , 导致国内投资减少 , 就业机会减少 。 检 验结果表明外商投资的直接正效应小于间接负效 应 , 外商直接投资增加不但不能提高我国整体就业 水平 , 反而不利于国内就业的增加 。 这主要是由于 外商直接投资的资本劳动比高于国内企业 , 外商直 接投资诱导国内新投资流向资本密集型产业 , 导致 劳动密集型产业所释放出来劳动力无法的得到吸 收 , 进而降低全社会的就业水平 。2. 国内资本存量变化是影响资本收益率的重 要因素 。 国内资本存量

24、 (包括内资企业和外资企 业资本存量 的变化会对国内就业产生显著影响 , 其中外商投资企业资本存量变化 (对就业的弹性 为 -0. 016 对就业的影响小于内资企业 (对就业 的弹性为 0. 027 。 由于外商投资企业资本存量和 内资企业资本存量对就业的影响方向相反 , 因此 国内资本存量变化对就业的影响取决于外商投资 企业资本存量和内资企业资本存量的综合比较 。 3. 我国劳动力供给 , 特别是非技术劳动力供 给缺乏弹性 。从面板数据检验结果来看 , 制造业 工资率水平对就业水平的影响并不显著 , 其结果 与 Granger 检验结果一致 ,。 :1Todar o M P . Econom

25、 ic devel opment in the third world M.Ne w York:Long man, 1981.2 牛勇平 . 国际直接投资与我国就业量之间的关系 J .经济学动态 , 2001(11 .3 丁明智 . 外商直接投资的就业效应剖析 J .软科学 , 2005(3 .4 王剑 , 张会清 . 外国直接投资对中国就业效应的实证 研究 J .世界经济研究 , 2005(9 .5 牟俊霖 . 外商投资对中国就业影响的实证分析 J .经济与管理 , 2007(4 .6 陈利敏 , 谢怀筑 . 外商直接投资对我国工资水平的影 响分析 J .国际贸易问题 , 2004(6 .7

26、 刘维林 , 胡晓鹏 . 论跨国公司的就业效应 J .世界经 济研究 , 2005(5 .8 邓启峰 . 外商直接投资对中国就业影响的实证分析 J .北方经济 , 2007(11 .9 沙文兵 , 陶爱萍 . 外商直接投资的就业效应分析 基于协整理论的实证分析 J .经济科学 , 2007(4 . 10白仲林 . 面板数据的计量经济分析 M.天津 :南开 大学出版社 , 2008:42.(责任编辑 邝坦励 Effect of FD I on the Em ploy m en t of Host Coun tryLUO Yan 1, T AO Yu 2(1. School of Econom ics and M anage ment, Chongqing Nor mal University, Chongqing 400047,