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［摘 要］比较国内投资与外国投资、增量FDI与存量FDI对中国就业总量的不同影响得出，单位国内资本比国外资本、单位存量FDI比增量FDI具有更高的就业促进作用。
［关键词］ FDI；就业效应；理论分析；实证检验
［中图分类号］ F830.59［文献标识码］ Ａ ［文章编号］1003－3890（2007）08－0040-04
一、中国外商直接投资流入与就业现状
为勾勒出FDI流入与中国就业关系的大致发展趋势，笔者以外资企业就业人数增长率为依据，将中国引进FDI的历程分为四个阶段：第一阶段：（1986~1990年）起步阶段。这一时期是中国FDI稳步发展阶段，FDI在全部利用外资中所占份额较少，以对外借款为主。外资企业就业人数年均增长率为50.3%，FDI年均流入量30.97亿美元。第二阶段：（1991~1995年）高速发展阶段。随着邓小平南巡讲话和对外开放政策的进一步落实，国内投资环境趋于稳定，国外资本纷纷投资中国，这一时期外资企业就业人数年均增长率为56.31%，FDI年均流入量46.7亿美元，FDI拉动就业效应显著。第三阶段：（1996~2000年）调整阶段。1997年东南亚金融危机和中国吸引外资政策的逐步调整，使FDI发展进入了一个结构调整期，增长速度放慢，FDI就业人口年均增长下降为4.608%，就业效应大大减弱。第四阶段：（2001~2004年）持续发展阶段。对中国增长的良好预期和国内投资结构更趋合理优化，使得FDI就业拉动效应有所回升，外资企业就业人数年均增长率为12.87%，FDI年均流入量534.40亿美元（如图1）。
比较四个时期中国FDI与就业增长的关系可以发现，FDI的就业效应在不同时期呈现出不同的特点。与第二阶段相比，第三阶段FDI拉动就业增长的增速明显下降，第四阶段虽然有回升迹象，但随着中国吸引外资存量增加，单位资本吸引的劳动力呈弱化趋势已是不争的事实。那么，我们不禁要问，中国吸引FDI还能进一步带动就业量的增长吗？究竟是什么原因导致了FDI就业效应“看似”弱化了呢？
事实上，FDI对就业总量的影响因素可以分为直接和间接影响因素，其中，直接影响因素包括FDI进入方式、FDI流入规模、流入行业的劳动密集度、流入项目的劳动密集度、来源国等，而间接影响因素包括产业关联度、对国内投资的挤出效应、资本有机构成、技术进步、劳动力市场完善程度。FDI对就业总量的影响是两类因素综合作用的结果：流量FDI反映了其对就业人数的直接影响，而存量FDI反映了其对就业人数的间接影响。
而这里给出的数据只是当年FDI流量与当年外资企业就业人口增长率之间的关系，并没有考虑FDI存量与就业量之间的关系；或者粗略地讲，只分析了影响FDI就业效应的直接因素，而更多的间接影响因素则被忽略掉了。影响FDI就业效应的间接因素是经济变量之间各反馈链条动态变化的结果，其复杂程度远大于直接因素的影响。因此，只描述FDI增量与就业的关系，简单得出FDI拉动就业效应弱化的结论是过于草率了。笔者认为，尽管从第三个阶段开始FDI就业效应的直接影响弱化了，但其间接影响显著增强，使得FDI对中国就业拉动的总效应依然是正面的，并且这种积极的就业拉动趋势还会随中国经济全方位的开放和经济结构的逐步优化进一步强化，而这一趋势与现阶段中国FDI就业效应出现的新特点是分不开的。
二、影响中国FDI就业效应新趋势的因素
1. FDI进入方式的变化。改革初期，外资进入方式主要以绿地投资为主，国外流行的收购兼并投资方式在中国尚处在试点和试探阶段。20世纪90年代中期以后，中国成长了一大批具有收购价值的企业，而人们从观念上对并购从反对到接受，这些都使在中国实施并购投资方式的有利条件逐步形成。于是越来越多的外国在华直接投资是通过并购投资方式进行的。从增加就业的角度来看，与绿地投资相反，并购方式并不创造新的就业。随着跨国公司战略调整和国际分工的进一步深化，FDI的就业效应从总量上看呈现了下降的趋势。
2. FDI投资方式的转变。相比中外合资和中外合作企业，外商独资企业资本有机构成高，公司可以有效地控制技术外溢，保持企业的技术领先和市场垄断地位，从而更多的外资企业愿意将技术密集型产业转移到中国。从第三阶段开始，不仅新进入的资本倾向于成立独资企业，许多原有合资或合作企业也正通过兼并、重组、增资等方式取得企业实际经营权。独资企业一方面增强了市场竞争力，另一方面也减少了单位资本对劳动力的需求，其就业效应就不显著（见图2）。
3. 投资行业的变化。在20世纪90年代中期之前，外商投资为充分利用中国廉价劳动力的比较优势，多投向服装、电子制造、食品加工、玩具等劳动密集型产业，仅1995年外资企业就雇佣了服装业21%的人口。随后1995年6月20日中国颁布了《指导外商投资方向暂行规定》，以立法形式指导外商投资的产业方向，之后FDI流入进入了结构调整期，逐步投向微电子、房地产、汽车制造、家用电器、通讯、化工等技术或资本密集型产业。伴随中国加入WTO，高层次服务业（如金融、保险、中介、会计、科技服务）和科技含量较高的幼稚产业（如生物医药、微电子、汽车、通信设备）将有较大发展，FDI投资产业结构得到优化，但对劳动力的需求相对也在下降。
4. 技术进步和资本有机构成的提高。1998年中国总体上的短缺经济已经结束，卖方市场让位于买方市场，市场态势的改变加速了生产者之间的竞争。外国投资者为了提高其项目在中国的竞争力必须加快技术进步；基于全球发展战略的考虑，跨国公司来华投资也已不单纯是为了利用中国廉价劳动力，而是把中国市场作为其全球战略的重要组成部分。根据中国社科院调查数据表明，1997年，仅有13%的跨国公司使用了母国正在使用的先进技术，约30%的跨国公司把淘汰技术转移至中国。截至2001年，由于中国市场上的国际竞争日趋激烈，世界500强企业中已有40%把其先进技术拿到中国使用，这些公司对新增就业需求就相对较少。
5. FDI来源国的变化。亚洲一些新兴工业化国家从20世纪60年代以来普遍经历从劳动力过剩以劳动力供给相对紧张的过程，中国台湾1952年的失业率为6.5%，1979年为1.2%，近几年一直维持在1.5%左右。为充分利用祖国大陆廉价的劳动力资源，这些地区的投资者纷纷将劳动密集型产业转向大陆。以1997年东南亚金融危机为界，中国市场逐步全方位开放，投资环境更趋稳定，吸引着大批来自欧美资本涌入中国。这些欧美公司资本雄厚、技术先进，多属于为资本密集型或技术密集型产业。以上海为例，在四家投资额超过10亿美元的三资企业中，三家来自欧美。虽然以劳动密集型投资为主的亚洲企业逐渐让位于以资本或技术密集型投资为主的欧美大型跨国企业，会使得短期内FDI就业效应弱化，但从长期来看，欧美企业的潜力就业拉动作用明显高于亚洲企业。
三、实证分析
实证分析所需要的时序数据取1986~2004年为样本期间，样本数据来源包括中华人民共和国国家统计局（http://www.stats.gov.cn）、中华人民共和国劳动与社会保障部（http://www.nolss.gov.cn）的《中国统计年鉴》；FDI的原始数据以美元为单位，为统一起见，笔者利用国家统计局公布的历年人民币对美元的年均汇价统一换算为人民币。
1. 对方程1nL=c0+c11nY+c21nKd+c31nKf+?着1的最小二乘回归分析（见表1、表2）。在对方程（1）进行检验时，样本区间为1990~2004年，基于两点考虑：其一，中国利用外资金额迅速增长是1990年国内投资环境和投资政策逐渐完善之后才出现；其二，1994年，中国确立了符合市场需求的、管理浮动的、单一汇率制度，此前汇率大幅度波动转换成人民币的FDI流入量也出现更大的波动，这样处理防止数据出现异常值。
判定系数R2=0.97，调整后的R2=0.97，表明该回归方程对实际就业量的拟合很高，三个变量LnY、LnKd、LnKf联合起来能解释就业总量变动的97%标准误差σ=0.009368，该回归直线拟合程度优良；F值为125.3856，显著性近似为0，通过F检验，三个解释变量对被解释变量lnL的线性回归高度显著。
观察残差发现标准残差的绝对值都小于3，外资数据LnKf没有出现异常值，那么，问题究竟出在哪里呢？事实上，考虑前面理论部分的讨论，FDI就业效应既有直接影响，又有间接影响，由于受外资进入方式、投资方式、资本有机构成等因素影响，短期直接影响就会缩小就业规模，但长期内随着产业关联度的提高、技术进步带动东道国企业国际竞争力的增强，其间接影响应该是正面的。下面即将进行的流量和存量的检验将验证我们的分析。
2. 对方程1nL=a0+a11n（FDIL）+a21n（FDIC）+?着2的回归分析（见表3、表4）。
判定系数R2=0.86，调整后的R2=0.85，表明该回归方程对实际就业量的拟合高。标准误差σ=0.047，该回归直线拟合程度优良；F值为50.64，显著性近似为0，通过F检验，解释变量对被解释变量lnL的线性回归高度显著。
可以看出，FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.026个百分点；FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.053个百分点，由于存量的概念已经滞后因素，因素在很大程度上解释了FDI的间接就业效应。这里我们通过对FDI存量与就业的回归，证实了我们前面的得到的让人费解的结论：即虽然短期内FDI的就业拉动作用没有国内投资明显，但在长期内，其就业作用是显著的。
四、结论
国内投资每增加1个百分点，可拉动就业增长0.075个百分点，但外资每增加1个百分点，却减少就业0.033个百分点，国内投资的直接就业效应高于外资。这种看似有悖常理的结论可能是由于产业关联度弱化、资本有机构成提高等因素使得国外投资的直接效应没有国内投资明显；通过检验FDI流量和存量与就业人数的关系发现，每增加1个百分点，拉动就业增长0.026个百分点；FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.053个百分点，FDI存量的就业拉动效应明显。
有必要指出：在讨论FDI的就业效应时必须清楚利用FDI促进就业是中国吸引外资的重要目标，但不是惟一目标。尽管随着中国加入WTO后经济全面开放、投资环境逐步完善和FDI投资结构逐渐优化，外资企业拉动就业增长的速度逐渐放慢，但人力资本质量的提高，国外高效率资本的利用，技术引进带给中国的后发优势和中国经济更快更全面地融入全球经济中比仅仅带动就业总量的增加更为重要。
［参考文献］
［１］霍倩佳，罗良文.外商直接投资的就业效应分析［Ｊ］.学术论坛，2005，（１）.
［２］陆礼，陈亚军.外商直接投资在我国的就业效应分析［Ｊ］.特区经济，2005，（１２）.
［3］世界经济年鉴编辑委员会.世界经济年鉴［Ｍ］.北京：中国社会科学出版社，1998.
［4］葛公文.FDI对我国劳动力就业的影响［Ｊ］.世界地理研究，2003，（２）.
［5］古扎拉蒂.计量经济学［Ｍ］.北京：中国人民大学出版社，2003.
［6］袁建文.经济计量学实验［Ｍ］.北京：科学出版社，2003.
［7］李军.经济模型基础理论与应用［Ｍ］.北京：中国社会科学出版社，2006.
责任编辑：关 华
责任校对：孙 飞
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”
［关键词］ FDI；就业效应；理论分析；实证检验
［中图分类号］ F830.59［文献标识码］ Ａ ［文章编号］1003－3890（2007）08－0040-04
一、中国外商直接投资流入与就业现状
为勾勒出FDI流入与中国就业关系的大致发展趋势，笔者以外资企业就业人数增长率为依据，将中国引进FDI的历程分为四个阶段：第一阶段：（1986~1990年）起步阶段。这一时期是中国FDI稳步发展阶段，FDI在全部利用外资中所占份额较少，以对外借款为主。外资企业就业人数年均增长率为50.3%，FDI年均流入量30.97亿美元。第二阶段：（1991~1995年）高速发展阶段。随着邓小平南巡讲话和对外开放政策的进一步落实，国内投资环境趋于稳定，国外资本纷纷投资中国，这一时期外资企业就业人数年均增长率为56.31%，FDI年均流入量46.7亿美元，FDI拉动就业效应显著。第三阶段：（1996~2000年）调整阶段。1997年东南亚金融危机和中国吸引外资政策的逐步调整，使FDI发展进入了一个结构调整期，增长速度放慢，FDI就业人口年均增长下降为4.608%，就业效应大大减弱。第四阶段：（2001~2004年）持续发展阶段。对中国增长的良好预期和国内投资结构更趋合理优化，使得FDI就业拉动效应有所回升，外资企业就业人数年均增长率为12.87%，FDI年均流入量534.40亿美元（如图1）。
比较四个时期中国FDI与就业增长的关系可以发现，FDI的就业效应在不同时期呈现出不同的特点。与第二阶段相比，第三阶段FDI拉动就业增长的增速明显下降，第四阶段虽然有回升迹象，但随着中国吸引外资存量增加，单位资本吸引的劳动力呈弱化趋势已是不争的事实。那么，我们不禁要问，中国吸引FDI还能进一步带动就业量的增长吗？究竟是什么原因导致了FDI就业效应“看似”弱化了呢？
事实上，FDI对就业总量的影响因素可以分为直接和间接影响因素，其中，直接影响因素包括FDI进入方式、FDI流入规模、流入行业的劳动密集度、流入项目的劳动密集度、来源国等，而间接影响因素包括产业关联度、对国内投资的挤出效应、资本有机构成、技术进步、劳动力市场完善程度。FDI对就业总量的影响是两类因素综合作用的结果：流量FDI反映了其对就业人数的直接影响，而存量FDI反映了其对就业人数的间接影响。
而这里给出的数据只是当年FDI流量与当年外资企业就业人口增长率之间的关系，并没有考虑FDI存量与就业量之间的关系；或者粗略地讲，只分析了影响FDI就业效应的直接因素，而更多的间接影响因素则被忽略掉了。影响FDI就业效应的间接因素是经济变量之间各反馈链条动态变化的结果，其复杂程度远大于直接因素的影响。因此，只描述FDI增量与就业的关系，简单得出FDI拉动就业效应弱化的结论是过于草率了。笔者认为，尽管从第三个阶段开始FDI就业效应的直接影响弱化了，但其间接影响显著增强，使得FDI对中国就业拉动的总效应依然是正面的，并且这种积极的就业拉动趋势还会随中国经济全方位的开放和经济结构的逐步优化进一步强化，而这一趋势与现阶段中国FDI就业效应出现的新特点是分不开的。
二、影响中国FDI就业效应新趋势的因素
1. FDI进入方式的变化。改革初期，外资进入方式主要以绿地投资为主，国外流行的收购兼并投资方式在中国尚处在试点和试探阶段。20世纪90年代中期以后，中国成长了一大批具有收购价值的企业，而人们从观念上对并购从反对到接受，这些都使在中国实施并购投资方式的有利条件逐步形成。于是越来越多的外国在华直接投资是通过并购投资方式进行的。从增加就业的角度来看，与绿地投资相反，并购方式并不创造新的就业。随着跨国公司战略调整和国际分工的进一步深化，FDI的就业效应从总量上看呈现了下降的趋势。
2. FDI投资方式的转变。相比中外合资和中外合作企业，外商独资企业资本有机构成高，公司可以有效地控制技术外溢，保持企业的技术领先和市场垄断地位，从而更多的外资企业愿意将技术密集型产业转移到中国。从第三阶段开始，不仅新进入的资本倾向于成立独资企业，许多原有合资或合作企业也正通过兼并、重组、增资等方式取得企业实际经营权。独资企业一方面增强了市场竞争力，另一方面也减少了单位资本对劳动力的需求，其就业效应就不显著（见图2）。
3. 投资行业的变化。在20世纪90年代中期之前，外商投资为充分利用中国廉价劳动力的比较优势，多投向服装、电子制造、食品加工、玩具等劳动密集型产业，仅1995年外资企业就雇佣了服装业21%的人口。随后1995年6月20日中国颁布了《指导外商投资方向暂行规定》，以立法形式指导外商投资的产业方向，之后FDI流入进入了结构调整期，逐步投向微电子、房地产、汽车制造、家用电器、通讯、化工等技术或资本密集型产业。伴随中国加入WTO，高层次服务业（如金融、保险、中介、会计、科技服务）和科技含量较高的幼稚产业（如生物医药、微电子、汽车、通信设备）将有较大发展，FDI投资产业结构得到优化，但对劳动力的需求相对也在下降。
4. 技术进步和资本有机构成的提高。1998年中国总体上的短缺经济已经结束，卖方市场让位于买方市场，市场态势的改变加速了生产者之间的竞争。外国投资者为了提高其项目在中国的竞争力必须加快技术进步；基于全球发展战略的考虑，跨国公司来华投资也已不单纯是为了利用中国廉价劳动力，而是把中国市场作为其全球战略的重要组成部分。根据中国社科院调查数据表明，1997年，仅有13%的跨国公司使用了母国正在使用的先进技术，约30%的跨国公司把淘汰技术转移至中国。截至2001年，由于中国市场上的国际竞争日趋激烈，世界500强企业中已有40%把其先进技术拿到中国使用，这些公司对新增就业需求就相对较少。
5. FDI来源国的变化。亚洲一些新兴工业化国家从20世纪60年代以来普遍经历从劳动力过剩以劳动力供给相对紧张的过程，中国台湾1952年的失业率为6.5%，1979年为1.2%，近几年一直维持在1.5%左右。为充分利用祖国大陆廉价的劳动力资源，这些地区的投资者纷纷将劳动密集型产业转向大陆。以1997年东南亚金融危机为界，中国市场逐步全方位开放，投资环境更趋稳定，吸引着大批来自欧美资本涌入中国。这些欧美公司资本雄厚、技术先进，多属于为资本密集型或技术密集型产业。以上海为例，在四家投资额超过10亿美元的三资企业中，三家来自欧美。虽然以劳动密集型投资为主的亚洲企业逐渐让位于以资本或技术密集型投资为主的欧美大型跨国企业，会使得短期内FDI就业效应弱化，但从长期来看，欧美企业的潜力就业拉动作用明显高于亚洲企业。
三、实证分析
实证分析所需要的时序数据取1986~2004年为样本期间，样本数据来源包括中华人民共和国国家统计局（http://www.stats.gov.cn）、中华人民共和国劳动与社会保障部（http://www.nolss.gov.cn）的《中国统计年鉴》；FDI的原始数据以美元为单位，为统一起见，笔者利用国家统计局公布的历年人民币对美元的年均汇价统一换算为人民币。
1. 对方程1nL=c0+c11nY+c21nKd+c31nKf+?着1的最小二乘回归分析（见表1、表2）。在对方程（1）进行检验时，样本区间为1990~2004年，基于两点考虑：其一，中国利用外资金额迅速增长是1990年国内投资环境和投资政策逐渐完善之后才出现；其二，1994年，中国确立了符合市场需求的、管理浮动的、单一汇率制度，此前汇率大幅度波动转换成人民币的FDI流入量也出现更大的波动，这样处理防止数据出现异常值。
判定系数R2=0.97，调整后的R2=0.97，表明该回归方程对实际就业量的拟合很高，三个变量LnY、LnKd、LnKf联合起来能解释就业总量变动的97%标准误差σ=0.009368，该回归直线拟合程度优良；F值为125.3856，显著性近似为0，通过F检验，三个解释变量对被解释变量lnL的线性回归高度显著。
观察残差发现标准残差的绝对值都小于3，外资数据LnKf没有出现异常值，那么，问题究竟出在哪里呢？事实上，考虑前面理论部分的讨论，FDI就业效应既有直接影响，又有间接影响，由于受外资进入方式、投资方式、资本有机构成等因素影响，短期直接影响就会缩小就业规模，但长期内随着产业关联度的提高、技术进步带动东道国企业国际竞争力的增强，其间接影响应该是正面的。下面即将进行的流量和存量的检验将验证我们的分析。
2. 对方程1nL=a0+a11n（FDIL）+a21n（FDIC）+?着2的回归分析（见表3、表4）。
判定系数R2=0.86，调整后的R2=0.85，表明该回归方程对实际就业量的拟合高。标准误差σ=0.047，该回归直线拟合程度优良；F值为50.64，显著性近似为0，通过F检验，解释变量对被解释变量lnL的线性回归高度显著。
可以看出，FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.026个百分点；FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.053个百分点，由于存量的概念已经滞后因素，因素在很大程度上解释了FDI的间接就业效应。这里我们通过对FDI存量与就业的回归，证实了我们前面的得到的让人费解的结论：即虽然短期内FDI的就业拉动作用没有国内投资明显，但在长期内，其就业作用是显著的。
四、结论
国内投资每增加1个百分点，可拉动就业增长0.075个百分点，但外资每增加1个百分点，却减少就业0.033个百分点，国内投资的直接就业效应高于外资。这种看似有悖常理的结论可能是由于产业关联度弱化、资本有机构成提高等因素使得国外投资的直接效应没有国内投资明显；通过检验FDI流量和存量与就业人数的关系发现，每增加1个百分点，拉动就业增长0.026个百分点；FDI流量每增加1个百分点，拉动就业增长0.053个百分点，FDI存量的就业拉动效应明显。
有必要指出：在讨论FDI的就业效应时必须清楚利用FDI促进就业是中国吸引外资的重要目标，但不是惟一目标。尽管随着中国加入WTO后经济全面开放、投资环境逐步完善和FDI投资结构逐渐优化，外资企业拉动就业增长的速度逐渐放慢，但人力资本质量的提高，国外高效率资本的利用，技术引进带给中国的后发优势和中国经济更快更全面地融入全球经济中比仅仅带动就业总量的增加更为重要。
［参考文献］
［１］霍倩佳，罗良文.外商直接投资的就业效应分析［Ｊ］.学术论坛，2005，（１）.
［２］陆礼，陈亚军.外商直接投资在我国的就业效应分析［Ｊ］.特区经济，2005，（１２）.
［3］世界经济年鉴编辑委员会.世界经济年鉴［Ｍ］.北京：中国社会科学出版社，1998.
［4］葛公文.FDI对我国劳动力就业的影响［Ｊ］.世界地理研究，2003，（２）.
［5］古扎拉蒂.计量经济学［Ｍ］.北京：中国人民大学出版社，2003.
［6］袁建文.经济计量学实验［Ｍ］.北京：科学出版社，2003.
［7］李军.经济模型基础理论与应用［Ｍ］.北京：中国社会科学出版社，2006.
责任编辑：关 华
责任校对：孙 飞
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”