對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)就業(yè)影響的實(shí)證研究

宋林 謝偉 何紅光

摘要：本文利用2004—2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響，并考察了影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的相關(guān)變量的作用程度和門限特征。研究發(fā)現(xiàn)：OFDI對(duì)于我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)有著顯著的促進(jìn)作用，但存在明顯的地區(qū)異質(zhì)性，促進(jìn)作用呈現(xiàn)東、中、西部逐步遞減的趨勢(shì)。OFDI對(duì)就業(yè)的影響通過(guò)對(duì)外貿(mào)易、投資、逆向技術(shù)溢出等渠道來(lái)傳導(dǎo)，OFDI存量大小、投資水平、科技發(fā)展水平、勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性和對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)OFDI的就業(yè)效應(yīng)存在門檻影響。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；就業(yè)；門限面板模型

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：100228482017（05）009512

一、 引言

隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，中國(guó)迅速成為全球資本輸出的主要力量。當(dāng)前，中國(guó)在成為世界第一大外商直接投資（FDI，F(xiàn)oreign Direct Investment）接受國(guó)的同時(shí)，已經(jīng)成為世界第二大對(duì)外直接投資（OFDI，Outward Foreign Direct Investment）輸出國(guó)，對(duì)外投資超過(guò)接受外資，成為資本凈輸出國(guó)。2014年來(lái)，“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)想的提出、亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行的籌建，保障貿(mào)易與對(duì)外投資自由化、便利化的一系列新舉措的出臺(tái)，都標(biāo)志著我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了新常態(tài)。在此背景下，對(duì)外直接投資對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展將產(chǎn)生怎樣的影響逐漸成為政策制定和學(xué)術(shù)研究所關(guān)注的重要問(wèn)題。國(guó)內(nèi)學(xué)者已經(jīng)對(duì)OFDI對(duì)于我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易[1]、技術(shù)創(chuàng)新[2]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[3]、生產(chǎn)率[4]的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，但是，對(duì)外直接投資對(duì)于國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響的文獻(xiàn)則相對(duì)較少。

我國(guó)是一個(gè)人口大國(guó)，人口紅利是我國(guó)改革開(kāi)放取得輝煌成就的重要原因，勞動(dòng)力成本的上升也是促使企業(yè)進(jìn)行OFDI的一個(gè)內(nèi)在動(dòng)因。從理論上看，OFDI對(duì)于國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響可能同時(shí)存在“替代效應(yīng)”和“創(chuàng)造效應(yīng)”。一方面，企業(yè)在OFDI后，生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到國(guó)外，會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)，特別是低端制造業(yè)的就業(yè)產(chǎn)生替代效應(yīng)[5]；另一方面，全球化經(jīng)營(yíng)對(duì)母公司的管理協(xié)調(diào)、研發(fā)和市場(chǎng)營(yíng)銷等職能提出了更高的要求，總部服務(wù)的需求增多，這又會(huì)引致對(duì)于高技能勞動(dòng)力的需求，從而帶來(lái)就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)[6]。OFDI對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)究竟是替代效應(yīng)還是創(chuàng)造效應(yīng)更大，現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒(méi)有一個(gè)清晰的回答[78]。中國(guó)作為一個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)大國(guó)，由于資源稟賦和發(fā)展基礎(chǔ)等原因，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，對(duì)外直接投資的分布也明顯向東部地區(qū)偏移。在這樣的背景下，對(duì)外直接投資對(duì)于不同地區(qū)可能就具有不同的作用。因而本文從OFDI影響就業(yè)的機(jī)制和傳導(dǎo)途徑出發(fā)，分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件中可能影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的關(guān)鍵因素，通過(guò)門限面板模型研究了各個(gè)變量在不同閾值范圍內(nèi)的差異化作用。本文研究表明OFDI對(duì)于我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)的“創(chuàng)造效應(yīng)”大于“替代效應(yīng)”，總的影響為正，但存在明顯的地區(qū)異質(zhì)性，促進(jìn)作用呈現(xiàn)東、中、西部逐步遞減的趨勢(shì)。OFDI存量大小、投資水平、勞動(dòng)力市場(chǎng)的流動(dòng)性能夠促進(jìn)OFDI就業(yè)效應(yīng)的發(fā)揮，當(dāng)這些變量的取值超越特定的門限水平后，OFDI對(duì)于就業(yè)的促進(jìn)作用將顯著增大?？萍及l(fā)展水平和對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)于OFDI就業(yè)效應(yīng)的影響，則具有更強(qiáng)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)性，當(dāng)這些變量取值較低時(shí)，OFDI對(duì)就業(yè)有著負(fù)向的影響，而當(dāng)這些變量取值超過(guò)特定的門限水平后，OFDI將顯著促進(jìn)就業(yè)的增長(zhǎng)。本文的研究更加細(xì)致準(zhǔn)確地估計(jì)了OFDI對(duì)各地就業(yè)的影響大小，闡明了影響OFDI就業(yè)效應(yīng)發(fā)揮的條件和渠道，為各地區(qū)準(zhǔn)確把握自身定位，合理利用對(duì)外直接投資促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了一定的參考。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文邊際貢獻(xiàn)主要在于：（1）對(duì)OFDI影響就業(yè)的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，針對(duì)前期文獻(xiàn)中的爭(zhēng)議，重新對(duì)OFDI的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了穩(wěn)健的估計(jì)，發(fā)現(xiàn)OFDI對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)有顯著的促進(jìn)作用。（2）分析地區(qū)差異時(shí)，相對(duì)于以往研究中進(jìn)行簡(jiǎn)單的東中西部的分組研究方法，本文引入多維的影響因素分析，更加仔細(xì)地捕捉了OFDI就業(yè)效應(yīng)的地區(qū)差異產(chǎn)生原因。（3）引入門限面板模型對(duì)影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的相關(guān)因素進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，不僅驗(yàn)證了OFDI就業(yè)效應(yīng)的地區(qū)差異，而且得到了各影響因素的門限特征。

后文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)；第三部分對(duì)OFDI影響就業(yè)的傳導(dǎo)途徑進(jìn)行分析，在此基礎(chǔ)上提出這種影響的門限特征；第四部分對(duì)本文使用的基準(zhǔn)計(jì)量模型和門限面板模型的設(shè)定、估計(jì)和檢驗(yàn)方法的介紹；第五部分為實(shí)證分析結(jié)果；第六部分為全文的結(jié)論與啟示。

二、 文獻(xiàn)評(píng)述

發(fā)達(dá)國(guó)家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中依照比較優(yōu)勢(shì)的動(dòng)態(tài)變化，實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，但是，隨之而來(lái)的“制造業(yè)空心化”和失業(yè)率上升等問(wèn)題，也引起了人們的高度關(guān)注和重視。針對(duì)OFDI的就業(yè)效應(yīng)的研究也首先從發(fā)達(dá)國(guó)家的樣本開(kāi)始。Brainard等[6]利用美國(guó)跨國(guó)公司1983—1992年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，海外雇員的增加會(huì)替代跨國(guó)公司在國(guó)內(nèi)的就業(yè)，投資到低收入國(guó)家?guī)?lái)的替代效應(yīng)大于投資到資源稟賦相似的發(fā)達(dá)國(guó)家，東道國(guó)工資水平越低，對(duì)美國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)的替代效果也就越大。Lipsey[5]則發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)于美國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響并不顯著，對(duì)于不同行業(yè)的影響存在顯著的差異，OFDI減少了勞動(dòng)密集型行業(yè)的就業(yè)，增加了技術(shù)密集型和資本密集型行業(yè)的就業(yè)。Blomstrom等[9]對(duì)瑞典的研究也發(fā)現(xiàn)，由于瑞典多數(shù)OFDI都投向了高收入國(guó)家，OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)，特別是藍(lán)領(lǐng)工人的就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，少量投資到發(fā)展中國(guó)家的OFDI促進(jìn)了母公司對(duì)白領(lǐng)員工的需求。但是，Grg等人[10]在對(duì)愛(ài)爾蘭的研究中發(fā)現(xiàn)，服務(wù)類OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)的總就業(yè)存在著顯著的負(fù)向影響，Becker等[11]對(duì)德國(guó)的研究也發(fā)現(xiàn)，OFDI會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)帶來(lái)替代效應(yīng)。從多國(guó)的研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)于母國(guó)就業(yè)的影響受到投資動(dòng)機(jī)、投資方向、國(guó)內(nèi)的行業(yè)特征等的影響，因而在OFDI對(duì)就業(yè)的影響存在明顯的地區(qū)差異，受到投資母國(guó)自身特征的影響[12]。endprint

我國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，國(guó)內(nèi)對(duì)于OFDI就業(yè)效應(yīng)的研究也相對(duì)較少，柴林如[13]、羅麗英和黃娜[14]、羅良文[15]等研究采用Granger因果檢驗(yàn)和普通最小二乘回歸發(fā)現(xiàn)OFDI可以帶動(dòng)國(guó)內(nèi)就業(yè)增長(zhǎng)并對(duì)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。OFDI對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)量有正向的影響，而對(duì)第一產(chǎn)業(yè)有負(fù)向的影響。但是這些研究使用的數(shù)據(jù)量都較小，采用的方法也比較粗糙，因而得出的結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。近期的研究中，張建剛等[7]利用我國(guó)2003—2010年的省際面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在全國(guó)范圍內(nèi)，對(duì)外投資對(duì)于就業(yè)的創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)，東部地區(qū)OFDI的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)，中部地區(qū)兩種效應(yīng)大體相當(dāng)，而在西部地區(qū)則主要體現(xiàn)為替代效應(yīng)。張海波[8]卻發(fā)現(xiàn)OFDI對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響整體表現(xiàn)為替代效應(yīng)，高收入地區(qū)OFDI對(duì)于就業(yè)的影響主要表現(xiàn)為創(chuàng)造效應(yīng)，在中等收入地區(qū)OFDI對(duì)于就業(yè)的影響主要體現(xiàn)為替代效應(yīng)，而在低收入地區(qū)，OFDI對(duì)于就業(yè)沒(méi)有顯著的影響。仔細(xì)分析兩篇文章的實(shí)證部分發(fā)現(xiàn)，除了個(gè)別控制變量的選擇稍有不同外，兩篇文章都使用了2003—2010年省際面板數(shù)據(jù)，都采用了動(dòng)態(tài)面板模型的設(shè)定，都使用了GMM估計(jì)方法來(lái)處理內(nèi)生性，但是全樣本的估計(jì)得到的結(jié)果卻截然相反，子樣本的估計(jì)結(jié)果也有所不同，這說(shuō)明模型本身的設(shè)定并不穩(wěn)健，按東中西部劃分三大地區(qū)或者按人均GDP將各省市劃分為高中低收入三個(gè)類別，這樣的分組方法并不能有效捕捉到OFDI就業(yè)效應(yīng)的地區(qū)差異，OFDI對(duì)于就業(yè)的影響還受到很多其他因素的共同作用和影響。

在OFDI就業(yè)效應(yīng)的影響因素方面，Becker等[11]和OECD[12]的研究都表明，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將對(duì)OFDI的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生重要影響，高收入國(guó)家更可能從OFDI中獲得就業(yè)的增長(zhǎng)，而低收入國(guó)家在OFDI后會(huì)帶來(lái)國(guó)內(nèi)就業(yè)的外流。姜亞鵬和王飛[16]研究了進(jìn)出口在OFDI對(duì)就業(yè)的影響中扮演的重要作用，指出OFDI可以通過(guò)對(duì)外貿(mào)易的渠道對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)帶來(lái)影響。Mitra和Ranjan[17]則認(rèn)為，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力市場(chǎng)的完善與否將影響OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的作用。在完全競(jìng)爭(zhēng)的勞動(dòng)力市場(chǎng)中，OFDI部門中轉(zhuǎn)移出來(lái)的勞動(dòng)力能夠很快地轉(zhuǎn)移到非OFDI部門中去，OFDI部門的企業(yè)總部所需的高端管理人才也可以很快從市場(chǎng)中得到補(bǔ)充，因而OFDI帶來(lái)的總的就業(yè)效應(yīng)應(yīng)該為正；如果勞動(dòng)力市場(chǎng)存在較大的摩擦，勞動(dòng)力不能在部門之間快速流動(dòng)，OFDI對(duì)整個(gè)社會(huì)的就業(yè)效應(yīng)就為負(fù)。Senses[18]的研究表明不同地區(qū)的勞動(dòng)力技能結(jié)構(gòu)對(duì)于OFDI的就業(yè)效應(yīng)有著不同的影響，而Morrison和Siegel[19]也指出，勞動(dòng)者人力資本水平越高的地區(qū)，OFDI越有可能促進(jìn)就業(yè)。

然而，上述研究多數(shù)都只關(guān)注某一特定因素對(duì)OFDI就業(yè)效應(yīng)的影響，檢驗(yàn)方法也基本以分組回歸和引入交乘項(xiàng)為主，但是這兩種方法都存在一些不足：分組檢驗(yàn)方法的效果依賴于分組標(biāo)準(zhǔn)的選擇，但是在實(shí)際研究中很難以某一客觀的方法選擇一個(gè)恰當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)，標(biāo)準(zhǔn)選擇的好壞也無(wú)法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，因而存在較強(qiáng)的主觀性，并不能反映真實(shí)的數(shù)據(jù)差異。引入交乘項(xiàng)的方法雖然可以估計(jì)出門檻值，但是交乘項(xiàng)引入的具體形式并沒(méi)有確定的標(biāo)準(zhǔn)，因而最終檢驗(yàn)的科學(xué)性仍然值得懷疑[20]。Hansen[21]提出的門限面板模型能夠很好地彌補(bǔ)這兩種方法的不足，它不僅能夠估計(jì)出門限值，而且能夠?qū)﹂T限值的真實(shí)性做出統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。李梅和柳士昌[20]運(yùn)用該方法研究了OFDI逆向技術(shù)溢出的吸收門限效應(yīng)，本文也將借鑒此方法，研究OFDI對(duì)就業(yè)影響的門限效應(yīng)。

三、 OFDI影響就業(yè)傳導(dǎo)機(jī)制與門限特征

（一）OFDI影響就業(yè)的傳導(dǎo)機(jī)制

從理論上看，OFDI主要通過(guò)對(duì)外貿(mào)易、利潤(rùn)回流再投資和逆向技術(shù)溢出三條路徑對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生影響。

1.對(duì)外貿(mào)易渠道

OFDI與對(duì)外貿(mào)易是一國(guó)參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)的兩種重要渠道，也是企業(yè)進(jìn)行國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的兩種最主要模式。OFDI與出口之間存在著緊密的聯(lián)系，而出口變動(dòng)對(duì)我國(guó)就業(yè)有著顯著的影響，因此，對(duì)外貿(mào)易渠道是OFDI影響就業(yè)變動(dòng)的主要渠道。Blonigen[22]就認(rèn)為水平型OFDI將替代出口，而垂直型的OFDI則會(huì)促進(jìn)出口。蔣冠宏和蔣殿春[1]對(duì)我國(guó)的研究表明，生產(chǎn)轉(zhuǎn)移型的OFDI會(huì)在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)競(jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)品，對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品形成替代，而商貿(mào)服務(wù)型OFDI則有助于擴(kuò)大市場(chǎng)規(guī)模，促進(jìn)出口增長(zhǎng)。顧雪松等[23]則發(fā)現(xiàn)只要我國(guó)的OFDI投資到與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異大的國(guó)家，都會(huì)促進(jìn)國(guó)內(nèi)商品的出口?？偟膩?lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)多數(shù)認(rèn)為隨著OFDI存量的增加，OFDI對(duì)于出口的影響將經(jīng)歷從擠出到促進(jìn)的轉(zhuǎn)變，最終出口的增加引致對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力的需求。

2.投資利潤(rùn)再投資渠道

OFDI會(huì)通過(guò)影響國(guó)內(nèi)投資從而影響到就業(yè)。在短期內(nèi)看，在國(guó)內(nèi)資本總量一定的情況下，資本外流減少了國(guó)內(nèi)的投資，會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)帶來(lái)負(fù)面的影響。但從長(zhǎng)期來(lái)看，OFDI會(huì)通過(guò)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和外溢效應(yīng)促進(jìn)國(guó)內(nèi)投資的增長(zhǎng)。OFDI豐富了國(guó)內(nèi)資本的投資渠道，提高了國(guó)內(nèi)資本的配置效率，海外利潤(rùn)回流重新轉(zhuǎn)化為資本投資到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)部門[24]，也會(huì)促進(jìn)國(guó)內(nèi)就業(yè)的增長(zhǎng)。Herzer和Schrooten[25]在對(duì)比研究了美國(guó)與德國(guó)的OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資和就業(yè)的影響時(shí)指出，OFDI帶來(lái)的國(guó)內(nèi)投資效應(yīng)和就業(yè)效果，取決于不同國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與勞動(dòng)力市場(chǎng)狀況，對(duì)于德國(guó)這種勞動(dòng)力成本較高的國(guó)家，OFDI帶來(lái)了更多的海外投資機(jī)會(huì)，將會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)投資和就業(yè)產(chǎn)生替代作用，而對(duì)于市場(chǎng)機(jī)制較為完善的美國(guó)，OFDI會(huì)通過(guò)利潤(rùn)回流的方式促進(jìn)國(guó)內(nèi)的投資增長(zhǎng)和就業(yè)增加。

3.逆向技術(shù)溢出渠道

OFDI會(huì)給母國(guó)帶來(lái)逆向技術(shù)溢出，促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的提高[4]。技術(shù)獲取型的OFDI直接利用國(guó)外先進(jìn)技術(shù)專利，提高了國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)技術(shù)水平，為了充分消化吸收國(guó)外技術(shù)，總部也需要招聘更多高技術(shù)的研發(fā)人員。生產(chǎn)轉(zhuǎn)移、商貿(mào)服務(wù)和資源尋求型的OFDI雖然沒(méi)有直接得到技術(shù)的轉(zhuǎn)移，但是企業(yè)在走出去的全球化經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，將在參與更加廣泛的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中積累新的經(jīng)驗(yàn)，在與合作企業(yè)的合作中學(xué)習(xí)到新的管理方法、遍布全球的海外分支網(wǎng)絡(luò)提高了母國(guó)獲取市場(chǎng)信息的能力，有利于總部更快把握市場(chǎng)機(jī)會(huì)，做出科學(xué)的決策。從單個(gè)企業(yè)來(lái)看，OFDI的逆向技術(shù)溢出帶來(lái)的生產(chǎn)率提升，在短期內(nèi)可能引起資本和技術(shù)對(duì)于勞動(dòng)的替代，在總產(chǎn)量不變的情況下會(huì)減少企業(yè)的勞動(dòng)需求。但是，從行業(yè)和宏觀層面上看，技術(shù)效率較高的企業(yè)將會(huì)獲得更強(qiáng)的市場(chǎng)地位，利潤(rùn)水平的增加會(huì)使企業(yè)進(jìn)一步擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，引致企業(yè)對(duì)于勞動(dòng)力的需求的增加。OFDI帶來(lái)的生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)，將促進(jìn)勞動(dòng)力在行業(yè)和地區(qū)之間進(jìn)行流動(dòng)，新興行業(yè)將創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，生產(chǎn)率高、勞動(dòng)力市場(chǎng)完善的地區(qū)也將獲得更多的勞動(dòng)力資源。endprint

（二）OFDI影響就業(yè)的門限特征

從傳導(dǎo)機(jī)制的分析可以發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)于就業(yè)的影響可能同時(shí)存在替代效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)。一方面，OFDI帶來(lái)的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移，在海外生產(chǎn)競(jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)品，形成對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)的替代[5]。另一方面，OFDI對(duì)于國(guó)內(nèi)就業(yè)也具有創(chuàng)造效應(yīng)，主要體現(xiàn)在：（1）企業(yè)OFDI的目的是生產(chǎn)過(guò)程的全球化分布，在要素稟賦最豐富的地區(qū)進(jìn)行生產(chǎn)，降低了生產(chǎn)成本，從而增強(qiáng)母公司的競(jìng)爭(zhēng)力，有利于生產(chǎn)的擴(kuò)大，促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)；同時(shí)，集團(tuán)總部服務(wù)需求的增多也會(huì)引致對(duì)于高級(jí)管理人才的需求。（2）OFDI會(huì)帶來(lái)逆向的技術(shù)溢出效果，促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，從而促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)。

OFDI對(duì)就業(yè)總影響是替代效應(yīng)與創(chuàng)造效應(yīng)疊加的共同結(jié)果，經(jīng)由對(duì)外貿(mào)易渠道，OFDI對(duì)就業(yè)的影響會(huì)經(jīng)歷一個(gè)從擠出到擠入的過(guò)程，具體作用的方向既受到投資目的影響，也與東道國(guó)的就業(yè)創(chuàng)造能力有關(guān)。例如，企業(yè)在進(jìn)行OFDI之后，面對(duì)擴(kuò)大的市場(chǎng)，如果機(jī)器廠房等固定資產(chǎn)受限，企業(yè)的生產(chǎn)能力也很難在短期內(nèi)擴(kuò)大，因而對(duì)于就業(yè)的引致作用也較小。這樣的限制被稱為“門檻效應(yīng)”[20]，只有當(dāng)影響OFDI的就業(yè)效應(yīng)的某項(xiàng)因素超越某一門檻值水平時(shí)，OFDI對(duì)于就業(yè)的促進(jìn)作用才能充分發(fā)揮，我們對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)OFDI存量、固定資產(chǎn)投資、科技水平、對(duì)外開(kāi)放程度和勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性都可能成為影響OFDI的就業(yè)效應(yīng)的門檻變量：

1.OFDI存量

OFDI存量值自身大小對(duì)于OFDI的就業(yè)效應(yīng)就可能具有門限效應(yīng)。就對(duì)外貿(mào)易渠道而言，Becker等[11]就認(rèn)為OFDI將產(chǎn)業(yè)鏈的各部分分別配置在最具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的國(guó)家，從而降低經(jīng)營(yíng)成本，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因此從長(zhǎng)期來(lái)看OFDI可以促進(jìn)母國(guó)就業(yè)規(guī)模的提升，但在短期內(nèi)由于國(guó)內(nèi)資本流出，替代出口，可能對(duì)母國(guó)的就業(yè)產(chǎn)生替代效應(yīng)。Bruno和Falzoni[26]也指出跨國(guó)企業(yè)的海外擴(kuò)張是為了實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)投入的最小化，但是投入調(diào)整成本的存在會(huì)使得OFDI對(duì)就業(yè)影響的長(zhǎng)期效應(yīng)與短期效應(yīng)存在差別。在短期內(nèi)，OFDI打破了原來(lái)的生產(chǎn)均衡，投入偏離利潤(rùn)最大化的最優(yōu)投入，因而可能對(duì)就業(yè)帶來(lái)負(fù)向的影響，但隨著OFDI投入的進(jìn)一步增加，海外利潤(rùn)開(kāi)始顯現(xiàn)，借由投資利潤(rùn)再投資渠道的投資開(kāi)始增加，生產(chǎn)投入逐步調(diào)整到新的均衡狀態(tài)，規(guī)模效應(yīng)開(kāi)始發(fā)揮，因而會(huì)增加就業(yè)。

2.固定資產(chǎn)投資

固定資產(chǎn)投資是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力量，固定資產(chǎn)水平的高低對(duì)于一個(gè)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施水平和經(jīng)濟(jì)成長(zhǎng)都有著重要的作用。OFDI對(duì)就業(yè)的促進(jìn)，需要通過(guò)對(duì)外貿(mào)易、利潤(rùn)再投資和逆向技術(shù)溢出等渠道來(lái)實(shí)現(xiàn)，每一個(gè)渠道中，固定資產(chǎn)投資都發(fā)揮了重要的傳導(dǎo)作用。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)能力的擴(kuò)大，需要對(duì)機(jī)器設(shè)備廠房的投入；利潤(rùn)回流需要轉(zhuǎn)化為新增的固定資產(chǎn)投資才能促進(jìn)就業(yè)；研發(fā)與總部服務(wù)的提供也需要建立實(shí)驗(yàn)室、擴(kuò)大辦公場(chǎng)所。因此，只有固定資產(chǎn)投資達(dá)到一定的投入門檻值，與OFDI配套的相關(guān)條件得到滿足，OFDI才能產(chǎn)生最大的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)。

3.科技水平

地區(qū)科技發(fā)展水平的高低決定了對(duì)逆向技術(shù)溢出的吸收能力，當(dāng)科技水平較低時(shí)，OFDI帶來(lái)的逆向技術(shù)溢出并不顯著，由此渠道產(chǎn)生的就業(yè)促進(jìn)作用并不顯著，相反，如果地區(qū)技術(shù)水平較高，母公司具有更強(qiáng)的研發(fā)實(shí)力，生產(chǎn)更多的總部服務(wù)，也會(huì)創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。

4.對(duì)外開(kāi)放程度

對(duì)外開(kāi)放程度越高，對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模越大，OFDI引起的出口增長(zhǎng)的幅度也就越大，引致的生產(chǎn)擴(kuò)大和就業(yè)增長(zhǎng)也就越多。對(duì)外開(kāi)放程度高的地區(qū)，更加容易獲取國(guó)際市場(chǎng)信息、熟悉國(guó)際商務(wù)規(guī)則、國(guó)際資本流動(dòng)更加頻繁、利潤(rùn)回流轉(zhuǎn)化為資本再投資的效率更高、渠道更廣。同時(shí)，對(duì)外開(kāi)放程度高的地區(qū)獲取國(guó)外技術(shù)轉(zhuǎn)移的機(jī)會(huì)也更多，參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的經(jīng)驗(yàn)也更豐富，因此，借由技術(shù)溢出渠道帶來(lái)的就業(yè)效應(yīng)也更高?？偟膩?lái)看，對(duì)外開(kāi)放程度會(huì)同時(shí)影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的三個(gè)傳導(dǎo)渠道，只有對(duì)外開(kāi)放程度達(dá)到一定水平，OFDI的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)才能充分發(fā)揮。

5.勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性

OFDI不僅會(huì)帶來(lái)某一行業(yè)內(nèi)的就業(yè)變動(dòng)，還會(huì)促使勞動(dòng)力在行業(yè)間進(jìn)行轉(zhuǎn)移。Kambourov[27]指出在研究全球化對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)變動(dòng)的影響時(shí)，除了考慮勞動(dòng)力的特征變量，應(yīng)當(dāng)考慮勞動(dòng)力市場(chǎng)的制度因素。在眾多影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因素中，勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性會(huì)增加企業(yè)解雇和招聘的成本，從而阻礙了OFDI后勞動(dòng)力的正常轉(zhuǎn)移。我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在著多元分割的現(xiàn)象，由于編制等特殊制度的存在，國(guó)有部門面臨著更高的解雇與招聘的成本，國(guó)有部門的工資形成機(jī)制也缺乏市場(chǎng)基礎(chǔ)，扭曲了勞動(dòng)力市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格，阻礙了勞動(dòng)力的自由流動(dòng)，因而可能會(huì)影響OFDI之后的勞動(dòng)力需求的實(shí)現(xiàn)。[WTBX]

四、 模型設(shè)定與變量選擇

（一）基準(zhǔn)模型的設(shè)定

參照Desai等相關(guān)研究[2830]的方法，一個(gè)代表性對(duì)外直接投資企業(yè)的資本投入可以區(qū)分為國(guó)內(nèi)的資本存量Kdit和投入到國(guó)外的資本存量Kfit兩個(gè)部分，企業(yè)的產(chǎn)出Yit是國(guó)內(nèi)、國(guó)外資本和勞動(dòng)投入Lit共同作用的結(jié)果，因此，生產(chǎn)函數(shù)可以表達(dá)為如下形式：

Yit=Aitf（Lit，Kdit，Kfit）[JY]（1）

進(jìn)一步，代表性企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)可以表示為：

πit=pitYit-witLit-rditKdit-rfitKfit[JY]（2）

其中，Ait為全要素生產(chǎn)率，代表資本和勞動(dòng)以外其他因素的作用，pit表示產(chǎn)品價(jià)格，wit為工資水平，rdit和rfit分別為國(guó)內(nèi)和國(guó)外資本的價(jià)格。求企業(yè)利潤(rùn)最大化的一階條件：

[SX（]πit[]Lit[SX）]=pitAit[SX（]f（Lit，Kdit，Kfit）[]Lit[SX）]-wit=0[JY]（3）

與張建剛等[7]的做法一致，假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)的形式為：endprint

f（Lit，Kdit，Kfit）=（Kdit）α（Kfit）β（Lit）γ[JY]（4）

將（4）式帶入（3）式，取對(duì)數(shù)整理后，就可以得到勞動(dòng)的需求函數(shù)為：

lnLit=[SX（]ln（γpit）[]1-γ[SX）]+[SX（]1[]1-γ[SX）]lnAit+[SX（]α[]1-γ[SX）]lnKdit+

[SX（]β[]1-γ[SX）]lnKfit-[SX（]1[]1-γ[SX）]lnwit[JY]（5）

其中，0<α<1，0<γ<1，對(duì)β的取值沒(méi)有任何先驗(yàn)的假設(shè)，這正是本文想要探究的問(wèn)題，如果β>0，表示投資到國(guó)外的資本對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)有促進(jìn)作用，如果β<0，則說(shuō)明投資到國(guó)外的資本擠出了國(guó)內(nèi)的就業(yè)。

假定投資到國(guó)外的資本都是以對(duì)外直接投資的形式存在，則國(guó)外資本存量Kfit可以用對(duì)外直接投資存量OFDIit來(lái)代替，對(duì)參數(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)化，得到本文實(shí)證所用的基準(zhǔn)模型為：

lnLit=α0+α1lnpit+α2lnAit+α3lnKdit+

α4lnOFDIit+α5lnwit[JY]（6）

（二）門限面板模型的設(shè)定、估計(jì)與檢驗(yàn)

1.門限面板模型的基本設(shè)定

門限面板模型是由Hansen[21]在分組變量回歸的基礎(chǔ)上發(fā)展出來(lái)的，解決了人為指定分組值的隨意性問(wèn)題，能夠研究自變量對(duì)于因變量分段、非線性的影響。

模型的基本形式為：

yit=x′[KG-*3]itβ1I（qit≤γ）+x′[KG-*3]itβ2I（qit>γ）+εit[JY]（7）

其中，i=1，2，…，N表示不同的個(gè)體，t=1，2，…，T表示時(shí)期，qit為門限變量，yit和xit分別為被解釋變量和解釋變量。I（·）為指標(biāo)函數(shù)，括號(hào)內(nèi)條件成立時(shí)取值為1，不成立時(shí)取值為0，那么依據(jù)門限變量qit與門限值γ的相對(duì)大小，我們就可以將樣本觀察值分為兩個(gè)獨(dú)立的區(qū)間，在各個(gè)區(qū)間內(nèi)，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度有所差別，表現(xiàn)在回歸系數(shù)β1與β2的不同上。與傳統(tǒng)的分樣本回歸方法人為指定分類標(biāo)準(zhǔn)不同，門限面板模型假定門限值γ是內(nèi)生的，是從模型中估計(jì)出來(lái)從而作為分組標(biāo)準(zhǔn)，這樣就可以真正地反映解釋變量對(duì)于被解釋變量影響的非線性。

2.門限面板模型的估計(jì)

為了表述方便，可以將（7）式進(jìn)一步寫(xiě)成更為緊湊的形式：

yit=x′[KG-*3]it（γ）β+εit[JY]（8）

其中：β=（β′[KG-*3]1，β′[KG-*3]2）′，xit（γ）=[JB（{][HL（1]xitI（qit≤γ）xitI（qit>γ）[HL）][JB）}]

在給定γ的條件下，可以采用普通最小二乘法直接對(duì)（8）式進(jìn)行估計(jì)，得到β的一致估計(jì)量，即：

[AKβ^]（γ）=[X′（γ）X（γ）]-1X′（γ）Y[JY]（9）

Y、X（γ）分別為被解釋變量矩陣與解釋變量矩陣，[AKβ^]（γ）=[X′（γ）X（γ）]-1X′（γ）Y為β1與β2的最小二乘估計(jì)。此時(shí)，可以得到殘差向量為：[AKe^D]（γ）=Y-X（γ）[AKβ^]（γ），殘差平方和為：S（γ）=[AKe^D]′（γ）[AKe^D]（γ）。

通過(guò)最小化S（γ），就可以求得γ的估計(jì)值，即：

[AKγ^]=argminS（γ）[JY]（10）

3.門限面板模型的假設(shè)檢驗(yàn)

在先驗(yàn)地假設(shè)門限效應(yīng)存在的情況下，我們通過(guò)最小二乘法的估計(jì)，可以得到門限值和回歸系數(shù)的一致估計(jì)。但是，門限效應(yīng)是否存在，估計(jì)出的門限值又是否等于真實(shí)的門限值，還需要做統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)。

首先，我們需要檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否真實(shí)存在。原假設(shè)為不存在門限效應(yīng)H0：β1=β2，即解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響不隨樣本區(qū)間的變動(dòng)而變動(dòng)。在原假設(shè)成立的條件下，相當(dāng)于對(duì)模型施加了β1=β2的約束條件，此時(shí)門限值γ是無(wú)法識(shí)別的，也就是說(shuō)無(wú)法得到唯一的γ使得（10）式成立。此時(shí)，模型退化為yit=x′[KG-*3]itβ1+εit，采用普通最小二乘法，就可以得到β1的估計(jì)量[AKβ^]1，相應(yīng)的殘差為[AKe～D]it，殘差平方和為S0=[AKe～D]′[KG-*3]it[AKe～D]it，構(gòu)造檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量：

F=[SX（]S0-S（[AKγ^]）[]σ2e[SX）]=[SX（]S0-S（[AKγ^]）[]S（[AKγ^]）/N（T-1）[SX）][JY]（11）

但需要注意的是，在原假設(shè)下，F(xiàn)的漸進(jìn)分布不再是標(biāo)準(zhǔn)卡方分布，無(wú)法通過(guò)查表得到臨界值?？梢圆捎肂ootstrap方法對(duì)原始樣本進(jìn)行重抽樣，從而獲得其一階漸進(jìn)分布。假定重抽樣后計(jì)算得到了一系列的F值：F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)B，記由原始樣本估計(jì)得到的F值為F0，那么就可以計(jì)算一個(gè)經(jīng)驗(yàn)P值：

P=[SX（]∑[DD（]B[]b=1[DD）]I（Fb>F0）[]B[SX）][JY]（12）

如果P值越大，那么抽樣過(guò)程中得到F值大于初始F0值的比例就越高，S0與S（γ）的差異就越小，就越難以拒絕不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)；反之，如果P值越小，小于我們?cè)O(shè)定的臨界值水平（如5%），我們就可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在門限效應(yīng)。

其次，我們?cè)诖_認(rèn)存在門限效應(yīng)的情況下，還需要檢驗(yàn)門限值是否等于真實(shí)值。顯然，檢驗(yàn)估計(jì)出的門限值與真實(shí)值是否相等的原假設(shè)為H0：[AKγ^]=γ0，相應(yīng)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)設(shè)定為：

LR（γ）=[SX（]S（γ）-S（[AKγ^]）[][AKσ^D]2[SX）][JY]（13）

同前面的F統(tǒng)計(jì)量類似，此處的LR統(tǒng)計(jì)量的分布也是非標(biāo)準(zhǔn)的，無(wú)法通過(guò)查表來(lái)得到臨界值。Hansen[21]提出了一種構(gòu)造非拒絕域的經(jīng)驗(yàn)方法：endprint

c（α）=-2ln（1-[KF（]1-α[KF）]）[JY]（14）

其中，α表示顯著性水平，如果LR（γ0）≤c（α），則不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明估計(jì)得到的門限值就是真實(shí)門限值。

（二）變量與數(shù)據(jù)

本文使用2004—2014年我國(guó)29個(gè)省市的平衡面板數(shù)據(jù)（刪除了數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的西藏，重慶的數(shù)據(jù)并入四川），OFDI數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.被解釋變量為各省就業(yè)量，采用城鎮(zhèn)就業(yè)人員年末人數(shù)（萬(wàn)人）來(lái)衡量。核心解釋變量為OFDI，采用我國(guó)歷年對(duì)外直接投資公報(bào)中公布的各省OFDI存量數(shù)據(jù)，按照當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣計(jì)價(jià)，再通過(guò)GDP平減指數(shù)統(tǒng)一轉(zhuǎn)化為2000年的價(jià)格。

2.控制變量：

資本存量水平Kit：采用永續(xù)盤存法進(jìn)行計(jì)算

Kit=Kit-1（1-δ）+Iit[JY]（15）

i地區(qū)在t年的資本存量Kit等于其前一年的資本存量Kit-1扣除掉折舊δKit-1，加上新增投資Iit。由于我國(guó)并沒(méi)有公布過(guò)資本存量數(shù)據(jù)，學(xué)術(shù)界多數(shù)對(duì)于資本存量的研究大多都參照張軍等[31]的估計(jì)，本文也沿用這一思路，使用他們估計(jì)的2000年價(jià)格計(jì)算的2000年各省的資本存量作為基期，折舊率取96%，[JP2]新增投資使用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，并按固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算到2000年的價(jià)格水平，然后按照永續(xù)盤存法計(jì)算出各地區(qū)歷年的資本存量水平。[JP]

其他變量方面，Ait為全要素生產(chǎn)率，在資本存量的基礎(chǔ)上使用索洛剩余法估計(jì)得到；物價(jià)水平pit使用以2000年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)；工資水平wit采用城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資。門限變量中，科技水平采用地區(qū)人均專利授權(quán)數(shù)，對(duì)外開(kāi)放程度采用進(jìn)出口總額的與GDP之比來(lái)衡量，參照余官勝[32]的做法，本文使用國(guó)有部分就業(yè)人數(shù)占比來(lái)衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)的剛性。[WTBZ]

五、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性結(jié)果分析

表1中給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表中可以看出，我國(guó)各省區(qū)2004—2014年OFDI存量的均值為1213億元，最大值達(dá)到2228億元，最小值僅有006億元，中位數(shù)為3394億元，明顯低于均值，說(shuō)明OFDI在省份之間波動(dòng)較大，[JY]且多數(shù)樣本都[LL]集中在較低的水平。就業(yè)人數(shù)上看，樣本期內(nèi)全國(guó)各省區(qū)平均就業(yè)人數(shù)為44015萬(wàn)人，標(biāo)準(zhǔn)差為30147萬(wàn)人。控制變量方面，全要素生產(chǎn)率均值為0719，資本存量平均為24227億元，物價(jià)指數(shù)平均為1097%，平均工資為33587元。從門限變量上看，每萬(wàn)人專利申請(qǐng)數(shù)平均為758項(xiàng)，但是最多的為2014年的北京市，達(dá)到每萬(wàn)人6417項(xiàng)，而最低的2004年的青海省，平均每5萬(wàn)人才有一項(xiàng)?？萍佳邪l(fā)水平的巨大差異將可能對(duì)OFDI后的逆向技術(shù)溢出和總部服務(wù)的增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)總就業(yè)水平產(chǎn)生不同的作用。固定資產(chǎn)投資平均水平為57478億元，標(biāo)準(zhǔn)差為50213億元；勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性指標(biāo)均值為0545，說(shuō)明國(guó)有部門仍然是我國(guó)城鎮(zhèn)就業(yè)崗位的主要提供者，對(duì)外開(kāi)放程度上，平均水平為033，最高的達(dá)到了191，沿海與內(nèi)陸地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度存在較大的差異，[JY]預(yù)期這種差異也會(huì)變量的相關(guān)性與外生性兩個(gè)條件。表3中給出了內(nèi)生性檢驗(yàn)和工具變量有效性檢驗(yàn)的結(jié)果。首先，檢驗(yàn)解釋變量lnOFDI是否具有內(nèi)生性，DavidsonMacKinnon統(tǒng)計(jì)量值為4013，在10%的水平上拒絕了解釋變量外生的原假設(shè)，HausmanDubinWu檢驗(yàn)結(jié)果也表明，解釋變量存在著內(nèi)生性，直接進(jìn)行估計(jì)得到的系數(shù)估計(jì)值將是有偏的。在確定模型存在內(nèi)生性，采用工具變量控制內(nèi)生性后，還應(yīng)該對(duì)工具變量的選擇是否合理有效進(jìn)行檢驗(yàn)。采用異方差穩(wěn)健的KleibergenPaaprk LM檢驗(yàn)表明，工具變量并不存在識(shí)別不足的問(wèn)題，KleibergenPaaprk Wald結(jié)果也顯示，模型中選用的工具變量與解釋變量存在較強(qiáng)的相關(guān)性，不存在弱工具變量的問(wèn)題。最后，HansenJ統(tǒng)計(jì)量不能拒絕過(guò)度識(shí)別的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量滿足外生性條件，且與解釋變量相關(guān)，是一個(gè)合理有效的工具變量。

模型（6）相對(duì)于模型（5）來(lái)看，在控制了解釋變量的內(nèi)生性之后，OFDI對(duì)于就業(yè)的作用變得顯著，就業(yè)的OFDI彈性系數(shù)為00455，說(shuō)明OFDI確實(shí)能夠促進(jìn)就業(yè)的增長(zhǎng)。[JP2]模型（7）則是在模型（6）的基礎(chǔ)上，引入了中部地區(qū)與西部地區(qū)兩個(gè)虛擬變量，并將這兩個(gè)虛擬變量與lnOFDI做交乘項(xiàng)，以研究OFDI就業(yè)效應(yīng)的地區(qū)差異。從回歸結(jié)果看，lnOFDI前的系數(shù)變大，兩個(gè)交乘項(xiàng)的系數(shù)都顯著為負(fù)，這說(shuō)明從地區(qū)分布來(lái)看，OFDI對(duì)就業(yè)的促進(jìn)作用在東部表現(xiàn)的最為明顯，在中部稍弱，彈性系數(shù)下降了00141，[JP]而在西部地區(qū)，就業(yè)的OFDI彈性為00222，顯著低于全國(guó)平均水平。

搜索法分別求每一次估計(jì)的殘差平方和，當(dāng)門限估計(jì)值為25445時(shí)，殘差平方和取得最小，此時(shí)通過(guò)1000次Bootstrap可以求得該門限值的F統(tǒng)計(jì)量為18774，伴隨概率P值為0043，對(duì)照臨界值可以發(fā)現(xiàn)，該模型在5%的水平下拒絕了不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)，說(shuō)明OFDI本身對(duì)于OFDI的就業(yè)效應(yīng)是存在著分段的影響的。進(jìn)一步計(jì)算LR值，當(dāng)門限值取25445時(shí)，LR值達(dá)到最小，且低于5%顯著性水平下的臨界值735，證明估計(jì)出的門限值是等于真實(shí)值的。從表5中的門限面板回歸結(jié)果來(lái)看，當(dāng)OFDI大于門限值25445時(shí)，就業(yè)的OFDI彈性系數(shù)為00462，而若OFDI存量低于門限值，OFDI對(duì)就業(yè)的促進(jìn)作用下降到00217。由此可以認(rèn)為，OFDI對(duì)于就業(yè)的促進(jìn)作用是隨著OFDI存量的增加而加快的。當(dāng)OFDI存量較低時(shí)，企業(yè)海外經(jīng)營(yíng)規(guī)模小，利潤(rùn)回流能力有限、逆向技術(shù)溢出也不明顯，總部的協(xié)調(diào)研發(fā)等職能還不突出，當(dāng)OFDI超過(guò)門檻值后，OFDI帶來(lái)的規(guī)模效應(yīng)逐步體現(xiàn)，對(duì)于就業(yè)的促進(jìn)作用也明顯增大。從省際差異來(lái)看，在2014年，全國(guó)各省區(qū)中只有廣東、上海、山東、北京、endprint

[FL）]

江蘇、浙江、遼寧跨過(guò)了該門檻值，中西部地區(qū)走出去步伐的滯后制約了OFDI就業(yè)效應(yīng)的發(fā)揮。

投資水平的門限估計(jì)值為821353億元，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為23175，在5%的條件下顯著，LR檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)門限值確實(shí)存在。從回歸結(jié)果看，當(dāng)投資水平低于門限值時(shí)，OFDI增加一個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)促進(jìn)就業(yè)水平增加00279百分點(diǎn)，這種促進(jìn)作用在5%的顯著性水平下顯著。如果某地區(qū)的投資水平跨越了該門檻，那么OFDI增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)帶來(lái)的就業(yè)的增長(zhǎng)將達(dá)到00403，顯著高于低投資水平下的效果。在2014年，我國(guó)各省區(qū)平均固定資本投資為1061771億元，山東、江蘇、遼寧等16個(gè)省份都跨越了該門檻值。

科技水平的門限估計(jì)值為2143，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為43935，在1%顯著性水平下拒絕了不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)，LR檢驗(yàn)也證實(shí)了估計(jì)出的門限值合理性。從門限面板回歸的結(jié)果來(lái)看，如果某地區(qū)每萬(wàn)人專利申請(qǐng)數(shù)低于2143，科技水平較為落后，OFDI對(duì)于就業(yè)有顯著的負(fù)向作用，OFDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)擠出就業(yè)00103個(gè)百分點(diǎn)，而對(duì)于那些跨越了該門檻的地區(qū)而言，OFDI對(duì)于就業(yè)量有顯著的正向作用。在2014年，我國(guó)僅有江蘇、北京、浙江、天津、上?？缭竭^(guò)了這一門檻，由此可見(jiàn)，科技水平的不足是制約我國(guó)OFDI就業(yè)效應(yīng)充分發(fā)揮的重要原因。

勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性的門限估計(jì)值為0397，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為42724，門限效應(yīng)在1%的水平下顯著存在。當(dāng)國(guó)有部門就業(yè)人數(shù)較低，勞動(dòng)力市場(chǎng)流動(dòng)性較強(qiáng)時(shí)，OFDI對(duì)就業(yè)影響的彈性系數(shù)為00501，而當(dāng)國(guó)有部門就業(yè)比例超過(guò)門限值，勞動(dòng)力市場(chǎng)存在剛性時(shí)，OFDI對(duì)于就業(yè)促進(jìn)的系數(shù)下降到00328，說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性確實(shí)制約了我國(guó)就業(yè)人口的增長(zhǎng)。當(dāng)OFDI帶來(lái)的就業(yè)需求結(jié)構(gòu)變化時(shí)，國(guó)有部門的存在阻礙了勞動(dòng)力的自愿流動(dòng)，市場(chǎng)機(jī)制難以調(diào)節(jié)就業(yè)市場(chǎng)達(dá)到新的均衡，最終使得就業(yè)的增加低于理想狀況。從地區(qū)差異來(lái)看，2014年，上海、江蘇、浙江、廣東、福建等東部省份跨過(guò)了該門檻，中部的河南、安徽、湖北也達(dá)到了這一標(biāo)準(zhǔn)。

對(duì)外開(kāi)放程度的門限值為0416，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為34321，門限效應(yīng)在5%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果看，如果對(duì)外開(kāi)放程度低于門限值，OFDI對(duì)就業(yè)水平有著顯著的負(fù)向影響，OFDI每提高1個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)就業(yè)將下降00276個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放程度超過(guò)門限值后，OFDI對(duì)就業(yè)的影響變?yōu)檎颍琜JP2]且彈性達(dá)到00789，高于其他模型中的估計(jì)結(jié)果，由此可以看出，對(duì)外開(kāi)放程度的高低，是影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的最主要因素。2014年，[JP]我國(guó)只有福建、浙江、天津、江蘇、廣東、上海、北京跨越了這一門檻。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1） 內(nèi)生性問(wèn)題的再檢驗(yàn)：為了處理OFDI存量數(shù)據(jù)的內(nèi)生性問(wèn)題，除了在模型中使用OFDI存量的滯后一階、滯后兩階項(xiàng)作為工具變量外，我們還嘗試使用了OFDI流量的滯后一階、滯后兩階項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行回歸，相關(guān)回歸結(jié)果并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性差異，主要變量的系數(shù)和顯著性水平都沒(méi)有發(fā)生大的變化。

（2） 門限變量的穩(wěn)健性估計(jì)：在估計(jì)得到門限值后，除了文中報(bào)告的使用了Bootstrap1000次計(jì)算的F值和P值的結(jié)果，我們還分別進(jìn)行過(guò)Bootstrap2000、4000次的嘗試，門限值的顯著性水平并沒(méi)有發(fā)生變化，說(shuō)明本文尋找得到的門限值是穩(wěn)健可靠的。

六、 結(jié)論與啟示

本文利用2004—2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響，并考察了影響OFDI就業(yè)效應(yīng)的相關(guān)變量的作用程度和門限特征。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）總體上，OFDI對(duì)于我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)具有積極的作用，但是地區(qū)差異明顯，促進(jìn)作用呈現(xiàn)東、中、西部逐步遞減的趨勢(shì)。

（2）OFDI對(duì)就業(yè)的作用需要通過(guò)對(duì)外貿(mào)易、投資、逆向技術(shù)溢出等渠道來(lái)傳導(dǎo)，OFDI存量大小、投資水平、科技發(fā)展水平、勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性和對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)OFDI的就業(yè)效應(yīng)存在門檻影響。

（3）OFDI存量大小、投資水平、勞動(dòng)力市場(chǎng)的流動(dòng)性能夠促進(jìn)OFDI就業(yè)效應(yīng)的發(fā)揮，當(dāng)這些變量的取值超越特定的門限水平后，OFDI對(duì)于就業(yè)的促進(jìn)作用將顯著增大。

（4）科技發(fā)展水平和對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)于OFDI就業(yè)效應(yīng)的影響，則具有更強(qiáng)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)性，當(dāng)這些變量取值較低時(shí)，OFDI對(duì)就業(yè)有著負(fù)向的影響，而當(dāng)這些變量取值超過(guò)特定的門限水平后，OFDI將顯著促進(jìn)就業(yè)的增長(zhǎng)。

本文的啟示在于，OFDI的快速增長(zhǎng)在為企業(yè)帶來(lái)豐厚的資本回報(bào)的同時(shí)，也將在宏觀層面促進(jìn)國(guó)內(nèi)的就業(yè)增長(zhǎng)。通過(guò)鼓勵(lì)企業(yè)更多地走出去參與全球競(jìng)爭(zhēng)與產(chǎn)能合作，能夠?yàn)榻鉀Q國(guó)內(nèi)就業(yè)問(wèn)題提供新的思路與參考。但是OFDI的就業(yè)效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異，不同地區(qū)在推動(dòng)OFDI時(shí)應(yīng)因地而異，不可盲目跟風(fēng)。東部地區(qū)應(yīng)加大對(duì)走出去的企業(yè)的支持力度，提高總部服務(wù)的支持能力，促進(jìn)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)的技術(shù)外溢；中西部地區(qū)則應(yīng)著力做好自身基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場(chǎng)制度的完善，有選擇地培育優(yōu)秀企業(yè)對(duì)外投資。OFDI的就業(yè)效應(yīng)的充分發(fā)揮需要其他經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、社會(huì)條件的綜合作用。在進(jìn)一步擴(kuò)大開(kāi)放，為企業(yè)走出去創(chuàng)造便利條件的同時(shí)，政府還應(yīng)著力完善資本市場(chǎng)、提高資本的配置效率；重視科技研發(fā)與教育投入，提升地區(qū)人力資本質(zhì)量；完善勞動(dòng)力市場(chǎng)制度，破除阻礙勞動(dòng)力跨區(qū)域、跨行業(yè)流動(dòng)的各種障礙。

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[HT5K][JY]責(zé)任編輯、 校對(duì)： 李再揚(yáng)[FL）]endprint