姜 巍
(廣東外語外貿(mào)大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易研究中心,廣州 510006)
隨著國際貿(mào)易與投資的發(fā)展,生產(chǎn)要素在全球范圍內(nèi)得到配置,必然會給各國就業(yè)帶來重要影響。中國是一個人口大國,就業(yè)問題一直是社會經(jīng)濟發(fā)展中的重要問題,改革開放以來,在傳統(tǒng)的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略下,中國通過大量引進外商直接投資(IFDI)和出口擴張拉動國內(nèi)就業(yè)與增長。隨著世界經(jīng)濟格局和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨勢的變化,中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”,生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)不平衡、部分行業(yè)產(chǎn)能過剩、企業(yè)自主創(chuàng)新能力不強等問題日益凸顯,在此背景下,鼓勵企業(yè)“走出去”積極開展對外直接投資(OFDI),是加快構(gòu)建更高層次開放型經(jīng)濟,培育參與或引領(lǐng)國際競爭合作新優(yōu)勢的重要舉措。那么,隨著中國對外直接投資規(guī)模的不斷擴大,對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)會產(chǎn)生怎樣的影響?是促進效應(yīng)還是替代效應(yīng)?不同產(chǎn)業(yè)間是否存在顯著的差異性?如何進一步發(fā)展對外直接投資以擴大國內(nèi)就業(yè)規(guī)模并優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)?對于這些問題的思考是當前學術(shù)研究和政策實踐中的重要課題,具有一定的理論和現(xiàn)實意義。
根據(jù)Campbell(1994)[1]和UNCTAD(1994)[2]的觀點,跨國公司對外直接投資對母國的就業(yè)效應(yīng)不僅表現(xiàn)在就業(yè)數(shù)量方面,而且表現(xiàn)在就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)區(qū)位方面,但目前國內(nèi)多數(shù)實證研究更多側(cè)重于考察中國OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的總量效應(yīng)或區(qū)域差異[3-5],較少有學者從就業(yè)質(zhì)量或結(jié)構(gòu)方面實證考察OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的產(chǎn)業(yè)差異。為此,本文嘗試從供給視角出發(fā),將OFDI與IFDI一并通過技術(shù)效率因子引入C-D生產(chǎn)函數(shù),構(gòu)建開放的勞動需求動態(tài)模型,并基于2004—2014年的行業(yè)面板數(shù)據(jù),運用廣義矩估計(GMM)方法實證檢驗中國OFDI國內(nèi)就業(yè)的總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異,期望所得結(jié)論能對政府有關(guān)政策的制定和實施帶來啟示。
根據(jù)新古典增長理論,經(jīng)濟增長的源泉來自于要素投入的增長和全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity,TFP)的提高。從供給視角來看,OFDI對產(chǎn)出和就業(yè)的影響,不僅表現(xiàn)在對要素投入數(shù)量的影響,更重要的表現(xiàn)在對全要素生產(chǎn)率,進而對技術(shù)進步與創(chuàng)新的影響。發(fā)展中國家的對外直接投資可以通過人力資本、國際技術(shù)逆向溢出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化進程等渠道,作用于母國的全要素生產(chǎn)率或技術(shù)效率,影響國內(nèi)的技術(shù)進步與創(chuàng)新,從而給產(chǎn)出和就業(yè)帶來影響(如圖1所示)。
圖1 OFDI對母國就業(yè)影響的供給視角分析
為實證考察中國OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異,本文從供給視角出發(fā),借鑒Greenaway等(1998)[6]和Milner等(1999)[7]的實證分析框架,在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上,構(gòu)建開放的勞動需求動態(tài)回歸模型。
設(shè)C-D生產(chǎn)函數(shù)為:
其中,i代表行業(yè),t代表時期,Q表示真實產(chǎn)出,K表示資本存量,L表示勞動投入,α、β分別表示資本和勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù),A表示影響產(chǎn)出增長的技術(shù)效率,γ表示決定技術(shù)效率的各因素所占比重。在完全競爭條件下,追求利潤最大化的生產(chǎn)廠商會使其勞動的邊際產(chǎn)出(MPL)等于工資(w),資本的邊際產(chǎn)出(MPK)等于相應(yīng)的使用成本(c),于是生產(chǎn)函數(shù)可以消除資本要素進一步表達為:
對式(2)取對數(shù)重新整理后可以得到廠商(或行業(yè))的勞動需求方程:
其中 φ0=-(αlnα-αlnβ)/(α+β),φ1=-α/(α+β),φ2=1/(α + β),φ3=-γ/(α+ β)。
根據(jù)OFDI對國內(nèi)就業(yè)的影響機制分析,從供給的視角來看,OFDI可以通過人力資本、逆向技術(shù)溢出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和市場化進程等渠道作用于母國的全要素生產(chǎn)率,影響到國內(nèi)的技術(shù)進步和自主創(chuàng)新,進而對國內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生影響。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)效率參數(shù)A隨時間變化而變化,并且與OFDI以及IFDI①IFDI對技術(shù)效率參數(shù)A的影響機理分析不是本文的研究重點,故在此略去。的發(fā)展規(guī)模有關(guān),為此,生產(chǎn)函數(shù)中技術(shù)效率參數(shù)A可表示為δ0、δ1、δ2>0,T代表時間趨勢,OFDI表示對外直接投資,IFDI表示外商直接投資,于是勞動需求方程擴展為:
出于簡化,假設(shè)資本價格c為常數(shù)??紤]到現(xiàn)實中勞動需求的動態(tài)調(diào)整過程,以及雙向FDI對技術(shù)效率影響的時滯,勞動需求回歸方程中需要加入勞動需求的滯后變量以及雙向FDI的滯后變量。因此,本文通過建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型,以考察OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異,具體的回歸方程為:
其中,β0為常數(shù)項,βi為回歸系數(shù),λi為行業(yè)個體效應(yīng),μit為隨機擾動項,在實際數(shù)據(jù)具體計算過程中,相應(yīng)變量的滯后期根據(jù)t統(tǒng)計量的顯著性來加以確定。在動態(tài)面板回歸模型中,由于因變量的滯后項出現(xiàn)在方程的右側(cè),會導(dǎo)致內(nèi)生性問題,因此采用混合最小二乘法(Pooled OLS)與固定效應(yīng)(Fixed Effect)或隨機效應(yīng)(Random Effect)方法的估計結(jié)果都會有偏和非一致,為此,本文采用Arellano和Bond(1991)[8]提出的廣義矩估計(GMM)方法。
本文利用行業(yè)面板數(shù)據(jù)建立動態(tài)回歸模型,實證考察中國OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異?;貧w方程(5)中,被解釋變量為就業(yè)規(guī)模(L),選取行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)(萬人)作為替代指標②由于目前缺乏按行業(yè)劃分的總就業(yè)人數(shù)指標,考慮到各行業(yè)統(tǒng)計口徑的一致性,本文在此嘗試選取行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)作為替代指標。;解釋變量包括對外直接投資(OFDI)、吸引外商直接投資(IFDI)、實際產(chǎn)出(Q)、工資水平(w)。相應(yīng)的衡量指標分別為:行業(yè)對外直接投資流量(萬美元)、行業(yè)實際利用外商直接投資額(萬美元)、行業(yè)增加值(萬元)、行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資(元)。根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2011)以及所有變量數(shù)據(jù)的可得性,選取18個行業(yè)③由于數(shù)據(jù)缺失,S和T類略去。為橫截面,樣本區(qū)間設(shè)為2004—2014年,數(shù)據(jù)來源包括中國國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》、以及各年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。
考慮到數(shù)據(jù)的可比性,本文利用三次產(chǎn)業(yè)平減指數(shù)(1978=100)④利用三次產(chǎn)業(yè)當期增加值和產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)(1978=100)計算而得。分別將行業(yè)增加值名義值折算成真實值,將OFDI和IFDI按當年匯率(平均值)換算成人民幣元,并利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1978=100)進行平減;最后,為減少異方差的可能性,所有變量均采用自然對數(shù)形式。
本文利用Eviews6.0軟件,采用GMM方法建立OFDI國內(nèi)就業(yè)總體效應(yīng)的動態(tài)面板回歸模型,如表1中的模型(1)所示。為檢驗?zāi)P停?)的穩(wěn)健性,首先,以O(shè)FDI存量代替流量作為OFDI的衡量指標,得到模型(2);其次,采用9個行業(yè)①根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2011)》,本文將18個行業(yè)合并為9個行業(yè):1.農(nóng)、林、牧、漁業(yè),2.工業(yè)(采礦業(yè),制造業(yè),電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)),3.建筑業(yè),4.批發(fā)和零售業(yè),5.交通運輸、倉儲和郵政業(yè),6.住宿和餐飲業(yè),7.金融業(yè),8.房地產(chǎn)業(yè),9.其他(信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè),租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè),科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè),水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè),居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè),文化、體育和娛樂業(yè),教育,以及衛(wèi)生和社會工作)。的面板數(shù)據(jù),并以行業(yè)增加值指數(shù)(1978=100)代替行業(yè)增加值作為實際產(chǎn)出Q的衡量指標,得到模型(3)。三個模型估計結(jié)果中主要解釋變量的系數(shù)和顯著性大體一致,而且sargan檢驗的p值分別為0.5669、0.3401和0.2081,均通過檢驗,一定程度上說明了模型(1)是穩(wěn)健可靠的。
表1 總體效應(yīng)的GMM估計及其穩(wěn)健性
模型(1)的估計結(jié)果顯示,上一期就業(yè)和本期產(chǎn)出對本期就業(yè)均在1%顯著水平上具有正效應(yīng),回歸系數(shù)分別為0.8461和0.2971;當期工資對當期就業(yè)在5%顯著水平上具有負效應(yīng),回歸系數(shù)為-0.2991;當期IFDI對當期就業(yè)影響的回歸系數(shù)為正,但統(tǒng)計上不顯著。這一結(jié)果說明,總體而言,2004—2014年國內(nèi)當期就業(yè)與前一期就業(yè)、當期產(chǎn)值具有明顯的正向關(guān)系,與平均工資水平的高低具有明顯的負向關(guān)系,當期IFDI對國內(nèi)當期就業(yè)并沒有形成顯著的促進效應(yīng)。
從OFDI的回歸系數(shù)來看,當期OFDI對當期就業(yè)具有負效應(yīng),回歸系數(shù)為-0.0143,但統(tǒng)計上不顯著,而上一期OFDI對當期就業(yè)在10%顯著水平上具有正效應(yīng),回歸系數(shù)為0.0166。這一結(jié)果說明,2004—2014年OFDI總體上對國內(nèi)就業(yè)具有一定的促進效應(yīng),但存在滯后性。
表2給出了OFDI對國內(nèi)就業(yè)影響的總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異GMM估計結(jié)果,Sargan檢驗的P值均通過檢驗,說明模型估計結(jié)果是可靠的。從不同產(chǎn)業(yè)來看,OFDI及其他各因素對國內(nèi)就業(yè)的動態(tài)影響具有一定的差異性。
表2 總體效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)差異的GMM估計及檢驗
第一、二產(chǎn)業(yè)估計結(jié)果顯示:(1)當期OFDI對當期就業(yè)具有負效應(yīng),回歸系數(shù)為-0.0127,上一期OFDI對當期就業(yè)具有正效應(yīng),回歸系數(shù)為0.0232,但統(tǒng)計上均不顯著。這一結(jié)果說明,2004—2014年中國第一、二產(chǎn)業(yè)的對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)的影響效應(yīng)具有不確定性。一方面,中國第二產(chǎn)業(yè)的OFDI既有水平型也有垂直型,水平型OFDI的出口替代效應(yīng)和垂直型OFDI的出口促進效應(yīng)可能同時并存;另一方面,第二產(chǎn)業(yè)OFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍存在不合理性,傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)如采礦業(yè)和低技術(shù)制造業(yè)仍占對外直接投資的較大比重,而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比重較小,同時,由于政治因素,中國的OFDI主要集中在亞洲和非洲,而且以國有企業(yè)和國有控股企業(yè)為主,產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平與發(fā)達國家相比仍然較低,因此,第一、二產(chǎn)業(yè)的OFDI通過技術(shù)進步與創(chuàng)新渠道對國內(nèi)就業(yè)的促進效應(yīng)還不顯著。(2)平均工資水平與就業(yè)需求在1%顯著水平上成正向關(guān)系,回歸系數(shù)為0.4430。這一結(jié)果說明,隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,第一、二產(chǎn)業(yè)對高工資、高技能勞動力的需求會不斷增加。
第三產(chǎn)業(yè)估計結(jié)果顯示:(1)當期OFDI對當期就業(yè)在5%的顯著水平上具有負效應(yīng),回歸系數(shù)為-0.0168,上一期OFDI對當期就業(yè)也存在負效應(yīng),但統(tǒng)計上不顯著。這一結(jié)果說明,2004—2014年,第三產(chǎn)業(yè)OFDI對國內(nèi)就業(yè)至少在短期內(nèi)具有一定程度的替代效應(yīng)。一方面,由于新興崗位對勞動力需求與勞動力供給不完全匹配,結(jié)構(gòu)性失業(yè)依然存在;另一方面,從OFDI產(chǎn)業(yè)分布情況來看,第三產(chǎn)業(yè)OFDI雖然起步晚于第二產(chǎn)業(yè),但發(fā)展迅猛并已經(jīng)在中國的OFDI中位居主流,2014年第三產(chǎn)業(yè)OFDI占比超過70%,但仍然集中在傳統(tǒng)服務(wù)行業(yè)如租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè),而在諸如信息傳輸與軟件、科學研究、教育、公共管理等新興服務(wù)業(yè)中的投資規(guī)模十分有限,因此,第三產(chǎn)業(yè)整體的技術(shù)進步與創(chuàng)新水平仍然較低,OFDI的國內(nèi)就業(yè)促進效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。(2)時間趨勢項T對就業(yè)在1%的顯著水平上具有正效應(yīng),這一結(jié)果說明,第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)具有明顯的時間效應(yīng),隨著時間的推移,第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)會不斷增加。
本文在以往文獻和影響機制分析的基礎(chǔ)上,基于2004—2014年的行業(yè)面板數(shù)據(jù),運用GMM方法,對中國OFDI國內(nèi)就業(yè)的總體效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)差異進行了實證研究,結(jié)論如下:
(1)總體而言,OFDI對國內(nèi)就業(yè)具有一定的促進效應(yīng),但存在滯后性。(2)第一、二產(chǎn)業(yè)的OFDI對國內(nèi)就業(yè)的影響具有不確定性。一方面,水平型OFDI的出口替代效應(yīng)與垂直型OFDI的出口促進效應(yīng)同時并存;另一方面,由于OFDI集中在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平較低,OFDI通過技術(shù)進步與創(chuàng)新渠道對國內(nèi)就業(yè)的促進效應(yīng)還不顯著。(3)第三產(chǎn)業(yè)OFDI對國內(nèi)就業(yè)至少在短期內(nèi)具有較為明顯的替代效應(yīng)。一方面,由于新興崗位勞動需求與勞動供給不匹配,結(jié)構(gòu)性失業(yè)依然存在;另一方面,雖然第三產(chǎn)業(yè)OFDI發(fā)展迅猛,但新興服務(wù)業(yè)的OFDI比重較小,技術(shù)進步和創(chuàng)新水平較低,OFDI的國內(nèi)就業(yè)促進效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。隨著時間的推移,第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)會不斷增加。
OFDI通過人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、逆向技術(shù)溢出和市場化進程等渠道作用于全要素生產(chǎn)率,影響國內(nèi)技術(shù)進步與自主創(chuàng)新,提高資源的配置效率,促進就業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展是一個長期的過程。為充分發(fā)揮不同產(chǎn)業(yè)OFDI對國內(nèi)就業(yè)的促進效應(yīng),政府在制定和實施相關(guān)政策時應(yīng)考慮以下幾個方面:
(1)通過金融支持和稅收補貼政策來鼓勵企業(yè)特別是私人企業(yè)“走出去”擴大OFDI規(guī)模,并引導(dǎo)企業(yè)選擇投資高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和新興服務(wù)業(yè),規(guī)范對資源類行業(yè)如農(nóng)、林、牧、漁業(yè)及采礦業(yè)的投資,避免分散和盲目投資,優(yōu)化OFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);(2)鼓勵跨國企業(yè)整合全球產(chǎn)業(yè)鏈,引導(dǎo)更多的資本和技術(shù)密集型OFDI到發(fā)達國家開展垂直型投資,以加快先進技術(shù)的吸收和反饋,提升研發(fā)和創(chuàng)新能力,加快國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的速度;(3)加快推進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的深度融合,增加制造業(yè)對外直接投資過程中服務(wù)要素的投入,向價值鏈的上游和下游延伸,從而提升制造業(yè)對外直接投資的質(zhì)量,并加大服務(wù)業(yè)對外直接投資的力度;(4)加大政府對教育的財政投入,加強勞動者的職業(yè)技能培訓,提升人力資本質(zhì)量,短期內(nèi)可以滿足跨國企業(yè)對高技能勞動力的需求,減少結(jié)構(gòu)性失業(yè),長期中可以提高國內(nèi)的技術(shù)吸收和轉(zhuǎn)化能力,加速技術(shù)進步與自主創(chuàng)新;(5)在鼓勵企業(yè)“走出去”的同時,進一步推進市場化改革,減少政府對經(jīng)濟的過度干預(yù),促進非國有經(jīng)濟的發(fā)展,健全和完善市場運行的法制環(huán)境等,從而有力推進國內(nèi)市場化進程,充分發(fā)揮OFDI對國內(nèi)就業(yè)的促進效應(yīng)。
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