【摘 要】本文選取25個省2003-2014年對外直接投資的面板數(shù)據(jù)，利用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對勞動力流動性下OFDI的就業(yè)效應(yīng)進行靜態(tài)面板研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在短期，市場勞動力流動性越大，則OFDI的就業(yè)負面效應(yīng)就越弱，市場勞動力流動性越弱，則OFDI的就業(yè)負效應(yīng)就越大。
　　【關(guān)鍵詞】OFDI；就業(yè)；勞動力流動性
　　一、引言
　　近年來，隨著我國大量企業(yè)“走出去”，OFDI對我國國內(nèi)的就業(yè)效應(yīng)已經(jīng)成為學(xué)者們關(guān)注的焦點問題。而中國是一個人口大國，解決就業(yè)問題，對中國經(jīng)濟發(fā)展有著重要的意義。隨著市場化進程，各地的就業(yè)情況不同，而其中一個重要影響因素可能是勞動力流動性。目前，勞動力的流動性對OFDI的就業(yè)問題更是目前研究的一個新趨勢。
　　二、相關(guān)文獻綜述
　　目前研究對外直接投資的母國就業(yè)效應(yīng)主要是從替代效應(yīng)和促進效應(yīng)兩個方面展開。就業(yè)替代論：Jasay（1960）最早開始研究對外直接投資對母國就業(yè)的影響，研究結(jié)果表明如果本國在資本方面的資有限，而對外直接投資沒有伴隨出口的增加或進口的減少，那么此時對外直接投資將會替代國內(nèi)的一部分投資或消費，從而在母國產(chǎn)生就業(yè)替代效應(yīng)。[1] Harrison，McMillan（2006）基于1977 1999年間美國公司層面的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)海外子公司在一定程度上代替了母公司的經(jīng)營業(yè)務(wù)，因而對母國的就業(yè)產(chǎn)生了一定的替代效應(yīng)。[2]就業(yè)創(chuàng)造論：Hakins（1972）認為如果是防御性的投資，企業(yè)是為了開發(fā)國內(nèi)稀缺資源或者是為了規(guī)避關(guān)稅壁壘而對外投資時，國外子公司會增加對母國資本設(shè)備、中間產(chǎn)品或輔助產(chǎn)品的需求，從而會為母國的就業(yè)創(chuàng)造更多的機會。[3]國內(nèi)有關(guān)研究中，尋舸（2002）認為中國發(fā)展對外直接投資處于起步階段，國際一體化程度不高，很多投資屬于防御性投資，其短期的刺激效應(yīng)明顯大于替代效應(yīng)，對國內(nèi)就業(yè)利大于弊的[4]。馬穎、余官勝（2010）利用我國省際面板動態(tài)數(shù)據(jù)進行實證研究，并使用國有企業(yè)和政府部門勞動力占比度量我國勞動力市場剛性程度。實證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)不考慮勞動市場剛性時，由于我國的比較優(yōu)勢是勞動密集型產(chǎn)品，貿(mào)易開放能增加就業(yè)；而當(dāng)勞動力市場剛性較大時，勞動力轉(zhuǎn)移過程反而促使貿(mào)易開放減少我國的就業(yè)。[5]
　　三、研究方法與模型
　　為了研究OFDI對于母國的就業(yè)效應(yīng)，基于前述的理論分析和相關(guān)文獻，本文運用經(jīng)典的Cobb- Douglas生產(chǎn)函數(shù)得到勞動需求經(jīng)驗回歸方程：
　　四、實證檢驗
　�。ㄒ唬⿺�(shù)據(jù)來源與說明
　　本論文的樣本數(shù)據(jù)為2003 2014年我國25個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，在原有學(xué)者研究上，擴充了數(shù)據(jù)范圍。由于數(shù)據(jù)的缺失，為了保持面板數(shù)據(jù)的平衡性，本論文的樣本中未包含海南、重慶、貴州、西藏、青海、和寧夏地區(qū)。此外，對外直接投資（流量和存量）的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，這里統(tǒng)一將美元按當(dāng)年的匯率換算成人民幣，匯率來自于中國人民銀行發(fā)布的數(shù)據(jù)。這里的就業(yè)量Lit代表各地區(qū)城鎮(zhèn)單位勞動就業(yè)量，Li代表各地區(qū)總就業(yè)人數(shù)，Lgi代表各省國有就業(yè)人數(shù)，代表各地區(qū)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，另外，Lit，Lgi，都來自歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，各省GDP來自中國各省市區(qū)《統(tǒng)計年鑒》，并采用各省以上一年為基期的GDP平減指數(shù)進行平減，在回歸中Q代表GDP是取各省GDP所占比值。LAB（勞動力剛性）=各省國有就業(yè)人數(shù)/各省總就業(yè)。
　�。ǘ⿲嵶C檢驗結(jié)果
　　在對（6）和（7）進行回歸之前，需要先確定采用混合OLS模型，還是固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型，本文采用F檢驗和Hausman檢驗。在表一中（1）和（2）是為對外直接投資流量下的檢驗結(jié)果，其中只有（2）考慮了勞動力流動性因素。（3）和（4）是對外直接投資存量下的檢驗結(jié)果，其中只有（4）考慮了勞動力流動性因素。為了更好的比較各省對外直接投資的差異，這里采用含有總體均值截距項的固定影響變截距模型，由方程（6）和（7）可以得到下面新的勞動需求方程，如下。
　　（三）模型估計結(jié)果及分析
　　以下表一為方程（8）和方程（9）的回歸結(jié)果，其中（1和（3）不考慮勞動力剛性這個因素，（2）和（4）則為考慮勞動力剛性這個因素。
　　由表一知，模型t檢驗都是非常顯著的，絕大部分是在1%水平上顯著，極少在5%水平顯著，同時模型的擬合度都在90%水平上，模型是符合的。通過表一以下估計結(jié)果對比，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)前我國對外直接的就業(yè)效應(yīng)呈現(xiàn)出以下特點。首先，在不考慮勞動力流動性時，分析OFDI的就業(yè)效應(yīng)，從組（1）和組（3）分析，由于IN（OFDIS）的系數(shù)都為正，不論是對外直接投資流量還是存量，OFDI的就業(yè)效應(yīng)都是正的，此外，|- 0.016492|<| - 0.022142|，則OFDI存量的就業(yè)正效應(yīng)更明顯。其次，在考慮勞動力流動性時，分析OFDI的就業(yè)效應(yīng)，從組（2）和（4）分析，由于LAB×IN（OFDIS）的系數(shù)系數(shù)都為負，在勞動力流動性下OFDI存量和流量的就業(yè)效應(yīng)都是負的，此外|- 0.111446|<|- 0.216943|，同樣，OFDI存量的就業(yè)負效應(yīng)更明顯。此外，在組（1）和（2）中，IN（OFDIS）的系數(shù)|- 0.016492|相關(guān)熱詞搜索：流動性 勞動力市場 就業(yè) 影響 OFDI