北京交通大学 杨红妆

FDI对湖南省就业影响研究

北京交通大学 杨红妆

摘 要：投资是经济增长的动力之一，外商投资是投资的重要组成部分。就业的增长关系国计民生，是社会稳定的基础。外商直接投资对就业会产生哪些影响，对不同产业的就业情况影响何如？本文基于湖南省利用外商直接投资的规模以及当前就业情况的基本数据，建立模型，测算FDI对湖南省就业的影响效应，并发现问题，提出合理化建议。

关键词：FDI 就业结构 湖南省

1 引言

中国经济的二元结构以及庞大的人口基数，使得实现充分就业成为政府关注的经济目标之一。外商投资作为国际资本流动的主要形式之一，为东道国的经济增长注入动力。通过对外资的引进，缓解发展中资金短缺的压力，增加投资需求，创造更多的就业机会。我国对FDI的引进，可以追溯到改革开放时期。在1979年的五届人大二次会议上就提出外资与国内资本合作，创办合资企业的观点。学者认为在促进经济发展的同时，外商投资对就业具有一定的推动作用。

2005年以来，湖南省引资的额度逐年增长，产业转移规模不断扩大。湖南省2004年引资规模由16.37亿至2009年增加到45.98亿美元的规模。就业规模从2004年的3747.10万增长至2012年的4019.31万人。外资的增加将对就业会产生怎样的效应？基于以上问题，本文以湖南省外资及就业进行实证研究，希望对湖南省合理引资能有所帮助。

2 研究综述

对于资本与就业的关系之间的理论。当前国际学者对外商直接投资对东道国就业的影响主要表现在就业创造效应、损失效应和挤出效应等方面。

(1)FDI的就业创造效应。有学者认为FDI对就业的创造效应包括直接就业效应与间接就业效应。FDI的注入带来固定资产的投资，创造了就业岗位。间接就业效应则表现在对关联产业的连带作用[2]。王智勇利用地级市统计数据，分析FDI对就业的影响，结果表明FDI对中国非农就业的增长具有推动作用[3]。汤玉梅从区域角度分析FDI对区域就业的影响。FDI主要集中于我国东部地区，区域间的就业吸纳能力存在差异，FDI为东部地区创造了就业机会，吸收了大量的中西部地区劳动力[4]。但FDI分布的不平衡，加大了区域经济水平的差距，不利于我国劳动力市场的健康发展。同时，大量投资集中于大城市，大城市的接纳能力饱和，生产资源短缺、环境质量降低。学者还认为外资对就业的影响不仅体现在就业的数量上，还表现人员素质的提高。(2)FDI的就业挤出效应。有学者认为外资的流入，必然带来投资的增加，给东道国创造就业机会，但同时也可能带来负面的就业挤出效应[5]。如外资企业对现有企业造成竞争压力，使得现有企业经营水平下降，盈利减少带来的裁员降低了就业水平。市场需求的有限，使得具有雄厚资本与技术的外资企业更具有竞争力，以及我国政府为吸引外资，对外资企业提供很多优惠政策。进一步挤出我国企业的市场份额。外商通过成立独资或合资合作的形式开办企业或参与经营，当外商在东道国新建企业进行投资时，将带来就业率的增加，但当外商通过兼并收购的形式进行投资时，所带来的就业效应就具有不确定性。

3 FDI对湖南省就业影响的实证分析

3.1 变量选取与模型设定

本文选取湖南省各州市就业与投资的相关变量建模。被解释变量：州市年末从业人员数，用Lit表示。解释变量：州市利用外资额，用FDIit表示。根据当年人民币对美元的实际汇率将FDI金额转化为人民币。本文对变量取对数，无量纲化，消除数据单位影响。本文假设：建立面板随机效应模型，通过对回归结果进行Hausman检验验证。模型如下：

3.2 数据检验

对面板数据变量平稳性进行检验，以防出现为回归，结果如表1所示：

表1 面板数据平稳性检验

从表1可以看出，FDI、就业都存在单位根，FDI与就业均没有通过Breitung检验，其他三种检验中均通过检验，根据上述结果，可以综合判断两个序列的水平值都含有单位根。因此，对原数据进行一阶差分后再进行单位根检验，除了L一次差分的Breitung检验结论不同外，其余检验结果均表明上述两个差分是平稳的，即原序列是一阶单整序列而非平稳序列。

3.3 回归分析

回归之前进行数据协整检验，若各统计量在10%、5%的显著水平下拒绝不存在协整关系的原假设。检验结果如表2所示。

表2 面板数据协整检验

从表2可以看出，除了Panel v-stat 和Panel p-stat检验接受原假设外，其余检验均拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑，认为两个面板变量存在协整关系，可以进行回归分析，同时对回归进行Hausman Test检验，结果如下：

Chi-Sq.Statist=1.662411 Chi-Sq. df.=1 Prob=0.1973

由上式构造的Hausman Test 统计量(W)是1.662411，P值为0.1973大于0.05，所以接受原假设：应建立随机效应模型。回归方程为：lnL1t=5.432259+0.064449lnFDIit+ε1t

t= 48.31285(0.0000) 3.086591(0.0024)

S=(0.112439) (0.020880) R2=0.65 F=9.489176

系数说明：回归方程的系数为0.064449，为正数，说明FDI对湖南省就业具有正向作用，外商直接投资增加一个百分比，就业增加0.064449个百分比，FDI对就业的作用相对较小，对湖南省就业的影响还不够大。系数的显著性：斜率系数的t值为3.086591，系数显著的不等于0，结果显著。同时，外资趋向于劳动密集型行业，高新技术产业较少。

4 政策建议

4.1 加强引资力度，扩大外资规模

湖南省引资规模不断扩大，但与全国比，规模有待提高，外资作为投资的重要组成部分，拉动投资需求，缓解了就业压力。但在引进外资时，应该与湖南省经济发展相适应。发挥外资企业对当地相关产业的联带作用，利用外企先进的技术设备及人才优势，改造落后企业的生产模式。对于外资的流向，除发挥市场对资源的优化配置外，政府充分发挥其宏观调控作用。政府应该根据产业发展需要，以及湖南省发展现状，合理引导外资的流向，鼓励外资流向具有优势资源的行业，促进区域经济的平衡发展。

4.2 坚持劳动密集型与技术密集型产业并重的引资政策

湖南省劳动力资源丰富，就业压力大。劳动力廉价是吸引外商投资的因素之一。因此，湖南省可以鼓励外商投资劳动密集型企业，吸纳当地的剩余劳动力。同时，产业的低级化不利于产业结构的优化，引资的政策转向技术含量较高，耗能低，环境污染少的行业。提高湖南省相关行业的技术水平，促进产业的转型。因此，在外资的引进方面，坚持劳动密集型、技术密集型产业相结合的策略。一方面，发挥外资劳动力密集型企业扩大就业的效应；另一方面，以技术密集型产业推动产业结构的优化。

参考文献

[1] 凯恩斯.就业、利息和货币通论[M].中国社会科学出版社,2009.

[2] 明娟.外商直接投资、就业与经济增长的关系研究[J].技术经济,2008(8).

[3] 王智勇.外资如何影响中国就业?基于地市级面板数据的研究[J].产经评论,2015(1).

[4] 汤玉梅.FDI对中国就业的影响[J].国际贸易,2008(9).

[5] 刘玉.MK的就业质量效应:基于省级面板数据的分析[J].审计与经济研究,2014(6).

[6] 丁明智.外商直接投资的就业效应剖析[J].软科学,2005 (3).

[7] 邱晓明.外商直接投资的就业效应变迁分析[J].经济论坛,2004(3).

中图分类号：F241.4

文献标识码：A

文章编号：2096-0298(2015)05(b)-107-02