中國縣級(jí)市FDI與就業(yè)增長研究(二)

1、    中國縣級(jí)市fdi與就業(yè)增長研究(二)    表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量非農(nóng)就業(yè)量(萬人)總體1485.911056.4407022.28n=1766組間1055.2406165.82n=404組內(nèi)292.91-1770.773591.463t-bar=4.37二產(chǎn)就業(yè)量(萬人)總體845.70720.9205279.34n=1766組間718.0703856.00n=404組內(nèi)177.12-2050.322546.43t-bar=4.37三產(chǎn)就業(yè)量(萬人)總體622.58409.9103088.87n=2329組間39

2、8.5602570.95n=404組內(nèi)164.16-274.0832063.26t-bar=5.76實(shí)際固定資產(chǎn)投資(1989年價(jià))(萬元)總體24022.2830425.360530939.2n=4249組間19253.772100.76156335.4n=411組內(nèi)23363.43-116573434510.1t-bar=10.34實(shí)際fdi(1989年價(jià))(萬元)總體6531.9317127.930250614.6n=3404組間14112.660123983.5n=412組內(nèi)9714.14-116113167519t-bar=8.26二產(chǎn)效率總體1.831.01017.12n=1763

3、組間1.200.5417.12n=403組內(nèi)0.42-3.637.30t-bar=4.37總體1.360.5004.52n=1763三產(chǎn)效率組間0.430.443.41n=403組內(nèi)0.27-0.212.84t-bar=4.37實(shí)際零售銷售總額(1989年價(jià))(萬元)總體163438.549741946.811.89e+07n=2085組間333076.68847.435630440n=411組內(nèi)396252-46818051.34e+07t-bar=5.07產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體1.520.870.0226.44n=4849組間0.670.164.66n=414組內(nèi)0.53-2.2023.30t-ba

4、r=11.71區(qū)位總體0.430.5001n=5533組間0.5001n=414組內(nèi)00.430.43t-bar=13.36年份虛擬變量總體0.490.5001n=5533組間0.1401n=414組內(nèi)0.49-0.381.39t-bar=13.36注：表中除虛擬變量區(qū)位以外，表中為0的數(shù)據(jù)實(shí)際上為缺失數(shù)據(jù)。資料來源：新中國55年統(tǒng)計(jì)資料匯編m.北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2005.表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)，需要指出的是，盡管總樣本量不少，但是由于跨越26年，且縣市統(tǒng)計(jì)體系并不完備，因而能夠形成面板數(shù)據(jù)系列的變量就顯著減少。按照現(xiàn)行的統(tǒng)計(jì)制度，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資包括基本建設(shè)投資、更新改造投資、國有單位

5、其他固定資產(chǎn)投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資、城鎮(zhèn)集體固定資產(chǎn)投資、聯(lián)營經(jīng)濟(jì)、股份制經(jīng)濟(jì)、外商投資經(jīng)濟(jì)、港澳臺(tái)投資經(jīng)濟(jì)及其他經(jīng)濟(jì)類型的固定資產(chǎn)投資，農(nóng)村集體5萬元以上固定資產(chǎn)投資，城鎮(zhèn)工礦區(qū)私人建房投資和國防、人防基本建設(shè)投資。因此，要測算fdi的就業(yè)影響，應(yīng)把它和固定資產(chǎn)投資區(qū)別開來。在數(shù)據(jù)預(yù)處理中，我們把固定資產(chǎn)投資減去fdi，得到不包含fdi的國內(nèi)固定資產(chǎn)投資，從而把國內(nèi)外投資加以區(qū)別。在涉及的變量中，fdi、固定資產(chǎn)投資和零售銷售總額都與價(jià)格有關(guān)，為了消除價(jià)格的影響，需要采用價(jià)格縮減指數(shù)，然而，在收集到的連續(xù)26年數(shù)據(jù)縣級(jí)市有336個(gè)，而收集全并采用縣級(jí)市的價(jià)格縮減指數(shù)非常困難。我們采用了省級(jí)gd

6、p縮減指數(shù)來加以平減，以消除價(jià)格的影響，經(jīng)過價(jià)格縮減之后，所有與價(jià)格相關(guān)的變量都采用了1989年為基期的價(jià)格水平。綜合已有的研究，可以注意到，fdi、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)效率及區(qū)位等因素都是影響就業(yè)的主要因素。我們用下式來對(duì)fdi與就業(yè)增長的關(guān)系加以估算：式中，fdi是外商直接投資，以人民幣計(jì)算，inv是固定資產(chǎn)投資，在回歸分析中，fdi和inv都采用了省級(jí)價(jià)格指數(shù)來加以平減，以消除價(jià)格變動(dòng)的影響。strc是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用gdp中第二產(chǎn)業(yè)的份額除以第三產(chǎn)業(yè)的份額。coast是區(qū)位變量，東部沿海地區(qū)為1，中西部內(nèi)陸地區(qū)為0。是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他因素，如第二和第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，在本研究

7、中，我們采用第二/三產(chǎn)業(yè)在gdp中的份額除以第二/三產(chǎn)業(yè)在就業(yè)中的份額作為二產(chǎn)和三產(chǎn)的生產(chǎn)效率。五、面板數(shù)據(jù)回歸及結(jié)果分析(一)fdi與就業(yè)增長：gls隨機(jī)效應(yīng)分析利用1989-2004年的縣市級(jí)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，可以就fdi對(duì)就業(yè)增長的效果進(jìn)行回歸分析。首先，我們考慮以投資需求來代替國內(nèi)總需求。由于數(shù)據(jù)是非平衡面板數(shù)據(jù)，故而采用隨機(jī)效應(yīng)的gls回歸方法更合適一些。從表2給出的回歸結(jié)果可以看到，fdi和以固定資產(chǎn)投資為代表的國內(nèi)總需求都對(duì)就業(yè)增長起到了積極而顯著的效果。簡單地從系數(shù)對(duì)比來看，fdi起到的就業(yè)促進(jìn)效果約為固定資產(chǎn)投資起到就業(yè)促進(jìn)效果的85%。產(chǎn)業(yè)效率的提高對(duì)就業(yè)增長呈顯著負(fù)面效果，即產(chǎn)業(yè)

8、效率提升之后，為了生產(chǎn)同樣的產(chǎn)品，使用更少的勞動(dòng)力就可以實(shí)現(xiàn)，因此，對(duì)于就業(yè)增長的需求也相應(yīng)地會(huì)放緩。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，則有利于就業(yè)的增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)份額除以第三產(chǎn)業(yè)份額來代表，因而這一比例的提高意味著工業(yè)化程度的加深。研究表明，現(xiàn)代化的工業(yè)大生產(chǎn)對(duì)于就業(yè)增長有著顯著的促進(jìn)作用，是解決就業(yè)的一個(gè)重要途徑，故而，工業(yè)化本身，對(duì)就業(yè)起著積極的推動(dòng)作用。fdi增長與就業(yè)增長之間的關(guān)系還與區(qū)位密切相關(guān)，越是在沿海地區(qū)，fdi對(duì)就業(yè)增長的影響效果越好；相反，越是內(nèi)陸地區(qū)，fdi對(duì)就業(yè)增長的效應(yīng)越小。在很大程度上，這與fdi的空間分布有著密切關(guān)系，由于沿海地區(qū)有著接近海外市場的天然地理優(yōu)勢，能夠有

9、效地降低運(yùn)輸成本，故而fdi多數(shù)集中于沿海地區(qū)。地理位置的差異，不僅體現(xiàn)在交通運(yùn)輸成本上，更體現(xiàn)于不同區(qū)域的制度差異，魯泓明(1999)19的研究表明，制度因素是影響fdi分布的一個(gè)重要原因。表2 縣市級(jí)fdi與就業(yè)增長gls隨機(jī)效應(yīng)回歸(1)(2)(3)ln(非農(nóng)就業(yè))ln(二產(chǎn)就業(yè))ln(三產(chǎn)就業(yè))ln(fdi)0.0402*(0.00525)0.0439*(0.00608)0.0395*(0.00538)ln(國內(nèi)固定資產(chǎn)投資)0.0472*0.0480*0.0466*(0.00922)(0.0107)(0.00947)二產(chǎn)生產(chǎn)效率-0.129*(0.0139)-0.301*(0.016

10、0)0.0659*(0.0142)三產(chǎn)生產(chǎn)效率-0.174*(0.0253)0.108*(0.0293)-0.527*(0.0259)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)0.0228(0.0184)0.205*(0.0211)-0.188*(0.0187)區(qū)位0.431*(0.0547)0.511*(0.0617)0.351*(0.0548)年份-0.604*(0.132)-0.619*(0.149)-0.622*(0.134)常數(shù)項(xiàng)6.711*(0.115)5.586*(0.133)6.432*(0.118)樣本量917917917縣級(jí)市數(shù)量336336336注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差*1%顯著水平、*5%顯著水平、*10%顯

11、著水平；面板數(shù)據(jù)回歸過程采用了隨機(jī)效應(yīng)gls回歸分析方法，綜合考慮了異方差和自相關(guān)問題并加以克服。同樣的，我們可以從回歸結(jié)果中看到產(chǎn)業(yè)效率對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的差異，從中也能看到產(chǎn)業(yè)間效率差異引起勞動(dòng)力在產(chǎn)業(yè)間的調(diào)整。第二產(chǎn)業(yè)效率的提高，有助于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的增長，第三產(chǎn)業(yè)效率的提高，也有助于第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的增長。這意味著在勞動(dòng)力配置在產(chǎn)業(yè)間存在著替代效應(yīng)，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)效率提高時(shí)，釋放出來的勞動(dòng)力將轉(zhuǎn)入第三產(chǎn)業(yè)，從而促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長，反之，第三產(chǎn)業(yè)效率提高有助于提高第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長。類似地，諸如資本等其他生產(chǎn)要素也會(huì)有相似的重新配置效應(yīng)。這種要素的重新配置，在一定程度上可以歸因于巴拉

12、薩-薩繆爾森(b-s)效應(yīng)。在fdi和國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)增長的效應(yīng)之間到底會(huì)有怎樣的差異？這需要對(duì)它們的量綱進(jìn)行處理之后再加以對(duì)比。通過把數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理之后再進(jìn)行回歸分析，可以確定各個(gè)影響變量之間解釋力的差異。表3 縣市級(jí)fdi與就業(yè)增長gls回歸(標(biāo)準(zhǔn)化)(1)(2)(3)in(非農(nóng)就業(yè))ln(二產(chǎn)就業(yè))ln(三產(chǎn)就業(yè))ln(fdi)0.0937*(0.0122)0.0817*(0.0113)0.102*(0.0139)in(國內(nèi)固定資產(chǎn)投資)0.0602*0.0489*0.0657*(0.0118)(0.0109)(0.0134)二產(chǎn)生產(chǎn)效率-0.160*(0.0172)-0.29

13、9*(0.0159)0.0906*(0.0195)三產(chǎn)生產(chǎn)效率-0.106*0.0531*-0.358*(0.0155)(0.0143)(0.0176)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)0.02430.174*-0.222*(0.0195)(0.0179)(0.0220)區(qū)位0.530*0.502*0.478*(0.0673)(0.0606)(0.0746)年份-0.743*-0.608*-0.847*(0.162)(0.146)(0.182)常數(shù)項(xiàng)-0.0161-0.0762*0.109*(0.0482)(0.0434)(0.0535)樣本量917917917縣級(jí)市數(shù)量336336336注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差*1%顯著水

14、平、*5%顯著水平、* 10%顯著水平；面板數(shù)據(jù)回歸過程采用了隨機(jī)效應(yīng)gls回歸分析方法，綜合考慮了異方差和自相關(guān)問題并加以克服。從表3給出的回歸結(jié)果可以看到，fdi和固定資產(chǎn)投資增長對(duì)就業(yè)起到的促進(jìn)作用存在差異，大致上，fdi所起的作用相當(dāng)于固定資產(chǎn)投資所起作用的1.5倍左右。分產(chǎn)業(yè)來看，fdi推動(dòng)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的效果相當(dāng)于它推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長效果的大約80%，即fdi對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)比對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)更加顯著，或者說，fdi更有效地促進(jìn)了中國第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長。這種情形的出現(xiàn)，在很大程度上與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緊密相關(guān)。沿海地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，逐漸地?cái)U(kuò)大了第

15、三產(chǎn)業(yè)的份額，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在三大區(qū)域中比較突出，而內(nèi)陸地區(qū)則依然以發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)為重要內(nèi)容，特別是許多地區(qū)依然以資源開采和利用為主，而且這些領(lǐng)域本身有可能限制外資的進(jìn)入，例如煤炭和石油以及各種有色金屬等。從這個(gè)角度來看，fdi行業(yè)的分布，在20世紀(jì)90年代后期以來，可能會(huì)更多地傾向于第三產(chǎn)業(yè)，而且沿海地區(qū)本身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整在一定程度上也影響了fdi行業(yè)分布。此外，還可以注意到，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理之后，回歸結(jié)果系數(shù)表明，區(qū)位的影響更加顯著，這意味著，fdi在促進(jìn)就業(yè)增長的過程中，對(duì)沿海地區(qū)的作用遠(yuǎn)大于地內(nèi)陸地區(qū)的作用。這與之前關(guān)于地區(qū)的地理差異解釋是一致的。因此，通過縣市級(jí)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析，不難看到，fdi對(duì)于就業(yè)促進(jìn)的作用顯著，在產(chǎn)業(yè)間的效果存在差異，fdi在推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長的效果要大于第二產(chǎn)業(yè)。但是，用固定資產(chǎn)投資來代表國內(nèi)需求，存在著低估的可能性，因此就整體而言，fdi就業(yè)促進(jìn)效果與國內(nèi)需求的就業(yè)促進(jìn)效果相比，還難以下定論。為了進(jìn)一步進(jìn)行國內(nèi)外需求引起就業(yè)促進(jìn)效果的比較，我們采用零售商品銷售額作為國內(nèi)需求，并通過標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而可以在fdi與零售商品銷售額的就業(yè)促進(jìn)效果之間進(jìn)行比較。表4 縣市級(jí)fdi與就業(yè)增長gls回歸(標(biāo)準(zhǔn)化)