李豫新孫培蕾（石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆石河子832000）

FDI對新疆就業(yè)影響的動態(tài)效應(yīng)分析——基于建設(shè)“核心區(qū)”加強(qiáng)引進(jìn)外資的背景

李豫新孫培蕾
（石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆石河子832000）

［摘要］引進(jìn)外商直接投資是新疆?dāng)U大就業(yè)的政策措施之一，但外資的引進(jìn)能否實(shí)現(xiàn)新疆?dāng)U大就業(yè)的目標(biāo)值得深思。文章基于1990－2014年時間序列數(shù)據(jù)，采用動態(tài)VAR方法，從直接和間接兩個角度考察了FDI對新疆就業(yè)影響的長期均衡與短期波動。結(jié)果表明：長期內(nèi)，F(xiàn)DI與新疆國內(nèi)投資、就業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。短期內(nèi)，F(xiàn)DI對新疆就業(yè)具有正向直接效應(yīng)，且能夠通過擠入國內(nèi)投資，間接地推動新疆就業(yè)；FDI對新疆就業(yè)的直接影響程度較小，且在減弱；間接影響程度較大，且在加強(qiáng)。

［關(guān)鍵詞］外商直接投資；勞動就業(yè)；動態(tài)效應(yīng)；VAR模型

一、引言

就業(yè)是民生之本，關(guān)系著人民群眾的切身利益，關(guān)系著社會穩(wěn)定和長治久安。通過引進(jìn)外商直接投資（FDI）創(chuàng)造就業(yè)崗位使東道國就業(yè)人數(shù)增加被一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為是有效之舉。

外商直接投資（FDI）對東道國就業(yè)的影響一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。國外學(xué)者就外商直接投資對就業(yè)影響的效應(yīng)研究成果豐富，但目前來看，仍未得到一致的結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為外商直接投資對東道國就業(yè)有促進(jìn)作用。Stefano Federico等使用多個數(shù)據(jù)源評估外商直接投資對意大利當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的影響，得出外商直接投資能夠較大地帶動當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的增加［1］。Nunnenkamp通過考察FDI對墨西哥不同階層工人的就業(yè)影響，得出相同的結(jié)論。也有學(xué)者認(rèn)為FDI對東道國就業(yè)促進(jìn)作用不明顯，甚至有負(fù)效應(yīng)［2］。Ernst以巴西、阿根廷、墨西哥三個拉美國家1990－2002年的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，研究服務(wù)制造業(yè)FDI對東道國就業(yè)的貢獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI就業(yè)效應(yīng)與其進(jìn)入方式等因素密切相關(guān)，整體作用方向不明確［3］。John Inekwe通過協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型對尼日利亞FDI對就業(yè)的影響進(jìn)行探討，得出FDI對尼日利亞服務(wù)部門的就業(yè)有消極的促進(jìn)作用［4］。國內(nèi)關(guān)于FDI對就業(yè)影響的研究也獲得頗有價值的研究成果，不同學(xué)者基于不同的角度及研究方法得出的結(jié)論也不盡相同。就FDI對中國就業(yè)影響方面，王美今等利用1985－2004年省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，得出FDI對中國會產(chǎn)生顯著的正向就業(yè)效應(yīng)［5］。牟俊霖通過C－D生產(chǎn)函數(shù)研究FDI對中國就業(yè)的影響得出1993年以前，外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)和負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)同樣顯著，而1993年以后，外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)減小，負(fù)的間接就業(yè)效應(yīng)也減弱［6］。丁翠翠等采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型廣義矩估計方法考察了FDI對我國就業(yè)影響的動態(tài)效應(yīng)，表明FDI對我國就業(yè)整體上具有顯著的擠出效應(yīng)［7］。也有學(xué)者從中國東中西三大區(qū)域角度對FDI與就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行分析。朱金生基于VAR模型的理論基礎(chǔ)，實(shí)證研究FDI流動對我國三大區(qū)域就業(yè)的不均衡影響，認(rèn)為FDI對東部地區(qū)的就業(yè)效應(yīng)為負(fù)，對中西部地區(qū)為正，F(xiàn)DI流出對中部的就業(yè)效應(yīng)為正，對東西部的為負(fù)，總體上FDI流動的就業(yè)負(fù)效應(yīng)明顯［8］。還有學(xué)者以省為單位進(jìn)行相關(guān)研究。趙建國等以遼寧省為例，運(yùn)用協(xié)整理論和面板模型對FDI的直接和間接就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示遼寧省FDI的直接就業(yè)效應(yīng)明顯，但間接就業(yè)效應(yīng)和總效應(yīng)均為負(fù)［9］。

可以看出，現(xiàn)有的大多數(shù)成果集中于研究外商直接投資對東道國就業(yè)的直接影響，對國內(nèi)投資這一間接因素缺乏考慮，即使有學(xué)者引入國內(nèi)投資，往往也忽略了外商直接投資與國內(nèi)投資之間的相互關(guān)系及其對東道國就業(yè)的影響。西部大開發(fā)以來，新疆引進(jìn)外資成效顯著，在一定程度上拉動了就業(yè)。2000年，新疆吸引外商直接投資金額1923萬美元，2014年達(dá)到41700萬美元，增長21．68倍，年均增速24．58%，新疆外資企業(yè)的直接就業(yè)人員數(shù)也明顯增加。同時，隨著新疆絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)建設(shè)進(jìn)程的加快，依托向西開放窗口優(yōu)勢，新疆引進(jìn)外資的能力會進(jìn)一步加強(qiáng)。外商直接投資的進(jìn)入，加劇了新疆市場競爭程度，新疆本地企業(yè)會減少就業(yè)人員數(shù)以提高效率和競爭力，另一方面，外商直接投資通過技術(shù)外溢，提高了新疆企業(yè)的技術(shù)水平，致使資本替代勞動，從而存在就業(yè)減少效應(yīng)。那么，F(xiàn)DI對新疆所產(chǎn)生的就業(yè)效應(yīng)是正是負(fù)？其影響程度究竟如何？深入研究這些問題對新疆在建設(shè)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)過程中，如何更加有效地引進(jìn)外資具有一定的參考價值。

考慮到FDI對東道國就業(yè)的影響是一個動態(tài)的過程，且外商直接投資與國內(nèi)投資之間存在著互動關(guān)系并對東道國就業(yè)產(chǎn)生影響，本文引入動態(tài)VAR模型分析方法，從直接和間接兩個角度分析FDI對新疆就業(yè)影響的長期均衡與短期波動，以期得出更為客觀的研究結(jié)論。

二、理論分析框架

外商直接投資對東道國就業(yè)的影響是極其復(fù)雜的，其能通過多種途徑來影響就業(yè)，進(jìn)而產(chǎn)生不同的就業(yè)效應(yīng)。一是外商直接投資企業(yè)直接雇傭工人而引起東道國就業(yè)變化，產(chǎn)生直接就業(yè)效應(yīng)，二是外商直接投資通過影響東道國國內(nèi)投資進(jìn)而影響就業(yè)，產(chǎn)生間接就業(yè)效應(yīng)［10－11］。

外商直接投資進(jìn)入東道國方式的不同，影響東道國就業(yè)的直接效應(yīng)也隨之變化，主要分為直接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)、就業(yè)損失效應(yīng)和就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)［12－15］。直接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，即外商直接投資以綠地投資（Greenfield Investment）的方式進(jìn)入東道國，能夠增加新的生產(chǎn)能力，從而增加就業(yè)人數(shù)，該效應(yīng)為正。就業(yè)損失效應(yīng)，即外商直接投資以并購（Merger＆Acquisition）的方式進(jìn)入東道國，在重組過程中會因?yàn)榫喨藛T使就業(yè)人數(shù)減少，該效應(yīng)為負(fù)。就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，即外商直接投資以合資（Joint Ventures）或合作的方式進(jìn)入東道國，使停產(chǎn)或?yàn)l臨破產(chǎn)的企業(yè)得以存活，從而轉(zhuǎn)移了從業(yè)人員的就業(yè)，需要明確的是，就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)是把原企業(yè)的就業(yè)人員轉(zhuǎn)移到新的企業(yè)，而不是增加了就業(yè)人員數(shù)，若并購成功，遠(yuǎn)期內(nèi)會提供更多的就業(yè)崗位。

外商直接投資的進(jìn)入可通過不同途徑影響國內(nèi)投資，進(jìn)而產(chǎn)生間接就業(yè)效應(yīng)，包括間接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)、就業(yè)擠入效應(yīng)、就業(yè)擠出效應(yīng)及技術(shù)外溢效應(yīng)［12－15］。間接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，即外商直接投資進(jìn)入東道國，帶動了東道國前后向及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而創(chuàng)造新的就業(yè)崗位，此效應(yīng)總是正效應(yīng)。就業(yè)擠入效應(yīng)，外商直接投資東道國，與國內(nèi)投資面臨不同的市場需求，F(xiàn)DI將不會替代國內(nèi)投資，反而會“誘發(fā)”國內(nèi)企業(yè)為提高自身競爭力增加創(chuàng)新投資，進(jìn)而帶動就業(yè)，此效應(yīng)為正。就業(yè)擠出效應(yīng)，若市場需求有限、市場機(jī)會相同，F(xiàn)DI將加劇國內(nèi)市場的競爭程度，一方面，國內(nèi)企業(yè)會減少就業(yè)人員以提高效率和競爭力，另一方面，部分國內(nèi)企業(yè)會在競爭中陷入困境，市場份額和利潤的下降迫使國內(nèi)企業(yè)削減投資，致使失業(yè)人數(shù)增加，此效應(yīng)總是負(fù)的。技術(shù)外溢效應(yīng)，外商直接投資通過技術(shù)外溢，提高了東道國國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平，而技術(shù)水平的提高會對國內(nèi)企業(yè)勞動力產(chǎn)生替代作用，從而減少了東道國國內(nèi)的就業(yè)，此時，外商直接投資的間接效應(yīng)是負(fù)的。外商直接投資對東道國就業(yè)影響有正有負(fù)，總效應(yīng)是不確定的，因此需具體分析FDI對新疆就業(yè)的影響。

圖1外商直接投資對就業(yè)影響的綜合分析框架圖

三、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

本文通過建立向量自回歸（Vector Auto－Regressive，VAR）模型對FDI對新疆就業(yè)的影響展開實(shí)證檢驗(yàn)。VAR模型是由C．A．Smis（1980）提出的一種不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的多變量數(shù)據(jù)分析方法，采用多個方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，進(jìn)而對模型的每一個方程進(jìn)行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系并進(jìn)行預(yù)測［16］。本文構(gòu)建外商直接投資、國內(nèi)投資、就業(yè)量三個變量滯后期的VAR計量模型：

（二）數(shù)據(jù)說明

實(shí)證分析中，考慮到數(shù)據(jù)可得性，樣本區(qū)間選擇1990－2014年共計25個年度的時間序列數(shù)據(jù)。外商直接投資為實(shí)際利用FDI金額，用FDI表示；國內(nèi)投資為全社會固定資產(chǎn)投資額，用DI表示；就業(yè)量為年末就業(yè)人員數(shù)，用EMP表示。原始數(shù)據(jù)來源于歷年《新疆統(tǒng)計年鑒》。對數(shù)據(jù)進(jìn)行三方面的處理：一是由于FDI額以美元為單位，因此采用當(dāng)年人民幣對美元的中間匯率進(jìn)行折算。二是對FDI、國內(nèi)投資進(jìn)行實(shí)證分析時，必須消除物價上漲和通貨膨脹的影響，本文通過以1978年為基期的居民消費(fèi)物價指數(shù)折算出FDI額及國內(nèi)投資額。三是為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，避免數(shù)據(jù)變化帶來劇烈波動，對各變量取自然對數(shù)，F(xiàn)DI、國內(nèi)投資、就業(yè)量分別記為LNFDI、LNDI、LNEMP，運(yùn)用EViews8．0進(jìn)行實(shí)證分析。

四、實(shí)證分析

本文在設(shè)定的三維VAR模型的基礎(chǔ)上，對FDI對新疆就業(yè)影響的動態(tài)效應(yīng)進(jìn)行分析。首先，為避免宏觀經(jīng)濟(jì)變量的不平穩(wěn)造成長期結(jié)果的虛假回歸現(xiàn)象，采用單位根檢驗(yàn)判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；其次，為確保脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的有效性，對AR根的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)；最后，在VAR模型的基礎(chǔ)上依次進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析［17］。

（一）模型的檢驗(yàn)

1．各內(nèi)生變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Dickey－Fuller提出的ADF檢驗(yàn)對LNFDI、LNDI 及LNEMP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，根據(jù)各內(nèi)生變量的時序圖可判斷出有無截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。結(jié)果顯示：在0．05的顯著性水平下，三個時間序列在95%的置信區(qū)間內(nèi)都是非平穩(wěn)的，一階差分后，在95%的置信區(qū)間內(nèi)DLNFDI、DLNDI、DLNEMP三個序列平穩(wěn)，則三個序列均是一階單整的，即為I（1）過程，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2．AR根穩(wěn)定性檢驗(yàn)。在進(jìn)行AR根穩(wěn)定性檢驗(yàn)前，需確定VAR模型的滯后階數(shù)。本文在前文設(shè)定的三維向量自回歸模型基礎(chǔ)上，用滯后結(jié)構(gòu)中的滯后長度標(biāo)準(zhǔn)確定其滯后階數(shù)，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，五個檢驗(yàn)指標(biāo)結(jié)果中有四個確定該VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，因此，建立滯后2期的VAR模型，即VAR（2）。在VAR（2）模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行AR根檢驗(yàn)，以確保短期動態(tài)結(jié)果的有效性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示?？芍?，所有特征方程的特征根倒數(shù)的模都小于1，即位于單位元內(nèi)，建立的VAR（2）模型是穩(wěn)定的，可進(jìn)行隨后的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

表1　　向量自回歸模型滯后期的確定

表2　AR根倒數(shù)模值

（二）FDI對新疆就業(yè)的長期影響

1．Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于回歸系數(shù)的檢驗(yàn)，進(jìn)而揭示各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。由ADF單位根檢驗(yàn)可知，LNFDI、LNDI、LNEMP均為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定三個變量間是否有長期穩(wěn)定關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3　　特征根跡（Trace）檢驗(yàn)結(jié)果

特征根跡結(jié)果顯示，在0．05的顯著性水平下，拒絕無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明各變量間存在一個協(xié)整關(guān)系，對其標(biāo)準(zhǔn)化的長期協(xié)整關(guān)系如式（1）：

式（1）表明，F(xiàn)DI每增加1個百分點(diǎn)，國內(nèi)投資增加1．04175個百分點(diǎn)，就業(yè)增加2．15267個百分點(diǎn)，國內(nèi)投資對FDI的彈性系數(shù)為1．04175，就業(yè)對FDI的彈性系數(shù)為2．15267。

2．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)只能證明LNFDI、LNDI、LNEMP間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，但這種關(guān)系是否呈現(xiàn)出因果性還需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得出，在滯后二期，95%的置信區(qū)間內(nèi)：

（1）FDI是新疆就業(yè)量的弱Granger原因，但就業(yè)量是FDI的強(qiáng)Granger原因，這表明FDI會在一定程度上引起新疆就業(yè)量的變化，而就業(yè)量的變化會很大程度的影響外商直接投資新疆。

（2）FDI和國內(nèi)投資成雙向的Granger原因，表明FDI會導(dǎo)致國內(nèi)投資的變化，而國內(nèi)投資的變化也會影響FDI。

（3）國內(nèi)投資是新疆就業(yè)量的Granger原因，但就業(yè)量不是國內(nèi)投資的Granger原因，表明國內(nèi)投資的變化會帶動新疆就業(yè)量的變化，而就業(yè)量的變化對新疆國內(nèi)投資影響程度較小。

（三）FDI對新疆就業(yè)影響的短期波動

1．脈沖響應(yīng)函數(shù)估計。脈沖響應(yīng)函數(shù)可進(jìn)一步檢驗(yàn)各宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之間的短期動態(tài)關(guān)系，即給隨機(jī)擾動項(xiàng)一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以清晰地刻畫這些影響的軌跡，進(jìn)而顯示隨機(jī)擾動項(xiàng)的沖擊時如何通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)來影響所有內(nèi)生變量的過程。各內(nèi)生變量受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的分析（結(jié)果見圖2）。

圖2脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

（1）新疆FDI對就業(yè)量的直接影響。圖2（1）為LNEMP對LNFDI一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)圖。面對LNFDI一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，LNEMP作出倒“U”形的響應(yīng)趨勢特征，即本期給外商直接投資一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，就業(yè)量立即作出0．005940的負(fù)向響應(yīng)，其后形成緩慢上升趨勢，在4期達(dá)到0．010771的峰值，隨后又衰減下來。這說明外商直接投資在當(dāng)期產(chǎn)生了就業(yè)損失效應(yīng)，究其原因可能是隨著新疆FDI規(guī)模的擴(kuò)大，越來越多的外資企業(yè)直接以技術(shù)作為投資的條件，采取合資、兼并收購等方式進(jìn)入新疆，為實(shí)現(xiàn)利潤最大化，外資企業(yè)會保留高素質(zhì)人才、減少低技能的勞動力。隨著外資企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，其對新疆勞動力的需求增加，對就業(yè)的積極拉動作用逐步增大，外商直接投資的直接就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)愈發(fā)明顯。

（2）新疆FDI對就業(yè)量的間接影響。圖2（2）顯示新疆FDI對新疆就業(yè)量的間接影響可以通過國內(nèi)投資進(jìn)行傳導(dǎo)。本期給外商直接投資一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，國內(nèi)投資立即作出0．004926的正向響應(yīng)，其后表現(xiàn)為較為平穩(wěn)的先上升后略有下降，說明在短期內(nèi)新疆FDI對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠入，帶動國內(nèi)投資的增長。新疆國內(nèi)投資的增加又會對就業(yè)產(chǎn)生影響，如圖2（3）所示。面對國內(nèi)投資一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，就業(yè)只在當(dāng)期表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，隨后形成比較明顯的正向效應(yīng)，且保持平穩(wěn)的上升趨勢。因此，從短期來看，國內(nèi)投資受外商直接投資驅(qū)動會對新疆的就業(yè)產(chǎn)生就業(yè)擠入效應(yīng)?？梢詫⑵淅斫鉃椋陆瓼DI在短期內(nèi)帶動國內(nèi)投資的增加進(jìn)而間接促進(jìn)新疆就業(yè)的增長，其傳導(dǎo)途徑為：FDI→國內(nèi)投資→就業(yè)。

2．方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。本文使用方差分解測度FDI、國內(nèi)投資對新疆就業(yè)短期變動的影響程度。在采用Cholesky正交化處理消除殘差項(xiàng)彼此間的同期相關(guān)和序列相關(guān)的基礎(chǔ)上，分別對LNFDI、LNDI、LNEMP進(jìn)行方差分解（結(jié)果見表4）。

表4　　方差分解表

由表4可以看出：新疆FDI對就業(yè)、國內(nèi)投資的影響顯著。第10期，就業(yè)量的變動有15．05%是由外商直接投資引起的，國內(nèi)投資的變動有8．43%是由外商直接投資引起的。從影響就業(yè)變動的國內(nèi)投資來看，國內(nèi)投資對就業(yè)變動的貢獻(xiàn)度為41．36%，國內(nèi)投資對就業(yè)的貢獻(xiàn)度大于外商直接投資對就業(yè)變動的貢獻(xiàn)度。新疆FDI對就業(yè)和國內(nèi)投資的解釋程度呈降低趨勢，到第20期，F(xiàn)DI對就業(yè)和國內(nèi)投資的解釋程度分別為9．01% 和5．87%，新疆國內(nèi)投資對就業(yè)變動的貢獻(xiàn)度增加至50．52%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于外商直接投資對就業(yè)變動的貢獻(xiàn)度［10］。綜上可知，國內(nèi)投資是影響新疆就業(yè)變動的關(guān)鍵因素，且影響程度在增加，而外商直接投資對新疆就業(yè)變動的影響程度在減弱。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

一是從長期來看，F(xiàn)DI與新疆國內(nèi)投資、就業(yè)量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。二是FDI、國內(nèi)投資與就業(yè)量間存在因果關(guān)系。表現(xiàn)在FDI會直接引起新疆就業(yè)量的變動，新疆就業(yè)量的變動也會引起FDI的變動，F(xiàn)DI會引起新疆國內(nèi)投資的變動，進(jìn)而間接影響新疆就業(yè)。三是在短期內(nèi)，從直接影響來看，F(xiàn)OI的就業(yè)效應(yīng)在當(dāng)期為就業(yè)損失效應(yīng)，在滯后期為就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，且外商直接投資的直接就業(yè)效應(yīng)整體上表現(xiàn)為正。從間接影響來看，F(xiàn)DI在短期內(nèi)對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠入，帶動國內(nèi)投資的增加，而國內(nèi)投資的增加又對新疆就業(yè)量的增加起到一定的促進(jìn)作用，產(chǎn)生就業(yè)擠入效應(yīng)，間接影響在整體上表現(xiàn)為正。綜合來看，F(xiàn)DI對新疆就業(yè)增加產(chǎn)生積極影響，F(xiàn)DI在較大程度上間接影響了新疆就業(yè)，影響程度在加強(qiáng)，而對就業(yè)的直接影響程度較小，且在減弱。

（二）政策建議

1．加強(qiáng)人力資源開發(fā)，提高勞動力素質(zhì)。隨著新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，F(xiàn)DI投向逐漸由勞動密集型向資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)過渡，外資企業(yè)對新疆勞動力的素質(zhì)提出更高的要求。為此，政府部門應(yīng)通過加大教育投資力度、提供專業(yè)技能培訓(xùn)等渠道促進(jìn)新疆人力資源開發(fā)，使新疆低技能、非熟練勞動力向高技能、熟練勞動力轉(zhuǎn)變，以滿足跨國公司對新疆高素質(zhì)勞動力的需求。

2．有選擇地引進(jìn)外資，以便充分發(fā)揮其積極的間接就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)。積極鼓勵外資企業(yè)投資于在產(chǎn)業(yè)價值鏈上關(guān)聯(lián)程度大、就業(yè)乘數(shù)顯著的產(chǎn)業(yè)，限制與國內(nèi)企業(yè)競爭激烈的外資企業(yè)流入新疆，以減少外資對國內(nèi)投資的擠出效應(yīng)，更好地發(fā)揮外資流入對新疆就業(yè)積極的間接促進(jìn)效應(yīng)。

3．引導(dǎo)外資進(jìn)入合理的投向區(qū)域。新疆應(yīng)根據(jù)各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動力素質(zhì)等方面的差異，對外資進(jìn)行分流引導(dǎo)。對經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較好的北疆，重點(diǎn)引進(jìn)資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)增加的雙重目標(biāo)，對于南疆地區(qū)，鼓勵引進(jìn)技術(shù)層次較低的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，以達(dá)到就業(yè)創(chuàng)造的目的，促進(jìn)南疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，實(shí)現(xiàn)新疆南北疆協(xié)同發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：管仲）

［作者簡介］李豫新（1962－），男，河南唐河人，碩士研究生，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展；孫培蕾（1989－），女，河南沈丘人，博士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

［基金項(xiàng)目］國家社科基金項(xiàng)目（13BGJ024）。