對外直接投資及其對母國城鎮(zhèn)就業(yè)效應(yīng)研究

吳傳琦 張宗斌

[摘 要] 基于我國2007-2016年對外直接投資分行業(yè)數(shù)據(jù)，利用因子分析和廣義最小二乘回歸方法研究對外直接投資對于我國城鎮(zhèn)居民就業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)和制造零售業(yè)在七類對外直接投資中貢獻(xiàn)度較大，兩大行業(yè)投資貢獻(xiàn)度達(dá)87.59%。以兩類行業(yè)為代表的OFDI對于母國就業(yè)產(chǎn)生了不同程度的正向效應(yīng)，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)的就業(yè)影響效應(yīng)為制造零售業(yè)的1.5倍，近些年的科技進(jìn)步給服務(wù)業(yè)帶來了強(qiáng)大的發(fā)展動力。另外，經(jīng)濟(jì)增長、固定資產(chǎn)投資、工資水平等因素對城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生了較大影響。

[關(guān)鍵詞] OFDI;城鎮(zhèn)就業(yè);行業(yè)產(chǎn)業(yè);因子分析

[中圖分類號] F752.6;C813[文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A[文章編號] 1009-6043（2020）03-0086-05

一、引言

近年來，我國對外直接投資（OFDI）呈現(xiàn)穩(wěn)增長、廣維度、多層次的特點(diǎn)，為我國的經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展增添了新活力。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示了近年來我國OFDI持續(xù)的良好勢頭，從國際對比角度來看，2016年全球外國直接投資流出流量1.45萬億美元，年末存量26.16萬億美元，以此為基數(shù)計(jì)算，2016年中國OFDI分別占全球當(dāng)年流量、存量的13.5%和5.2%，流量承上年繼續(xù)位列按全球國家（地區(qū)）排名的第2位，僅次于美國，占比較上年提升3.6個(gè)百分點(diǎn)，存量由2015年的第8位躍至第6位，占比提升0.8個(gè)百分點(diǎn)（數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議（UNCTAD）《2017世界投資報(bào)告》、《2016中國對外投資公報(bào)》）;從國內(nèi)自身角度來看，2007-2016年，我國OFDI流量和存量在保持每年穩(wěn)態(tài)增長的同時(shí)，近10年OFDI流量增長了639.9%，將近翻三番，進(jìn)一步從行業(yè)水平來看，以商務(wù)服務(wù)業(yè)為例，2016年OFDI流量值是2007年的11.73倍（數(shù)據(jù)來自2007-2016年《中國對外投資公報(bào)》）。由此可見，不論是國際對比還是我國自身發(fā)展，近十年我國OFDI保持著持續(xù)高質(zhì)量增長的水平。對于不同行業(yè)的OFDI而言，合理的投資組合具有就業(yè)溢出、技術(shù)溢出等正向效應(yīng)，在我國經(jīng)濟(jì)增長和良好的OFDI水平的帶動下，近十年來我國城鎮(zhèn)就業(yè)水平也體現(xiàn)出了穩(wěn)中有升的態(tài)勢。OFDI帶來的母國和東道國的經(jīng)濟(jì)增長直接促成了當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)水平的提升，這其中包括就業(yè)崗位的增加還是就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化等。

本文基于我國OFDI發(fā)展現(xiàn)狀以及社會總體就業(yè)水平，以我國城鎮(zhèn)就業(yè)水平為研究重點(diǎn)，以我國對外直接投資及其行業(yè)類別劃分為研究切入點(diǎn)，以宏觀數(shù)據(jù)為支撐，探討對外直接投資對于我國城鎮(zhèn)就業(yè)的影響并提出一定建議和討論。

二、文獻(xiàn)綜述與理論研究

國內(nèi)外有關(guān)對外直接投資與就業(yè)的研究歷經(jīng)了從理論研究到實(shí)證研究的過程。理論研究方面，早在20世紀(jì)初，赫克歇爾-俄林（H-O）的國際貿(mào)易理論中就提到對外投資和貿(mào)易自由化主要通過影響商品價(jià)格變動而影響就業(yè)和收入差距（Lawrence RZ，1995;Karimi Z，2008;Ha HV，Tran TQ，2017），宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，在加入直接投資或貿(mào)易的情況下，兩部門間勞動密集型產(chǎn)品和技術(shù)密集型產(chǎn)品會進(jìn)行自由貿(mào)易，進(jìn)而對當(dāng)?shù)貏趧恿Φ木蜆I(yè)水平產(chǎn)生了更高的要求（N.Gregory Mankiw，2011），二戰(zhàn)以后，日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論很好的將技術(shù)密集型產(chǎn)品的購買勞動密集型產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張與當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)聯(lián)系到了一起（楊先明，2000;張宗斌，2015;吳傳琦，2017）。后來國內(nèi)外一些學(xué)者將實(shí)證方法與各個(gè)理論結(jié)合起來，對OFDI與就業(yè)的相關(guān)理論進(jìn)行了證實(shí)（EckelC.，2010;羅良文，2007;周申、李可愛、易苗，2013;席艷樂，2015;張宗斌等，2019）。

近些年國內(nèi)外對于OFDI與就業(yè)的實(shí)證研究呈現(xiàn)出豐富化的特征。主要研究可大致分為三點(diǎn)：OFDI的就業(yè)溢出效應(yīng)、拐點(diǎn)門限效應(yīng)以及異質(zhì)性研究。首先，大部分學(xué)者認(rèn)為OFDI對母國就業(yè)產(chǎn)生了積極的影響，他們運(yùn)用多種計(jì)量方法對OFDI的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。OFDI對我國經(jīng)濟(jì)增長和居民就業(yè)均存在正向影響，同時(shí)，企業(yè)投資次數(shù)越多，對母國就業(yè)產(chǎn)生的正效應(yīng)會增強(qiáng)（FedericoS，MinervaGA.，2008;柴林如，2008;于超等，2011;李磊等，2016;曾小倩等，2017）;OFDI也可以通過影響到母國小微企業(yè)的發(fā)展，從而對當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)水平產(chǎn)生一定影響（王丹等，2018）。

然而，還有部分學(xué)者認(rèn)為OFDI對我國就業(yè)效應(yīng)存在地區(qū)差異、拐點(diǎn)或門限效應(yīng)。余官勝等通過加入對外投資的要素理論模型的理論分析，發(fā)現(xiàn)對外投資規(guī)模過小時(shí)不利于母國當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，而達(dá)到一定規(guī)模時(shí)會促進(jìn)就業(yè)，但超過一定規(guī)模時(shí)又會抑制就業(yè)（余官勝等，2013）;長期內(nèi)OFDI對我國就業(yè)的影響呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但最近8年間，我國OFDI對母國就業(yè)效應(yīng)在“一線城市”和沿海省份呈現(xiàn)微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系（姜亞鵬等，2012）;OFDI對我國東部地區(qū)的國民收入效應(yīng)更為明顯，對中西部的影響則相對較弱（賈媛，2015）;OFDI對我國就業(yè)影響存在明顯的異質(zhì)性，東、中、西部呈現(xiàn)遞減的趨勢，而OFDI存量大小、勞動力市場剛性等對OFDI的就業(yè)效應(yīng)存在門檻效應(yīng)（宋林等，2017）;對外直接投資對我國就業(yè)存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)，并且區(qū)域市場化程度越高的地區(qū)，OFDI對就業(yè)的長期促進(jìn)作用越強(qiáng)（WeiJ.，2017）。

另外，針對細(xì)分行業(yè)或產(chǎn)業(yè)的OFDI的就業(yè)效應(yīng)，許多學(xué)者進(jìn)行了異質(zhì)性研究。虛擬經(jīng)濟(jì)的OFDI比實(shí)體經(jīng)濟(jì)更能促進(jìn)國內(nèi)就業(yè)（ZhuJS，XieQY，EconomicsSO.，2016）;彭韶輝等研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)獲取型OFDI既有促進(jìn)就業(yè)的“規(guī)?！毙?yīng)，同時(shí)也有抑制就業(yè)的“遷移”效應(yīng)，并且在資本供給彈性足夠大的行業(yè)“規(guī)?！毙?yīng)將超過“遷移”效應(yīng)（彭韶輝等，2016）;OFDI總體上促進(jìn)了母國就業(yè)，但對母國就業(yè)影響出現(xiàn)“極化”現(xiàn)象，對高技術(shù)和低技術(shù)企業(yè)的就業(yè)產(chǎn)生了較大影響，而對中等技術(shù)企業(yè)的就業(yè)影響則較?。ɡ詈瓯龋?017）;零售業(yè)的OFDI增加和組織會對創(chuàng)造就業(yè)產(chǎn)生積極影響（Choukkar S，Mahapatra S，Keskar M.，2018），而與其他投資動機(jī)相比，商貿(mào)服務(wù)類投資則顯著增強(qiáng)了就業(yè)效應(yīng)（蔣冠宏，2016）。

綜上所述，國內(nèi)外有關(guān)對外直接投資及其就業(yè)效應(yīng)的研究較為成熟，對外直接投資的就業(yè)正效應(yīng)已被廣泛證實(shí)，但在分行業(yè)對外投資及其城鎮(zhèn)就業(yè)效應(yīng)方面仍偏少。本文在前人研究的基礎(chǔ)之上，以細(xì)分行業(yè)OFDI為切入點(diǎn)，利用因子分析和回歸方法對OFDI的母國城鎮(zhèn)就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行研究，試圖探索不同行業(yè)OFDI的貢獻(xiàn)率及其對于母國的就業(yè)效應(yīng)，并就此提出一定建議和討論。

三、數(shù)據(jù)與模型

（一）方法與模型

因子分析法始于1904年C.E.Spearman對學(xué)生成績的分析，之后在經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域有著廣泛的用途。在多個(gè)變量的變化過程中，除了一些特定因素之外，還受到一些共同因素的影響。這些共同因素稱為公因子，特殊因素稱為特殊因子。因子分析即是提出多個(gè)變量的公共影響因子的一種多元統(tǒng)計(jì)方法，它是主成分分析的推廣。文中為了更好的研究對外直接投資與就業(yè)之間的關(guān)系，將對外直接投資按照投資行業(yè)選取七大類進(jìn)行分析，選取了OFDI中有代表性的七類行業(yè)投資數(shù)據(jù)，利用因子分析的方法提取其中公共影響因子，最后將OFDI整合為兩類，這兩類數(shù)據(jù)能夠代表我國OFDI各行業(yè)的投資效果，然后將這兩類OFDI數(shù)據(jù)應(yīng)用于之后的回歸分析當(dāng)中，篩選后使得其對城鎮(zhèn)就業(yè)效應(yīng)的影響研究更富針對性和代表性。為避免數(shù)據(jù)可能存在的的異方差性和多重共線性，本文采取GLS廣義最小二乘回歸以及分步回歸方法，使得本文的實(shí)證分析更加具有可靠性。

在本文中，將OFDI歷年數(shù)據(jù)根據(jù)行業(yè)分為7類，每一類OFDI數(shù)據(jù)則為一類因子，試圖尋找相關(guān)的因子將其組成為一個(gè)集合，將7類數(shù)據(jù)縮小為更少的集合來代表OFDI的數(shù)據(jù)進(jìn)行之后的回歸分析。假設(shè)m個(gè)OFDI變量X的因子表達(dá)式為：

X=fA'+e （1）

公式（1）中，f成為公因子，A稱之為因子載荷，本文中因子即為OFDI各項(xiàng)行業(yè)的投資流量指標(biāo)。X的相關(guān)系數(shù)矩陣分解為：

公式（2）中，對于未旋轉(zhuǎn)的因子，？漬=1，？棕成為特殊度，即每個(gè)變量不屬于共性的部分，最后通過相關(guān)系數(shù)矩陣的分解和計(jì)算，結(jié)合其中共性因子，將不同因子組合成為集合。因子分析后最終得到m類集合，分別命名為OFDI_1，OFDI_2…OFDI_m，同時(shí)基于文獻(xiàn)分析和數(shù)據(jù)可得性，進(jìn)而建立以下計(jì)量模型分析OFDI對于母國城鎮(zhèn)就業(yè)的影響：

公式（3）中，Employed代表母國當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)就業(yè)水平，為被解釋變量，變量取對數(shù)處理，OFDI_m為因子分析后m種OFDI行業(yè)數(shù)據(jù)的集合，為主要解釋變量，變量取對數(shù)處理。wage代表城鎮(zhèn)人均工資水平，consumption代表城鎮(zhèn)人均消費(fèi)水平，GDP代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，fixed代表固定資產(chǎn)投資，security代表社會保險(xiǎn)基金支出，以上為控制變量，變量取對數(shù)處理。？茁m為m項(xiàng)主要解釋變量OFDI系數(shù)，？琢k（k=1，2…5）為控制變量系數(shù)，？籽0為常數(shù)項(xiàng)，？滋為誤差項(xiàng)。運(yùn)用廣義最小二乘回歸（GLS）進(jìn)行回歸分析。

數(shù)據(jù)的整理與處理和模型的建構(gòu)采用的計(jì)算機(jī)軟件為Stata13.1。

（二）數(shù)據(jù)與變量

由于我國商務(wù)部每年發(fā)布的《對外直接投資公報(bào)》從2006年開始細(xì)分行業(yè)投資數(shù)據(jù)，因此本文選取2007-2016年10年宏觀面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)有一定代表性和連續(xù)性。數(shù)據(jù)由國家統(tǒng)計(jì)局2007-2016年官方數(shù)據(jù)庫、2007-2016年《中國對外投資公報(bào)》、2007-2016年《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》以及2007-2016年《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》整理所得。

被解釋變量。本文選取城鎮(zhèn)就業(yè)水平為被解釋變量，利用每年城鎮(zhèn)就業(yè)勞動力合計(jì)數(shù)目作為代替變量，變量為連續(xù)變量。

核心解釋變量。本文選取我國OFDI流量為核心解釋變量，利用每年行業(yè)OFDI流量作為代替變量，變量為連續(xù)變量。根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)可得性，本文將對外直接投資行業(yè)分為7類，分別為制造業(yè)、服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、零售業(yè)、運(yùn)輸業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和農(nóng)林牧漁業(yè)，這七類行業(yè)覆蓋三大產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)行業(yè)和新興行業(yè)，是具有代表性的行業(yè)變量。本文首先利用因子分析提取行業(yè)數(shù)據(jù)，再進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析探討其對城鎮(zhèn)就業(yè)的效應(yīng)。

其他控制變量?；谖墨I(xiàn)、理論研究以及數(shù)據(jù)可得性，本文選取工資水平、消費(fèi)水平、經(jīng)濟(jì)增長水平、固定資產(chǎn)投資和社會保險(xiǎn)基金支出作為控制變量，其中，工資水平為每年城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資收入，消費(fèi)水平為每年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，經(jīng)濟(jì)增長水平為每年GDP值，固定資產(chǎn)投資為每年國家固定資產(chǎn)投入值，社會保險(xiǎn)基金支出為每年國家社會保險(xiǎn)基金財(cái)政支出值，控制變量涵蓋了經(jīng)濟(jì)增長等宏觀因素以及個(gè)人偏好等微觀因素。

數(shù)據(jù)賦值及客觀性事實(shí)統(tǒng)計(jì)見表1。

四、實(shí)證分析

（一）因子分析

進(jìn)行因子分析前將數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)與SMC檢驗(yàn)，KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗(yàn)與SMC檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是用于比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)。當(dāng)所有變量間的簡單相關(guān)系數(shù)平方和遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于偏相關(guān)系數(shù)平方和時(shí)，KMO值越接近于1，對于SMC值來講也是如此，意味著變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，原有變量越適合作因子分析。數(shù)據(jù)的KMO檢驗(yàn)與SMC檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果來看，七個(gè)變量平均KMO值為0.8350，各個(gè)OFDI行業(yè)數(shù)據(jù)變量的SMC值基本趨近于1，數(shù)據(jù)將會得到較好擬合和解釋，因此選擇進(jìn)行下一步因子分析。

通過因子分析法得出在七類OFDI行業(yè)數(shù)據(jù)當(dāng)中，根據(jù)90%的貢獻(xiàn)度臨界值，分析結(jié)果顯示提取兩類OFDI行業(yè)數(shù)據(jù)作為這七類投資數(shù)據(jù)的代表值。因子分析結(jié)果如表3所示，結(jié)果顯示只有前兩個(gè)因子特征值大于1，分別為5.27和1.06，且累計(jì)貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到87.59%，因此選擇兩類OFDI行業(yè)投資數(shù)據(jù)代表OFDI總體投資數(shù)據(jù)。

利用軟件得到的因子分析碎石圖如上圖所示，從圖中可以看出，在兩個(gè)因子處體現(xiàn)了明顯的拐點(diǎn)效應(yīng)，因此再次證明了本文只選擇兩個(gè)因子進(jìn)行下一步的實(shí)證分析即可。

對因子分析數(shù)據(jù)進(jìn)行旋轉(zhuǎn)后進(jìn)一步簡化因子結(jié)構(gòu)和分析結(jié)果，旋轉(zhuǎn)后整理所得正交因子表如表4所示。

從表4中可以看出，在篩選兩個(gè)因子的情況下，按照解釋量的大小將四個(gè)OFDI指標(biāo)分為兩類，第一個(gè)因子中兩個(gè)高載荷指標(biāo)為服務(wù)業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)，將其命名為服務(wù)地產(chǎn)業(yè)，第二個(gè)因子中兩個(gè)高載荷指標(biāo)為制造業(yè)和零售業(yè)，將其命名為制造零售業(yè)，說明這兩大行業(yè)在整體OFDI數(shù)據(jù)中貢獻(xiàn)度較大，可以作為代理解釋變量，因此在之后的GLS分析中，利用服務(wù)地產(chǎn)業(yè)（命名為OFDI_1）以及制造零售業(yè)（命名為OFDI_2）為主要解釋變量進(jìn)行回歸分析。

（二）模型檢驗(yàn)

進(jìn)行GLS回歸分析前，將數(shù)據(jù)進(jìn)行LLC檢驗(yàn)，結(jié)果顯示每個(gè)變量檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕原假設(shè)，因此不存在單位根，數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進(jìn)行下一步實(shí)證分析。

由于采用的是廣義最小二乘法回歸，因此可以良好的避免數(shù)據(jù)異方差問題，有關(guān)數(shù)據(jù)自相關(guān)和多重共線性問題，本文采用DW檢驗(yàn)和VIF方差膨脹因子檢驗(yàn)，每個(gè)模型DW結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量基本接近于2，每個(gè)變量的VIF統(tǒng)計(jì)量均在10以下，因此認(rèn)為不存在序列自相關(guān)和多重共線性問題，模型設(shè)定基本合理，可以進(jìn)行下一步回歸分析。

（三）GLS回歸分析

GLS回歸結(jié)果如表5所示。表5中根據(jù)數(shù)據(jù)選擇不同進(jìn)行了逐步增加變量的分步回歸，總共分為四個(gè)回歸模型，分別為：（1）服務(wù)地產(chǎn)業(yè)回歸模型;（2）制造零售業(yè)回歸模型;（3）宏觀決定要素回歸模型;（4）宏微觀決定要素回歸模型。

表5展示了四個(gè)模型的分步回歸結(jié)果，在不斷增加解釋變量的同時(shí)，主要解釋變量的回歸結(jié)果稍有偏差但大致相同，因此表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，從表5的回歸結(jié)果中得出以下結(jié)論：

第一，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生顯著正影響?；貧w模型（1）中，在控制其他宏觀變量不變的情況下，主要解釋變量服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)的彈性系數(shù)為0.018，說明服務(wù)地產(chǎn)業(yè)對外直接投資流量的增加會為國內(nèi)創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，OFDI流量每增加1%，會提升1.8%的勞動力就業(yè)崗位，而同時(shí)加入另一主要解釋變量制造零售業(yè)OFDI時(shí)，就業(yè)彈性系數(shù)增加了22.2%，加入微觀控制變量平均工資水平和平均個(gè)人消費(fèi)后，就業(yè)彈性系數(shù)繼續(xù)增加59.1%，模型（4）中，OFDI流量每增加1%，會提升3.5%的勞動力就業(yè)崗位。在四個(gè)模型中，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI的就業(yè)彈性系數(shù)均顯著，說明OFDI的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)是穩(wěn)健的。隨著科技的進(jìn)步，服務(wù)業(yè)發(fā)展?jié)摿薮?，并且逐漸成為我國的核心產(chǎn)業(yè)，高質(zhì)量的服務(wù)業(yè)OFDI是促進(jìn)社會就業(yè)的重要方式之一。

第二，制造零售業(yè)OFDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生正影響且影響效應(yīng)弱于服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI。與服務(wù)地產(chǎn)業(yè)相同的是，隨著控制變量的增加，制造零售業(yè)OFDI的就業(yè)彈性系數(shù)逐漸增加，并且與服務(wù)地產(chǎn)業(yè)相比，制造零售業(yè)OFDI的就業(yè)彈性系數(shù)相對較大，并且對就業(yè)保持正向效應(yīng)。模型（4）中顯示，制造零售業(yè)OFDI每增加1%，勞動力就業(yè)量提升2.5%。目前來看，我國制造零售業(yè)大多為傳統(tǒng)行業(yè)，人工智能等新技術(shù)的研發(fā)和投入使用使得越來越少的勞動力進(jìn)入傳統(tǒng)行業(yè)，OFDI的就業(yè)效應(yīng)也自然低于第三產(chǎn)業(yè)，但其對于該行業(yè)勞動力市場的沖擊并不小，傳統(tǒng)行業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)和技術(shù)替代效應(yīng)也使得這類行業(yè)不得不面臨一場變革。

第三，其他宏微觀控制變量對我國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生一定影響且存在差異。從表5中還可以看出，在四個(gè)模型當(dāng)中，不斷加入宏觀控制變量和微觀控制變量會對母國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生一定影響。宏觀控制變量當(dāng)中，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對于就業(yè)的影響系數(shù)較大，固定資產(chǎn)投資也會給更多人帶來就業(yè)崗位，這說明宏觀經(jīng)濟(jì)形勢對于就業(yè)崗位的創(chuàng)造和就業(yè)問題的解決起著至關(guān)重要的作用，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長、經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)型是我國需要解決的問題;而社?；鹬С鰟t會對就業(yè)產(chǎn)生微弱的負(fù)效應(yīng)，這可能是由于財(cái)政流出的替代效應(yīng)以及部分非正規(guī)就業(yè)人員未參保導(dǎo)致社?；鹬С龅慕y(tǒng)計(jì)不能完全解釋該問題等原因造成的。相比于宏觀控制變量，微觀控制變量的就業(yè)效應(yīng)明顯減弱，工資的提升會對就業(yè)產(chǎn)生一定正影響，而個(gè)人消費(fèi)的增加則對就業(yè)沒有顯著解釋作用，這說明宏觀形勢對于城鎮(zhèn)總體就業(yè)來講影響更大。

五、結(jié)論與討論

本文利用因子分析法通過對OFDI進(jìn)行分類提取，進(jìn)一步運(yùn)用GLS回歸分析了兩大行業(yè)OFDI對于我國城鎮(zhèn)的就業(yè)效應(yīng)?？傮w來看，本文得出以下結(jié)論：首先，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI和制造零售業(yè)OFDI對總體OFDI貢獻(xiàn)度最大。這兩類對外直接投資貢獻(xiàn)度達(dá)到了87.59%，因此選擇服務(wù)地產(chǎn)業(yè)和制造零售業(yè)作為本文選取的7類OFDI數(shù)據(jù)的代理變量，探尋OFDI的城鎮(zhèn)就業(yè)效應(yīng);其次，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI與制造零售業(yè)OFDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)和勞動力市場產(chǎn)生正效應(yīng)且存在異質(zhì)性。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI的就業(yè)效應(yīng)為制造零售業(yè)的1.5倍，二者均為我國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生了貢獻(xiàn)并存在一定差異，服務(wù)地產(chǎn)業(yè)OFDI每增加1%，會提升3.5%的勞動就業(yè)崗位，而對于制造零售業(yè)來講，這項(xiàng)數(shù)值約為2.5%;第三，其他因素中宏觀變量對就業(yè)和勞動力市場產(chǎn)生了顯著影響。宏觀因素中，除主要解釋變量對外直接投資外，每年GDP和固定資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生了顯著正影響，社?；鹬С鰧Τ擎?zhèn)就業(yè)產(chǎn)生了微弱的負(fù)影響，微觀因素中，工資水平和人均消費(fèi)對就業(yè)影響較弱，這說明國家宏觀經(jīng)濟(jì)形勢對就業(yè)產(chǎn)生的影響較大，保持宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長是保持高水平就業(yè)的有效方式。

基于文獻(xiàn)研究和研究結(jié)論，本文就高質(zhì)量OFDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與就業(yè)等方面提出一些建議和討論：

宏觀層面，關(guān)于對外直接投資的持續(xù)性和高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長的思考。通過理論和實(shí)證分析，本文得出行業(yè)OFDI對我國城鎮(zhèn)就業(yè)產(chǎn)生正向影響，在經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的現(xiàn)代社會，OFDI已然成為高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)水平提升的重要途徑。因此，宏觀層面，在經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性下行的背景下，我國應(yīng)保持高質(zhì)量的對外直接投資，特別需要跟蹤國內(nèi)外最新產(chǎn)業(yè)行業(yè)發(fā)展動態(tài)，落實(shí)“三去一補(bǔ)一降”政策，加大服務(wù)業(yè)、制造零售業(yè)的對外直接投資力度，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，并將“人口紅利”逐漸轉(zhuǎn)化為“技術(shù)紅利”，將勞動密集型產(chǎn)業(yè)逐漸轉(zhuǎn)移，大力研發(fā)并引進(jìn)資本和相關(guān)技術(shù)，避免粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式，選擇合適的OFDI模式和組合。

微觀層面，關(guān)于行業(yè)就業(yè)形勢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的思考。由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)全球化等原因，傳統(tǒng)行業(yè)就業(yè)部門正經(jīng)歷一場變革，科技進(jìn)步迅速推動新興行業(yè)發(fā)展壯大，傳統(tǒng)行業(yè)就業(yè)形勢不容樂觀。作為全球最大的發(fā)展中國家，應(yīng)立足國情，適時(shí)改變產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，平穩(wěn)跨越“中等收入陷阱”。在我國，服務(wù)業(yè)行業(yè)溢出效應(yīng)明顯，并能夠創(chuàng)造更多就業(yè)崗位。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型是必經(jīng)之路，我國應(yīng)大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，適時(shí)調(diào)整并升級落后的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，通過大量的就業(yè)崗位和就業(yè)機(jī)會緩解就業(yè)問題，國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策、勞動力市場政策、社保政策等也應(yīng)互相結(jié)合解決現(xiàn)實(shí)就業(yè)問題，幫助由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變革造成的結(jié)構(gòu)性失業(yè)勞動力再次就業(yè)，此外，勞動力自身也應(yīng)提升相應(yīng)技能，適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展大潮，降低失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

關(guān)于研究局限性和進(jìn)一步研究的思考。本文的研究立足于將產(chǎn)業(yè)聚類并分析行業(yè)產(chǎn)業(yè)OFDI對于城鎮(zhèn)就業(yè)的“溢出效應(yīng)”，亦存在數(shù)據(jù)不完善、理論研究不深入等不足之處，若將數(shù)據(jù)擴(kuò)展為全部分類行業(yè)OFDI并進(jìn)行實(shí)證分析探討其對于我國的就業(yè)效應(yīng)是進(jìn)一步研究方向之一，此外，OFDI與就業(yè)規(guī)模、勞動力市場之間是否存在非線性關(guān)系或是門檻效應(yīng)值得深入研究。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Lawrence R Z. North-South Trade， Employment， and Inequality： Changing Fortunes in a Skill-Driven World by Adrian Wood[M]. Clarendon， 1995.

[2]Karimi Z. International Trade and Employment in Labour-Intensive Sectors in Iran; The Case of Carpet Weavers[J]. International Journal of Management， 2008， 13（2）：41-68.

[3]Ha H V， Tran T Q， Ha H V， et al. International Trade and Employment： A Quantile Regression Approach[J]. Journal of Economic Integration， 2017， 32（3）：531-557.

[4]Eckel C. Fragmentation， Efficiency-Seeking FDI， and Employment[J]. Review of International Economics， 2010， 11（2）：317-331.

[5]Federico S， Minerva G A. Outward FDI and Local Employment Growth in Italy[J]. Review of World Economics， 2008， 144（2）：295-324.

[6]Choukkar S， Mahapatra S， Keskar M. "Organized Retail open to FDI and its effects on Employment"[C].FDI 2013： Issues and Prospects. 2018.

[7]Zhu J S， Xie Q Y， Economics S O. Industry Heterogeneity and Effect of OFDI on the Employment in China： An Analysis Using System GMM Method based on the View of Generalized Virtual Economy[J]. Commercial Research， 2016.

[8]Wei J. Overall Effects and Regional Differences of OFDI on Domestic Employment in China[J]. International Economics & Trade Research， 2017.

[9]Wen C H， Wang C， Clegg J. Effects of OFDI on Employment and Skill Upgrading in Its Home Economy[J]. China Economist， 2015（5）：38-51.

[10]國家統(tǒng)計(jì)局.2016年對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)[R].北京：商務(wù)部，2017.

[11]聯(lián)合國.2017世界投資報(bào)告[R].美國：聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議，2017.

[12]曼昆.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2011.

[13]張連城.經(jīng)濟(jì)學(xué)教程（第三版）[M].北京：經(jīng)濟(jì)日報(bào)出版社，2007.

[14]周申，李可愛，易苗.國際貿(mào)易、FDI對中國勞動力市場的影響[M].天津：南開大學(xué)出版社，2013.

[15]張宗斌.日本大規(guī)模對外直接投資的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)及借鑒研究[M].北京：經(jīng)濟(jì)日報(bào)出版社，2015.

[16]吳傳琦.中國對非洲直接投資的產(chǎn)業(yè)選擇研究[D].山東師范大學(xué)，2017.

[17]楊先明.發(fā)展階段與國際直接投資[M].北京：商務(wù)印書館，2000：47-59.

[18]席艷樂.貿(mào)易自由化與工資和就業(yè)的性別差異——基于中國的理論與實(shí)證[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2015.

[19]Jac-On，Kim，Charles，W，Mueller.因子分析：統(tǒng)計(jì)方法與應(yīng)用問題[M].上海：格致出版社，2016.

[20]張宗斌，湯子玉，辛大楞.城市化與城市規(guī)模對中美對外直接投資區(qū)位選擇的影響研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（12）：158-167.

[21]羅良文.對外直接投資的就業(yè)效應(yīng)：理論及中國實(shí)證研究[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（5）：87-91.

[22]柴林如.中國對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)影響分析[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008（3）：55-58.

[23]于超，葛和平.對外直接投資的母國就業(yè)效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（20）：123-125.

[24]李磊，白道歡，冼國明.對外直接投資如何影響了母國就業(yè)？——基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（8）：144-158.

[25]曾小倩，曾炬.對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)的影響分析[J].黑龍江工程學(xué)院學(xué)報(bào)，2017，31（1）：56-60.

[26]王丹，倪超君，張洪振.對外直接投資的母國就業(yè)效應(yīng)研究——基于市場和企業(yè)異質(zhì)性視角[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2018（4）：151-153.

[27]余官勝，王瑋怡.對外投資與母國國內(nèi)就業(yè)：理論與中國的實(shí)證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2013，28（3）：14-19+34.

[28]姜亞鵬，王飛.中國對外直接投資母國就業(yè)效應(yīng)的區(qū)域差異分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2012，24（7）：43-53+119.

[29]賈媛.對外直接投資的就業(yè)結(jié)構(gòu)和國民收入效應(yīng)研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的分析[J].改革與戰(zhàn)略，2015，31（2）：40-43+100.

[30]宋林，謝偉，何紅光.對外直接投資對我國就業(yè)影響的實(shí)證研究——基于門限面板模型的分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2017，39（5）：95-106+127-128.

[31]彭韶輝，王建.中國制造業(yè)技術(shù)獲取型對外直接投資的母國就業(yè)效應(yīng)[J].北京理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2016，18（4）：86-93.

[32]李宏兵，郭界秀，翟瑞瑞.中國企業(yè)對外直接投資影響了勞動力市場的就業(yè)極化嗎？[J].財(cái)經(jīng)研究，2017，43（6）：28-39.

[33]蔣冠宏.我國企業(yè)對外直接投資的“就業(yè)效應(yīng)”[J].統(tǒng)計(jì)研究，2016，33（8）：55-62.

[責(zé)任編輯：王鳳娟]