1、（二一一届）毕业论文（设计）题目基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析姓名专业商学院班级学号指导教师导师学科导师职称年月日2011届国际经济与贸易专业毕业论文I摘要中国作为最大的发展中国家以及人口最多的国家，就业率高低一直是政府十分关注的宏观经济指标，并且利用外商直接投资增加就业是我国政府外资政策的直接目标之一。本文以浙江省十个地级市（舟山除外）利用外商直接投资为例，先对各地区的外商直接投资及就业现状进行描述，再以十个地级市为单位，将其归并入浙东北、浙西南两个横截面，利用各横截面单元20022009年的样本组成面板数据，进而建立动态面板数据模型来考察FDI对我省不同地区就业的影响。结
2、果表明，FDI对我省不同地区的就业有显著差异。关键词外商直接投资，就业，动态面板数据基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析IIABSTRACTASTHEBIGGESTDEVELOPINGNATIONWITHTHELARGESTPOPULATION,CHINESEGOVERNMENTHASPAIDGREATATTENTIONTOITANDAMAJOROBJECTIVEFORCHINESEGOVERNMENTTOUTILIZEFDIISTOINCREASEEMPLOYMENTTHISARTICLEUSESTENPREFECTURELEVELCITIESOFZHEJIANGPROVINCE
3、TAKINGADVANTAGEOFFDIASASAMPLE,THENUSESTENPREFECTURELEVELCITIESASTHERESEARCHOBJECTANDCLASSIFIESTHEMINTOTHENORTHWESTANDSOUTHEASTOFTHETWOCROSSSECTIONS,ANDTHENMAKESUSEOFTHEIRDATAOF20022009TOESTABLISHDYNAMICPANELDATAMODELTOTESTTHEEFFECTOFFDIONREGIONALEMPLOYMENTTHERESULTSHOWSTHATINOURPROVINCEFDIHASDIFFERE
4、NTINFLUENCEINDIFFERENTREGIONKEYWORDSFOREIGNDIRECTINVESTMENT，EMPLOYMENT，DYNAMICPANELDATAMODEL目录摘要ABSTRACT一、文献回顾1二、浙江省各地区的外商直接投资及就业现状3（一）浙江省各地区的外商直接投资分布现状3（二）浙江省各地区就业现状5三、外商直接投资对浙江省不同地区的就业效应分析5（一）外商直接投资对浙江省各地区就业的贡献率和拉动度5（二）动态面板数据模型及估计结果7四、结论与建议13参考文献15致谢162011届国际经济与贸易专业毕业论文1引言就业问题一直是经济学研究的重要课题之一，中国作为人
5、口大国，面临严峻的就业形势。随着中国对外开放的不断深入，浙江省的外商直接投资也在不断升温，它在浙江经济中的地位也变得越来越重要。外资经济对浙江省的贡献不仅体现在GDP的增长、而且还体现在其促进浙江省的技术进步和产业结构升级、增强浙江省研发能力等许多重要的方面。更重要的是，还创造了大量的就业机会，日益成为吸纳就业的重要力量之一，其创造就业的意义不容忽视。然而，FDI在浙江省东、西部地区发展不平衡，形成了“东重西轻”的区域倾斜格局。FDI在空间上的这种非均衡分布状况及其变动趋势势必将对我省经济的平衡发展和持续增长以及社会就业产生深远影响。因此，从地区的角度出发，研究FDI就业水平的地区差异，以提出
6、现实性的政策建议从而促进地区就业和地区经济的均衡发展，具有十分重要的现实意义。一、文献回顾（一）国外学者关于外商直接投资对就业影响的研究随着国际直接投资行为日益活跃及跨国公司的蓬勃兴起。许多学者对外商直接对就业的影响做了研究。美国经济学家HBCHENERY和AMSTROUT1996提出了旨在解释发展中国家利用外资来弥补国内资金短缺必要性的“两缺口”理论1。邓宁在研究国际直接投资理论时指出“国际直接投资的流入与流出对就业的最基本影响似乎都不在于就业数量，而在于就业产业结构，技能组合，质量及其生产力2。日本的小岛清教授（1978）于20世纪70年代中期提出了比较优势理论，也称为边际产业扩张理论。该
7、理论主要的观点是对外直接投资应当从投资国处于或即将处于比较劣势的产业开始逐渐进行，而这些产业在东道国又有明显或潜在的比较优势，如果没有外来的资金、技术和管理经验，东道国的这些优势就不能被充分利用3。ANDREASWALDKIRCH和PETER2007利用19942006年的数据对墨西哥的就业数量进行实证分析。实证研究表明，FDI对墨西哥的蓝领就业起着促进作用。提高了蓝领的工资水平4。意大利经济学者SERGIOMARIOTTI,MARCOMUTINELLI及LUCIAPISCITELLO联合发表的论文本国就业与对外直接投资的关系对意大利的实证分析，从利用外资对意大利国内就业增长的带动效果入手，阐
8、明了FDI对一国就业增长的积极影响5。MATHEWJSLAUGHTER的研究表明，跨国公司可以通过三种方式影响东道国的劳动力市场需求。第一种方式是跨国公司内部技术转移；基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析2第二种方式是子公司对当地企业的技术转让或技术溢出。这两种方式意味着FDI的流入可能会增加当地企业对熟练劳动力的需求。第三种方式是跨国公司和当地企业的资本投资，这种方式意味着先进资本会伴生对熟练劳动力的需求6。而熟练劳动力需求的增长将间接刺激东道国加大对熟练劳动力的培养，从而提高受资国劳动力素质。MISUN和TOMSIK认为，外商直接投资如果能给东道国带来新的产品和服务，那么这种外
9、商直接投资将不会替代国内投资；如果外商直接投资提供的产品和服务是与国内企业相竞争的，那么国内投资者的投资机会将会因而减少，从而外商直接投资挤出了国内投资。他们的实证研究结果也证明了外商直接投资对国内投资是否存在挤入挤出效应要视具体情况而定。外商直接投资对匈牙利和捷克的国内投资有较强的挤入效应，而外商直接投资对波兰的国内投资则有较强的挤出效应7。NISELDRIFIELD与KARLTAYLOR以英国作为东道国分析了1984到2000年期间劳动力市场的情况，指出FDI导致的在外国部门与本国部门之间的技术外溢（TECHNOLOGYSPILLOVER）加大了工资的不平等性以及对本国熟练劳动力的更多的使
10、用，进而由工资的差异性导致了就业增加与否的不确定性。VIVARELLI研究表明，通过市场发挥的各种补偿机制（例如新产品的开发），技术进步与就业增长可能同方向改变，这意味着东道国或许可以实现外商直接投资的技术溢出效应和就业增长效应双赢的局面8。（二）国内学者关于外商直接投资对就业影响的研究国内学术界对FDI对就业的影响进行了许多研究，研究的对象不同，研究的差别很大。桑百川（1999）认为外商直接投资对东道国就业效应具有两面性。一方面，对资本有机构成较低的劳动密集型产业的外商直接投资，能提供大量的就业机会，而且外商直接投资会通过投资乘数和加速原理创造间接就业机会；另一方面，外商直接投资企业在提供就
11、业机会的同时，也会因自身的资本有机构成提高制造出相对过剩人口，并推动内资企业资本有机构成提高，影响社会就业总量，在特定时期，产生大量失业人口9。罗茜（2009）将众多的研究结果进行了比较和梳理，得出了在基于宏观层面外商直接投资对发展中东道国的就业影响是积极地，而基于微观层面上，外资对发展中东道国是呈复发发展动态的，无法给其唯一而确定的结论10。陈晅（2001）指出外商在中国投资的总量和广度上的加大，会提升中国动态就业能力11。沙文兵、陶爱萍（2007）应用协整及相关理论，利用19792005年的年度数据研究了FDI与我国就业增长之间的关系，结果表明，外商直接投资与我国就业量之间存在着长期均衡关
12、系。外商直接投资每增长1，长期来看将带动我国就业增加2011届国际经济与贸易专业毕业论文301312。牛勇平（2001）对19861998年的FDI与中国就业数量之间的关系进行了定量分析，研究结果认为，在国内投资效率下降或相对下降的形势下，FDI对就业数量的增长具有不可低估的正效应13。曹安定和张庆君2004基于柯布道格拉斯生产函数，研究外商直接投资对非农就业的影响，研究表明外商直接投资是构成就业总量变动的原因，且这种原因是单向的。短期而言，外商直接投资对当期就业的影响远远小于上一期就业对当期就业的影响；长期而言，外商直接投资对与非农就业量之间的确存在线性的长期的稳定关系，而且影响显著14。王
13、剑，张会清（2005）基于微观和宏观经济理论构建了FDI与东道国就业的联立方程模型，将外资对就业的直接效应和间接效应纳入到一个理论模型中予以综合分析，结果表明FDI一方面通过直接效应带动中国就业，另一方面通过挤出国内投资和提高生产率水平产生了减少就业的间接效应，但总效应是积极的15。金碧、陈仲常（2007）从FDI就业效应的三个传导渠道出发，特别地在模型中加入反映FDI独资化倾向的变量，研究认为FDI与其独资化倾向均对就业有着积极而显著的正影响16。林勇（2008）通过实证分析了外商直接投资对福建省就业的影响，得出了外商直接投资对福建省的就业产生了正向且较大较深远的影响17。但是上述研究是对我
14、国FDI的总量数据进行考察,这种研究框架无法反映我国FDI的区域分布不均衡及其对不同区域的就业所产生的影响。应用面板数据模型,就是将所考察的不同的观测对象横截面单元的时间序列数据进行组合而形成面板数据。与标准的时间序列数据或横截面数据相比较,面板数据模型不仅扩大了标准时间序列模型和标准的横截面模型的研究框架,而且将不同的观测对象不同的横截面,如不同区域组合而实现研究目的。特别是对FDI而言,动态面板数据模型特别适用于揭示不同横截面单元不同区域的异质性和动态效应。基于此,本文应用动态数据模型,研究FDI对我省不同地区的就业效应。二、浙江省各地区的外商直接投资及就业现状分析（一）浙江省各地区外商直
15、接投资分布现状由于东西部经济发展的不平衡问题在浙江省经济发展中已十分突出，FDI在我省的分布也极不平衡，各地区FDI的吸纳量以及就业量之间差距较大。因此，为了揭示这种区域差异，本文考察FDI对我省不同地区就业的动态效应。本文以我省十个地级市（舟山除外）为单位，并将其归并入浙东北、浙西南两个横截面即两个地区，利用各横截面单元20022009年的样本组成面板数据，进而建立动态面板数据模型，以考基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析4察FDI对我省不同地区就业的动态效应，其中浙东北地区包括杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴五个市，浙西南地区包括温州、金华、衢州、丽水和台州。根据以上分类形成的面板
16、数据，相应的FDI在全部FDI中所占的份额见表1和图1。表1各地区吸引FDI份额年份浙东北浙西南2000088989701101032001093090700690932002091551600844842003087477101252292004089974901002512005087271070127289320060852726101472739200708819589011804112008088476840115231620090909250600907494资料来源根据各年度浙江省统计年鉴数据整理而得图1各地区FDI分布比重（20002009年）资料来源根据各年度浙江省统计年鉴数
17、据整理而得从区域分布来看，浙江省的FDI分布呈现了“东重西轻”的区域倾斜格局。东部地区由于区位条件、人力资本以及基础设施等方面所具有的优势，使东北部的FDI占001020304050607080912000200120022003200420052006200720082009年份百分比浙东北浙西南2011届国际经济与贸易专业毕业论文5我省FDI的绝大部分20002009年，宁波、杭州、绍兴为代表的浙东北地区五市的FDI始终占我省FDI总量的8090。而金、温、衢为代表的浙西南地区城市仅占全省的6147,这与浙东北地区形成了鲜明的对比。（二）浙江省各地区就业现状2002年到2009年，浙江省整
18、体就业量稳中有升，浙东北地区平均每年增加人数53815万人，浙西南地区平均每年增加人数212万人表2。从三次产业的就业结构来看，浙东北地区第一、第二和第三产业就业人数比重从274443284转变为146513341，浙西南地区的第一、第二和第三产业就业人数比重从369315302转变为233422345。不论浙东北还是浙西南地区，第一产业就业人员所占比重逐步下降，第三产业就业人员所占比重稳步增长，成为吸纳新增劳动力的主渠道之一。同时，多种所有制经济成为新的就业增长点。表2分行业各地区就业人数年份20022003200420052006200720082009浙东北一39588368533605
19、3160629381278532697427336二640716750570059793858536189779306396327三41052425314518646967523935670261755641合计14471114688614885157958167135174325181792187763浙西南一5060948488441874281339086380483588535843二4319645235520415278458742612766370664910三4136743283431804809648877497885211353180合计1369721370061394081
20、43693146705149112151704153933资料来源浙江统计年鉴20032010年三、外商直接投资对浙江省不同地区的就业效应分析（一）外商直接投资对浙江省各地区就业的贡献率和拉动度一般而言，外商对东道国投资看中的是当地的廉价而优质的劳动力，因此，一般会直接雇佣本地员工取代母公司的成员，这就是人力资源的本土化。而由此吸纳的当地就业人数的多少又取决于人力资源本土化程度及其在东道国投资的产业和行业构基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析6成，人力资源本土化越高、投资于劳动密集型产业和行业的比例越高，吸纳当地员工的人数越多。而这一就业效应可以认为是直接的。外商投资带来直接就业，
21、因为就业是投资的函数，外商投资增加本身就会直接吸收劳动力就业。在浙东北地区，2009年底在外商投资企业中的直接就业人员为1420925万人，约占城镇就业人口的757，与2008年相比直接创造了86572万个就业机会；而在这西南地区，2009年底在外商投资企业中的直接就业人员为420014万人，约占城镇就业人口的273。“三资”工业企业从业人员人数对就业人员总数的拉动度，浙东北地区，2005年、2006年、2007年、2008年和2009年分别为090、095、085、061、048，平均拉动度为076；浙西南地区，2005年2009年的拉动度分别为012、014、020、018、016，平均拉
22、动度为016。由表3可见，外资企业的就业人数增长速度很快，每年新增的就业机会较多，这说明在国有经济吸收能力逐渐减弱的情况下，外商直接投资日益成为吸纳就业的重要力量，对缓解我省就业压力具有重要的作用。但显而易见的是，由于外商直接投资对区位选择的明显倾向性以及时间上的波动性，其对我省不同地区的就业影响差异较大。浙东北地区的外资企业就业人数在整体就业中的比重明显高于浙西南地区，浙东北地区FDI对就业的贡献率和拉动度亦是如此。分析浙江省浙东北和浙西南地区的FDI对就业的贡献率和拉动度，根据浙江省统计年鉴数据，计算整理后得到表3表3浙东北和浙西南地区FDI对就业的拉动度一览表年份从业人员总数万人“三资”
23、工业企业从业人员数（万人）所占比重贡献率拉动度浙东北200414885180229353920051583479355055911403090200616713510857496501710095200717432512285347051986085200818179213343537341417061200918776314209257571450048年份从业人员总三资”工业企业从业人所占比重贡献率拉动度2011届国际经济与贸易专业毕业论文7浙西南数万人员数（万人）200413940830159421620051440863186442213640122006146705338889231
24、773014200714911236873724712400202008151703396294261106201820091539334200142731064016注1贡献率三资企业就业人数增量总就业人数增量注2拉动度贡献率总就业人数增长率资料来源浙江省统计年鉴20042009年（二）动态面板数据模型及估计结果1模型设定从现存文献可以看出,考察FDI对就业影响的经典时间序列模型一般设定为LNEMPT12LNFDIT1LNGDPTT1或者是静态面板数据模型LNEMPI,T1LNFDII,TLNFDII,T12LNGDPI,TUI,T2模型1是标准的时间序列模型,因此如果运用模型1去研究FDI
25、的就业效应，我们就无法度量由于FDI区域分布不平衡所产生的动态效应和区域差异而对于模型2,虽然静态面板数据模型能度量FDI就业效应的区域差异,但是它和模型1一样,都没有考虑到FDI的动态效应,即前期的就业情况对当期和后续各期的就业可能产生影响。最后,模型1和模型2都设定以前各期FDI对当期就业影响相同,这一假定与经济理论和我省现实情况不一致。由于我省的FDI分布呈现出显著的区域差异以及在时间上的波动等特点,且FDI对我省就业的影响是一个动态而复杂的过程,为了准确地考察FDI对我省不同地区就业的动态效应,本文将上述模型扩展为动态面板数据模型,进一步将就业和FDI的若干期滞后作为解释变量而形成动态
26、面板数据模型3,基于此研究FDI对不同地区就业所产生的动态效应。LNEMPI,T1LNEMPI,T12LNFDII,T3LNFDII,T14LNFDII,T25LNFDII,TMII,T3在模型3中I1,2,3,分别代表不同的市,T1,2,3,T代表所考察的各个年度,I,T为随机扰动项,I所度量的是各个横截面单元的个体,基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析8即不同区域的差异。EMPI,T表示各市在各个年度的就业量,LNEMPI,T为各市就业量的对数FDII,T表示各市在各个年度的FDI,LNFDII,T为各市FDI的对数FDII,T1表示各市滞后1期的FDI,FDII,T2,FDI
27、I,TM分别表示滞后2期到滞后M期的FDI。1度量了前期就业情况对当期就业的影响,2度量了本期FDI对当期就业的影响,3,4,分别度量了前若干期FDI对当期就业的影响。进一步,如果我们基于模型3估计得到的2、3等系数为正数,则表明FDI促进了我省的就业,即FDI对就业具有创造效应反之,则表明FDI对我省就业具有替代效应。模型3与模型1和模型2的主要区别在于第一,模型3考虑了前期的就业情况对后续各期就业的影响。第二,模型设定反映了前若干期FDI对当前就业影响并不完全相同。第三,模型3是动态面板数据模型,不仅利用了更多的信息,而且将揭示各区域之间的差异。在实际计算中发现,当滞后期选为2时,T统计量
28、就已经变得很不显著,所以最终模型只选取一阶滞后期。2模型估计从现存文献可知,动态面板数据模型最大的困难体现在估计的技术。在动态面板数据模型3中,由于因变量的滞后项作为解释变量,从而导致解释变量与随机扰动项相关即解释变量具有内生性,且模型3具有横截面相依性,因此如果应用标准的随机效应或者固定效应对动态面板数据模型进行估计,必将导致估计量非一致性,因而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为解决这一问题,ARELLANO和BOND1991,ARELLANO和BOVER1995,BLUNDELL和BOND1998提出了广义矩GMM估计方法。其基本原理简述如下。首先对模型3进行一阶差分得到模型4
29、,即LNEMPI,T1LNEMPI,T12LNFDII,T3LNFDII,T1I,T（4）对模型3进行一阶差分的主要目的是选取合适的工具变量和产生相应的矩条件方程。由于模型4中,解释变量LNEMPI,T1和随机扰动项I,T相关,为解决这种相关性,我们在估计中选取LNEMPI,T2作为LNEMPI,T1的工具变量。这是因为LNEMPI,1与LNEMPI,2高度相关,而与I,3不相关,在此基础上,设定矩条件为GMIGI11IMII5其中,ZI即为我们选取的TI1的工具向量,而2011届国际经济与贸易专业毕业论文9ILNEMPI,T1LNEMPI,T22LNFDII,T3LNFDII,T16这样我们
30、就可以利用广义矩法进行迭代使之产生下述最小化正交矩阵SMIIII1MIII17在实现GMM估计时,不仅应选取上述合适的工具变量,还应选取适当的加权阵,使得基于估计的假设检验具有稳健性,为此,本文选用的加权矩阵是怀特逐期协方差矩阵WHITEPERIODCOVARIANCEH（M1IIIMII1）（8）最后将8式代入7式并对其实施最小化,所得到的GMM估计量及其对应的方差估计分别为MIIIMIII111MIIIMIII111ZXZXZYZX9VAR1110其中X为模型3解释向量。1MIII111由上述所产生的估计和检验具有一致性和稳健性。3估计结果表4模型所需数据年份地区2002200320042
31、0052006200720082009就业人数（万人）浙东北杭州4411445059455524849951221533095691659747宁波37790386203955041510429804378439944386嘉兴197072002020202240832740428882944530807湖州1470014721150241577216158182681990419924绍兴2840028466285232848329372300883153732899浙西南温州4382544431448004884050847517155367554692金华3039030470315503
32、246731750326003268033030衢州1211812034124301255412774129321310213396台州3472535887364133620137021373143755737855丽水1411414184142151402414313145511468914960实浙杭州52186100850140982400503537986280181331154401370基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析10际利用外资万美元）东北宁波124696172727210332421015442746250518253789220541嘉兴4805479768
33、102187250049255863166228135975133460湖州384735373461121169171176049843638020681095绍兴3816774271823442021392163111104768403181117浙西南温州8023119692091689069105364617532617523448金华1025925750429836280376583506105130240034衢州1590206920801216112109405658136380台州1179021588302963989384751311502389018806丽水98912452
34、05165252529223281022913资料来源浙江省统计年鉴20032010年根据时间序列的标准建模过程，为了防止伪回归的产生，首先要对各时间序列进行单位根检验，结果见表5浙东北地区（杭州宁波等地）首先，对EMP进行单位根检验，结果如下表5CROSSMETHODSTATISTICPROBSECTIONSOBSNULLUNITROOTASSUMESCOMMONUNITROOTPROCESSLEVIN,LINCHUT67660400000530NULLUNITROOTASSUMESINDIVIDUALUNITROOTPROCESSIM,PESARANANDSHINWSTAT18798700
35、301530ADFFISHERCHISQUARE22263500138530PPFISHERCHISQUARE59212708218535PROBABILITIESFORFISHERTESTSARECOMPUTEDUSINGANASYMPTOTICCHISQUAREDISTRIBUTIONALLOTHERTESTSASSUMEASYMPTOTICNORMALITYLEVIN,LINCHUT、IM,PESARANANDSHINWSTAT、ADFFISHERCHISQUARE均认为EMP序列是稳定的序列。对FDI进行单位根检验，得到表6CROSSMETHODSTATISTICPROBSECTION
36、SOBSNULLUNITROOTASSUMESCOMMONUNITROOTPROCESSLEVIN,LINCHUT20638100000530NULLUNITROOTASSUMESINDIVIDUALUNITROOTPROCESS2011届国际经济与贸易专业毕业论文11IM,PESARANANDSHINWSTAT74080900000530ADFFISHERCHISQUARE57025100000530PPFISHERCHISQUARE81779506115535PROBABILITIESFORFISHERTESTSARECOMPUTEDUSINGANASYMPTOTICCHISQUAREDI
37、STRIBUTIONALLOTHERTESTSASSUMEASYMPTOTICNORMALITYLEVIN,LINCHUT、IM,PESARANANDSHINWSTAT、ADFFISHERCHISQUARE认为FDI序列是平稳的。再用EVIEWS软件进行GMM估计，得到表7浙东北地区GMM估计结果VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBEMP102212820080954273341900109FDI09442430075843124499900000FDI107286250116746624109200000EFFECTSSPECIFICATIONC
38、ROSSSECTIONFIXEDORTHOGONALDEVIATIONSMEANDEPENDENTVAR0072249SDDEPENDENTVAR0582624SEOFREGRESSION0243217SUMSQUAREDRESID1597176JSTATISTIC1720677INSTRUMENTRANK21000000模型即为EMP0221282265356EMPI,T10944243263007FDII,T0728624692085FDII,T1浙东北地区模型建立后，再进行残差单位根检验，看残差是否平稳，以检验所建模型好坏。表8CROSSMETHODSTATISTICPROBSECTIO
39、NSOBSNULLUNITROOTASSUMESCOMMONUNITROOTPROCESSLEVIN,LINCHUT67563300000525NULLUNITROOTASSUMESINDIVIDUALUNITROOTPROCESSADFFISHERCHISQUARE43371000000525PPFISHERCHISQUARE44674400000525PROBABILITIESFORFISHERTESTSARECOMPUTEDUSINGANASYMPTOTICCHISQUAREDISTRIBUTIONALLOTHERTESTSASSUMEASYMPTOTICNORMALITY残差单位根检验
40、均表明残差是平稳序列即所建模型结果较好。基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析12SARGAN检验的P值05089，所以，接受“过度约束正确的零假设”。浙西南地区（温州金华等地）运用同样方法对EMP、FDI进行单位根检验，结果表明,EMP、INFDI均是稳定序列。再用EVIEWS软件对浙西南地区进行GMM估计，结果如下表9浙西南地区GMM估计结果VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBEMP104174800165673251990100180FDI27183140249940108758700000FDI101106820275572040
41、164606911EFFECTSSPECIFICATIONCROSSSECTIONFIXEDORTHOGONALDEVIATIONSMEANDEPENDENTVAR0128979SDDEPENDENTVAR1315515SEOFREGRESSION0567605SUMSQUAREDRESID8698742JSTATISTIC1986369INSTRUMENTRANK21000000模型为EMP0417479882227EMPI,T1271831410472FDII,T0110682480867FDII,T1注FDI1未通过T检验最后，同样进行残差单位根检验，表明残差是平稳序列。SARGAN检验
42、的P值03405，所以，接受“过度约束正确的零假设”。根据浙东北、浙西南的GMM估计结果，绘制成如下表格表10123浙东北0221282265356（00109）0944243263007（00000）0728624692085（00000）浙西南0417479882227（00180）271831410472（00000）0110682480867（06911）注括号内为系数估计量的T检验统计量。1表示前期就业对当期就业的影响，2表示当期FDI对就业的影响，3表示滞后一期FDI对当期就业的影响在表10中，1度量了上一年度就业对当年就业的影响。对浙东北地区就业而言，上一年度就业对当年就业的影响
43、是负面的，上一年度就业增加1个百分点，当年就业将减少约02213个百分点；对于浙西南地区，上一年度就业对当年就业的影响反而是正面的，上一年度就业增加1个百分点，当年就业将增加约04175个百分点。2011届国际经济与贸易专业毕业论文132度量了当年FDI对当年就业的创造效应。其中浙东北地区的2约为09442，且结果是显著的。浙西南地区的2约为27183，且结果也是显著的。这一结果表明，当期FDI对于浙东北、浙西南地区都有显著的创造效应，但浙西南地区的创造效应更大。3度量了滞后一期FDI对就业的动态效应。对于浙东北地区而言，滞后一期FDI增加1个百分点，当年就业将增加约07286个百分点，且T统
44、计量显著，说明FDI对于浙东北地区就业的影响是创造效应。对于浙西南地区，滞后一期FDI增加1个百分点，当年就业将增加01107个百分点，但T统计量并不显著。这一结果表明滞后一期FDI对于浙西南地区就业的创造效应并不明显。四、结论与建议本文通过计量分析发现，FDI对我省就业具有创造效应，但亦有显著的区域差异。浙东北地区的创造效应非常显著，滞后1期FDI流入量增加1个百分点，就业将增加07286个百分点，而浙西南地区FDI对就业的效应并不显著。对于上述结果可能的解释就是外资越多，就业效应就越明显。而浙东北地区引进FDI在全省占领先位置，宁波、杭州、绍兴为代表的浙东北地区五市2009年的实际利用外资
45、金额就占了全省的909，因此FDI在浙东北地区的效应比较明显。由于进入浙江省的FDI主要投资于5大支柱产业机械业、电子业、纺织业、化工业和医药业，从设备进口、厂房建立到投产销售有一段时间，所以我们显示的结果是滞后一期。因此，为了提高外商直接投资的就业整体效应，提出以下建议第一，引导外商直接投资的区域投向，改善就业的区域结构。对于经济基础好、技术力量雄厚的浙东北地区，应着重引进资本、技术密集型的高新技术产业；而对于经济基础相对落后的浙西南地区，要通过引进劳动密集型外商直接投资和一般加工工业的外商投资，充分发挥内地人力和自然资源的优势，增加就业。也可通过政策优惠，包括扩大浙西南地区利用外资的审批权
46、,扩大吸收外资的国内配套资金贷款规模，给予税收上的优惠等等，来引导投资流向，提高外商直接投资的就业整体效益。同时也要优化产业结构，促进各地区的产业升级，避免重复建设，防止外商直接投资对内资的挤出效应。第二，促进产业关联，增加间接就业。我省在吸引FDI过程中过于强调引资数量，而忽视了外资投向的产业分布与我省产业结构之间的互补和关联，今后我省应着力引基于地区面板数据的浙江省外商直接投资就业效应分析14进与省内产业结构互补性和关联性强的外商直接投资，并大力发展本地配套企业，从而提高就业创造效应。第三，加强人力资源开发，提高就业质量。随着经济增长，外商直接投资逐渐投向资本和技术密集型产业，对于劳动力的
47、素质也提出了更高的要求，而我省乃至全国的就业问题主要是由低素质劳动力和现代经济部门之间的结构性矛盾引起的。要解决这一问题，必须加大教育投入、提供专业技能培训等渠道增加高素质劳动力，从而满足现代经济部门的需求。2011届国际经济与贸易专业毕业论文15参考文献1CHENERYH,STROUTAMFOREIGNASSISTANCEANDECONOMICDEVELOPMENT,AMERICANECONOMICREVIEW19962江小娟外商直接投资对中国工业增长和技术进步的贡献（J）中国工业经济2002，（7）3孔淑红，梁明国际投资学M北京对外经济贸易大学出版社，20014PETERNUNNENKAMPFDIINMEXICOANEMPIRICALASSESSMENTOFEMPLOYMENTEFFECTSKIELWORKINGPAPERNO1328,20075SERGIOMARIOTTI,MARCOMUTINELLI,LUCIAPISCITELLO本国就业与对外直接投资的关系对意大利的实证分析，经济资料译丛2003年第一期6MATTHEWJSLAUGLLTERDOESINWARDFOREIGNINVESTMENTCONTRIBUTETOSKIUUPGRADINGINDEVELOPINGCOUNTRIESJDARTMOUTHCOLLEGEANDNBER,2002,407JANMISUN
