外商直接投資對湖南省就業(yè)數(shù)量的影響研究

摘要：文章運用定性和定量分析相結(jié)合的方法，研究外商直接投資對湖南省就業(yè)數(shù)量的影響，并根據(jù)歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)對就業(yè)效應(yīng)做了計量分析。計量模型的求解結(jié)果表明，外商直接投資對湖南省就業(yè)人數(shù)有正向作用，F(xiàn)DI每增加1%，就業(yè)人數(shù)就增長0.077089 %。文章建議，湖南省增加外商直接投資規(guī)模，加強省內(nèi)各地市之間的合作，促進FDI資金有序合理的流動，從而使全省就業(yè)量得到穩(wěn)步增長。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；就業(yè)數(shù)量；計量分析

1.引言

改革開放以來，隨著經(jīng)濟全球化和國際直接投資不斷擴大，進入我國的外商直接投資也在逐年遞增，特別是在進入21世紀(jì)后增速更為明顯。2002年，我國首次超越美國，成為了全球最大的外商直接投資對象國，而且截至2014年底，這12年來外商投資新設(shè)立了23778家企業(yè)，實際使用外資金額達(dá)7363.7億元人民幣，已經(jīng)超過美國成為全球最大的外商直接投資目的國。

近年來湖南省經(jīng)濟正在穩(wěn)步發(fā)展，外商直接投資也隨之呈現(xiàn)多元化的發(fā)展，其數(shù)量在不斷增長，質(zhì)量在不斷提升。例如，僅在2015年，湖南省外商直接投資就有562個合同，合同外資額達(dá)1182302萬美元。但是，湖南省農(nóng)業(yè)人口較多，每年又新增不少勞動力人口，盡管每年向沿海地區(qū)輸送勞動力數(shù)量多于回流數(shù)量，可就業(yè)形勢仍然嚴(yán)峻，因此如何利用外商直接投資（FDI）來解決湖南省的就業(yè)難題值得進一步研究和探討。

迄今，不少學(xué)者研究了FDI對我國就業(yè)數(shù)量的影響，參見文獻[1-7]。本文將采用線性回歸分析中的最小二乘法（OLS法）對外商直接投資對湖南省就業(yè)數(shù)量的影響作計量分析，并針對分析結(jié)果對FDI促進湖南省就業(yè)數(shù)量提出了一些政策建議。

2.計量分析

資本供給的變化會影響到勞動需求的變化，我們先對2005-2015年湖南省FDI和就業(yè)人數(shù)二者間的關(guān)系先通過趨勢圖（如圖1）進行初步分析。

圖1 2005—2015年湖南省FDI、就業(yè)人數(shù)趨勢圖

（數(shù)據(jù)來源：2006年—2016年《湖南省統(tǒng)計年鑒》）

由圖1可見，在2005年至2015年間，湖南省FDI和就業(yè)人數(shù)總體上均呈現(xiàn)上升趨勢，且FDI的增幅相對平穩(wěn)，而就業(yè)人數(shù)的增幅呈現(xiàn)出一定波動。從表示就業(yè)人數(shù)的趨勢線與表示FDI的矩形柱可以直觀看到，兩者之間的增長基本上是同步變化，即就業(yè)人數(shù)與湖南省的FDI具有正的相關(guān)關(guān)系。下面通過計量分析驗證。

我們將先設(shè)立計量模型即回歸方程，將樣本數(shù)據(jù)代入方程后用OLS法進行參數(shù)估計，然后檢驗所得回歸方程的可信度，最后可以確定變量間的關(guān)系。

設(shè)變量FDI、EMP分別代表利用外資金額、年末從業(yè)人數(shù)，建立回歸方程如下：

EMP = a + b * FDI + μ （1）

先把利用外資金額通過歷年的平均匯率換算成以萬元人民幣為單位，然后對兩個變量分別取自然對數(shù)消除異方差，LNEMP和LNFDI分別是EMP和FDI的自然對數(shù)，得到變形后的方程為：

LNEMP = a + b * LNFDI + μ （2）

本文采用協(xié)整分析法來研究湖南省FDI和就業(yè)二者之間的關(guān)系。由于所選樣本數(shù)據(jù)為時間序列，而其涉及平穩(wěn)性問題，利用最小二乘法即OLS法對時間序列進行模型的參數(shù)估計時，只有當(dāng)數(shù)據(jù)平穩(wěn)，才不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。

利用Eview7對變量進行ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表1。

可以得出，LNEMP、LNFDI都在10%的置信水平下經(jīng)過二階差分后為平穩(wěn)時間序列，即為二階單整序列I（2），說明兩者之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。

用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗，判斷LNEMP、LNFDI是否存在長期均衡關(guān)系。

先用Eview7進行參數(shù)估計，得到回歸方程如下：

LNEMPt = 7.668028 + 0.040627 * LNFDIt （3）

t （79.12579） （6.327897）

Adjusted R2=0.796094 D.W.= 0.723132 F=40.04228 Prob（F）= 0.000136

D.W.值為0.79135，說明原模型存在自相關(guān)性，必須進行校正。所以，引入滯后變量，重新對LNEMP和LNFDI進行回歸，建立誤差修正模型。修正后的方程如下：

LNEMPt = -4.149704 - 0.045034*LNFDIt + 1.584179 * LNEMPt -1 （4）

t （-1.709882） （-2.638093） （4.897493）

Adjusted R2=0.925464 F=56.87349 Prob（F）= 0.000047

再對回歸方程殘差進行一個LM檢驗，結(jié)果如表2所示。

調(diào)整后的R2為0.939733，表明方程擬合度較好，F(xiàn)統(tǒng)計值為54.57460，表明方程解釋性也很好，且各變量前的回歸系數(shù)都是非常顯著的。由表2中結(jié)果可以明顯看出，殘差不具有明顯的序列相關(guān)性，由此上面所得出的模型回歸結(jié)果有效。

再對回歸方程的殘差序列做ADF檢驗，結(jié)果如表3所示：

檢驗表明殘差序列在10%的置信水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，即表明LNEMPt和LNFDIt間存在長期均衡關(guān)系，方程不存在偽回歸現(xiàn)象。

為直觀顯示湖南省FDI與就業(yè)人數(shù)間的長期均衡關(guān)系，對以上得到的回歸方程變形，令LNEMPt = LNEMPt -1 = LNEMP*，LNFDIt = LNFDI*，代入（4）式后得：

LNEMP*= 7.10348 + 0.077089 * LNFDI* （5）

回歸方程的系數(shù)為0.077089，為正數(shù)，說明FDI每增加1%，就業(yè)人數(shù)就增長0.077089 %。

3.政策建議

計量分析結(jié)果表明，F(xiàn)DI對湖南省就業(yè)人數(shù)有正向作用。因此，為解決湖南省的就業(yè)難題，緩解就業(yè)壓力，我們提出如下建議：一是湖南省應(yīng)該增加外商直接投資規(guī)模，把外資作為投資的重要組成部分，通過拉動投資需求，緩解全省的就業(yè)壓力。只有增加了FDI規(guī)模，才能進一步使FDI對就業(yè)有更明顯的促進效應(yīng)。二是應(yīng)加強省內(nèi)各地市之間的合作，出臺一些向經(jīng)濟發(fā)展較滯后的地區(qū)傾斜的優(yōu)惠政策，鼓勵FDI投向這些地市，有效實現(xiàn)當(dāng)?shù)貏趧恿徒蜆I(yè)。這樣才能使全省各地市的經(jīng)濟得到協(xié)調(diào)發(fā)展，促進FDI資金有序合理的流動，從而使全省就業(yè)量得到穩(wěn)步增長。

參考文獻：

[1] 鄭暢.FDI與固定資產(chǎn)投資知識溢出效應(yīng)對長江流域能源強度的影響[J].江西社會科學(xué)， 2012，（6）：65-70.

[2] 廉國恩，劉曉紅.外商直接投資對我國就業(yè)影響的分析[J].管理學(xué)家，2013，（1）：411-412.

[3] 董易. 基于東道國視角的FDI就業(yè)效應(yīng)[J]. 企業(yè)改革與管理，2014，（17）：4-5.

[4] 袁程煒，龍夕左.轉(zhuǎn)型期中國就業(yè)發(fā)展的理論與實證研究——基于外商直接投資視角[J].現(xiàn)代商業(yè)，2013，（4）：133.

[5] 余菊.基于協(xié)整分析的外商直接投資就業(yè)效應(yīng)[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報 （社會科學(xué)版）， 2013，（11）：38-44.

[6] 闞大學(xué)，呂連菊.外商直接投資就業(yè)效應(yīng)的實證分析——以上海為例[J].中國經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊， 2012，（14）：20-21.

[7] 楊紅妝. FDI對湖南省就業(yè)影響研究[J].區(qū)域經(jīng)濟，2015，（5）：107-108.

[8] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EVIEWS應(yīng)用[M].中國人民大學(xué)出版社，2008.

作者簡介：陳韻鸞（1995-），女，漢族，湖南邵東人，澳大利亞墨爾本蒙納士大學(xué)蒙納士商學(xué)院碩士生，研究方向：商業(yè)計量分析。