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1、贵州财经大学学报207年第6期 总第9期工商管理6 对外直接投资对小微企业的就业效应分析 基于企业规模异质性视角的实证研究王 艳,张洪振(石河子大学,新疆石河子 832000)摘 要:从企业异质性视角出发,系统地考察了大中型企业对外直接投资对母国小微企业就业的影响,并在阐明大中型企业OFD对小微企业就业的影响机制之上,利用我国200 203年省际面板数据对理论分析的结论进行验证。研究发现:从总体来看,我国大中型企业对外直接投资对母国小微企业的就业具有显著的影响;从分地区估计结果来看,大中型对外直接投资对小微企业就业的影响存在空间异质性,在东部地区,OFD对小微企业的发展影响显著为正,对于中部地
2、区影响虽然依然显著,但其影响系数明显降低,而西部地区的影响则显著为负;地区的金融发展水平在大中型企业OFD对母国小微企业就业的影响中起到重要的调节作用。关键词:对外直接投资;小微企业;大中型企业;企业异质性文章编号:2095 5960(207)06 006 09;中图分类号:F732;文献标识码:A一、问题的提出与文献回顾“开放也是改革”,随着政府对改革方向的进一步深化,“走出去”成为我国向新型经济发展模型转型的有力抓手。 205年我国对外直接投资(Outward Foreig Direct vestmet,OFD) 流出量为4567亿美元,同比增长高达83%,跃居全球第二,为我国经济发展带来
3、了新的机遇和方向。而大中型企业作为对外直接投资的主体,其日益增多的对外投资必然会对国内广大的小微企业造成影响。作为吸纳就业的“主战场”,顶住当前经济下行压力的“重要一招” ,我国政策制定部门和学者越来越多地关注大中型企业OFD对国内小微企业的影响。即大中型企业日益增多的对外直接投资是否会不利于国内小微企业的发展,进而导致国内就业的大量减少?关于对外直接投资对母国就业的影响,最初起源于Kravis和Lipesy(988)对发达国家跨国公司向低成本的国家的直接投资的关注,他发现当对外直接投资趋向生产成本较低的国家时,可能会引起国内生产的转移,造成“产业空心化”,进而对母国的就业产生一定的消极影响(
4、Lispesy,995)2。由于就业与劳动者收入的特殊地位,各国学者不断进行深入研究,以期能为各国制定符合本国的对外开放政策(Brai-ard,9973),但其研究结果却尚无定论。有些研究从对外贸易的角度入手,发现对外直接投资能够引起国内产业转移,进而出口减少,进口增加,导致国内就业水平下降(Harriso等,20064);也有些研究发现对外直接投资能够促进跨国企业的快速发展,提升国内的生产率,进而提升国内就业水平(Bracoier等,20005)。然而这些文献大都基于资本要素较为丰富、劳动力成本较高的发达国家,对我国而言,由于资收稿日期:207 08 25基金项目:国家社科基金项目“欧亚战略
5、合作背景下新疆对外贸易发展方式转变研究”(3BJL052);国家社会科学基金项目“边疆稳定视角下新疆产业结构与就业结构协调发展研究”(6XMZ092)。作者简介:王 艳(98 )女,山东高唐人,石河子大学经济与管理学院博士生,研究方向为产业经济学;张洪振(990 ),男,河北保定人,石河子大学经济与管理学院研究生,研究方向为产业经济学。以下,论文会根据行文的流畅混用“对外直接投资”与“OFD”。李克强(204):国务院常务会议,李克强讲话。万方数据62 工商管理贵州财经大学学报207年第6期 总第9期源禀赋与投资目的和区位的不同,对外直接投资的就业效应可能与发达国家存在较大差异。但是国内有关对
6、外直接投资的母国就业效应的研究却凤毛麟角,受限于企业层面数据的缺乏以及基础理论的不足,有限的几篇文献大多从实证角度出发,采用全国的宏观数据进行简单的探讨(黄晓玲等,20076;王俊等7,20;姜亚鹏等,2028)。从影响机制来看,主要是从对外直接投资的区位、国际贸易和投资方式的角度进行探讨(李磊等,2069;蒋冠宏,2060),仍难以全面揭示我国对外直接投资对就业的影响机制。综上所述,关于我国对外直接投资的就业影响依然较为薄弱,从企业异质性视角出发,研究大中型企业对母国小微企业就业的影响,尚处于空白阶段。因此,本文试图填补这一研究空白,从企业的异质性视角出发,进一步探讨我国对外直接投资对国内就
7、业的作用机理,为系统的论述对外直接投资与母国就业之间的关系做出大胆尝试,并以此为出发点,提出基于国内就业稳定的对外直接投资发展的保障措施。二、理论机制与研究假设(一)对外直接投资对小微企业就业影响机制企业作为对外直接投资的主体,其自身规模是影响对外直接投资的重要影响因素。参考Meitz(2003)异质性企业贸易理论,企业对外直接投资存在一定的交易成本(这些成本可能来自寻找交易伙伴、法律制度差异,甚至是腐败),能够真正走出去的企业多为生产率和竞争力较高的大中型企业。从我国对外投资的主体来看,大中型企业占据了对外直接投资中绝对的统治地位。随着各行业大中型企业对外直接投资进程的不断加快,必然会对国内
8、市场小微企业的发展带来一定的影响。而我国小微企业作为吸纳就业的“主战场”(李克强,204),也使得大中型企业OFD能够通过影响我国小微企业的发展,间接影响我国的就业水平。但其影响存在不确定性,具体影响机制如下:从产业链发展的角度出发,大中型企业对外直接投资可能会促进国内小微企业的发展。首先,同质性的小微型企业获得了更多的国内市场的发展空间,促进小微企业在国内市场的快速发展,从而创造更多的就业岗位。其次,由于大中型企业走出去的规模和质量不断上升,投资经验和模式不断成熟,为小微企业走出去提供成熟的经验与途径(刘卫东,2072),降低小微企业走出去的成本,引起小型企业的“跟风”走出去,但由于其自身规
9、模和竞争力的不足,难以承担绿地投资与跨国并购巨额的交易成本,限于成本其目标往往为扩展更多的市场,并非绿地投资和跨国并购(Caves,9823;马林梅等,2044),扩大的市场必然会进一步促进小微企业的国内发展,增加投资,进而提升国内的就业水平。再次,大中型企业对外直接投资会对小微企业的发展存在“引致效应”(罗丽英等,20085 )。大中型企业对外直接投资在促进自身发展的同时,往往会带动国内价值链上下游的小微型企业的快速发展,帮助小微企业嵌入它们的产业链中(黄泰岩等,20086),间接促进我国就业水平的提升。最后,大中型企业快速地走出去,通过吸收国外先进的技术和管理经验,国际竞争力不断提升。而国
10、内出于对就业和经济增长的考虑,政府的扶持政策开始向小微企业转移,为小微企业提供更多的政策支持和财政倾斜(宋晓梧等,2027 ),进一步促进小微企业的发展,带动我国就业整体水平的上升(如图所示)。图 大中型企业外直接投资的就业增加效应然而,根据企业异质性理论,大中型企业对外直接投资也可能会对小微企业起到抑制作用,进而抑制我国的就业水平。首先,在大中型企业对外投资的过程中,在全球市场中可能会遇到更优质的上下游供应商,其带来的生产替代效应会抑制国内小微企业的发展(Steveso,9968;Braiard等,9973 )。其次,大中型企业对外直接投资带来的先行优势,能够通过降低贸易壁垒和出口成本,获得
11、更大国际市场、万方数据贵州财经大学学报207年第6期 总第9期工商管理63 更为先进的生产技术和关键资源,包括关键原材料与价格较低的进口中间品。其先发优势会带来大中型企业产量的提升,占用更多国内有限的资源,提高国内的实际工资水平,原有一部分生产率较低的小微企业由于无法承受上升的成本,在竞争中将处于更加不利的地位,对小微企业产生较强的“挤出效应”,珠三角地区中小微企业生存状况调研报告(胡晓明,2069)指出其挤出效应主要存在于融资渠道、主体地位、投资领域和人力资源等,陈寒松等(206)也认为20这些挤出效应可能成为限制小微企业可持续发展的瓶颈,进而造成大量失业的出现。最后,由于我国小微企业对资本
12、和金融扶持的依存度较高(董晓林,2042),而国内资本和金融扶持往往集中于大中型企业,大中型企业对外直接投资可能会带来国内资本的减少,利率的提升,使得小微企业融资更加受阻,往往减少雇员以维持生存(如图2所示)。图2 大中型企业外直接投资的就业损失效应因此,将企业规模异质性理论引入企业对外投资对国内就业影响的研究,理论分析发现大中型企业对外直接投资对母国小微企业的发展与就业会同时产生“就业创造效应”和“就业损失效应”,其净效应取决于上述两种情况的对比。至此,提出本文待检验的假说H及其两个子假说H ,H 2。假说H:我国大中型企业对外直接投资对母国小微企业就业存在显著的影响。假说H :如果大中型企
13、业对外直接投资的就业增加效应大于就业损失效应,那么大中型企业对外直接投资对母国小微企业就业影响的净效应为正。假说H 2:如果大中型企业对外直接投资的就业增加效应小于就业损失效应,那么大中型企业对外直接投资对母国小微企业就业影响的净效应为负。考虑到地区之间发展水平存在巨大差异(周江燕,20422),东部沿海地区与中西部地区在对外直接投资数量、金融发展水平、对外开放程度、市场经济发展程度等方面均存在巨大的差异。因此,地区发展差异可能会造成大中型企业对外直接投资的母国小微企业就业效应存在空间分异,至此,提出本文待检验假说H2。假说H2:受地区间金融发展水平差异影响,我国大中型企业对外直接投资对母国小
14、微企业就业的影响存在空间分异。(二)金融发展水平的调节机制金融发展水平主要通过对资本市场的调节影响对外直接投资的小微企业就业效应。地区金融发展主要通过两种方式进行调节:第一,高水平的金融发展水平能有效消除对外直接投资的“资本窘迫”(宋林,20623),能够有效提升对外直接投资的数量跟质量,促进对外直接投资的发展,从而促进其对小微企业就业率的提升;第二,高水平的金融发展水平能够有效缓解大量资本外流后本地资本缺乏的现象,能够为母国广大小微企业提供充足的发展资本,随着成熟企业的“走出去”,拥有充足的“发展资本”与“市场空间”,必然会促进母国小微企业的快速发展,从而促进母国小微企业的就业水平。至此,提
15、出本文待检验的假说H3。假说H3:地区金融发展水平对大中型企业对外直接投资的母国小微企业就业效应的发挥存在显著的调节效应。三、模型设定与数据说明(一)模型设定为了研究大中型企业走出去对母国小微企业就业效应的影响,在尽量平衡计量模型的变量遗漏和多万方数据64 工商管理贵州财经大学学报207年第6期 总第9期重共线性的基础之上,结合我国经济发展的实际情况与统计数据的限制,构造具体的回归方程如下:epi,t = 0 + ofdii,t + yxi,t + i,t ()其中,i,t分别表示第i省份第t年的数据,y为各变量的系数,表示随机干扰项,服从正太分布的假设。被解释变量epit表示i地区第t年的小
16、微企业产值与从业人员数量;解释变量ofdiit表示i区域第t年的对外投资水平;xit为控制变量,主要包括fdiit、openit、huit、govit、gdpit与finit,分别表示i区域第t年的外商直接投资,对外开放水平,人力资本,政府支出比例,人均GDP以及金融发展水平。由于我国区域之间发展差异较大,因此有必要进一步从区域层面考虑大中型企业对外直接投资对地区小微企业发展与就业的影响,为了检验大中型企业对外直接投资对小微企业影响是否存在这种空间差异,我们将全国样本划分为东中西三组,分别进行回归。(二)指标选择与数据来源自变量:小微企业就业人数(emp)。目前囿于我国对小微企业数据统计严重不
17、足,关于小微企业数据主要存在于中国工业统计年鉴中的小型企业数据、中小企业年鉴中的中小企业数据,以及中国经济普查年鉴中的小型企业与小微企业数据。考虑到中国中小企业年鉴与中国工业统计年鉴在统计中无法分离小微型企业数据,因此本文选取203年中国经济普查年鉴中关于小微企业就业人数作为代理变量。因变量:对外直接投资(ofdi)。目前关于对外直接投资水平的衡量主要有各地区的对外直接投资存量和流量两种方法。由理论分析可知,对外直接投资对小微企业的影响可以通过资本市场的变化实现,而对外直接投资流量导致的资金外流与利率变化成为资本市场变化重要影响因素,因此本文选取各地区每年对外直接投资的流量表示对外直接投资水平
18、。控制变量:参考已有相关文献以及中国区域经济发展特征,本文选取外商直接投资(fdi)、人力资本(hum)、经济发展水平(gdp)、政府影响(gov)、对外开放度(ope)以及金融发展(fi)作为控制变量。其中,外商直接投资水平作为影响东道国小微企业发展与就业的重要变量,通过投资企业选择与挤出效应对小微企业的发展起着重要作用,预期系数为负,本文采用各省对外直接投资存量来衡量;人力资本水平,作为小微企业吸引大量就业的前提和基础,其预期系数为正,本文采用中国人力资本指数分析报告所使用的收入计算法(JF法)计算各地区的人力资本水平;经济发展水平与小微企业的发展紧密相关,其预期系数为正,本文选取人均实际
19、GD衡量中国经济发展水平;政府在经济活动中具有重要的角色,政府对小微企业政策的不断倾斜,预期其系数为正,本文选取政府财政支出占GD比重进行衡量;经济开放政策对我国经济发展造成了深远的影响,由于不断扩展的国际市场,小微企业获得了更多的生存空间,其预期系数为正,本文采用地区进出总额与GD的比值进行衡量。金融发展水平作为小微企业发展的融资保障,其发展水平对小微企业的发展存在重要的影响,本文选取戈式指标(fi)作为金融发展水平,全面衡量金融发展水平对小微企业发展与就业效应的影响。本文各项指标的原始数据均来源于2000 204年各省统计年鉴。其中衡量fdi、fi、gdp和hum指标的原始数据来源于200
20、0 204年各年的中国统计年鉴和中国金融年鉴。由于gdp、fdi等指标涉及价格因素,因此对原始数据进行平减,以此消除价格因素。各变量数据的统计描述如表所示。表数据描述表Variabe mea sd mi p25 p50 p75 maemp 2249 032 9566 687 2367 2880 4264ofdi 0888 2299 3899 9485 322 2656 52fdi 644 03 3327 2389 2000 0989 0552ope 0344 0424 0036 0092 035 0372 737hum 84 0906 5560 8000 8500 9030 0220gdp 8
21、946 0999 5967 8324 9033 969 043fi 079 0307 0026 057 072 0847 869gov 735 0396 2536 205 759 490 0466万方数据贵州财经大学学报207年第6期 总第9期工商管理65 四、实证结果与分析(一)实证模型检验单位根检验与协整检验为避免“伪回归”的现象,满足协整关系的要求,本文对面板数据进行数据的平稳性检验,即“单位根检验”。本文分别采用两种类型的检验方法进行各变量的单位根检验,检验结果如表2所示。表2面板数据单位根单位根检验检验方法LLC Breitug S ADF 结论empi,t 732(000) 923
22、(000) 245(000) 5660(000) 8222(000)平稳ofdii,t 683(000) 224(000) 705(000) 7497(000) 7280(000)平稳fdii,t 947(000) 82(000) 629(000) 243(000) 758(004)平稳opei,t 826(000) 62(000) 53(000) 0727(005) 622(07)平稳humi,t 25(000) 242(000) 632(000) 328(000) 24346(000)平稳gdpi,t 387(000) 29(000) 727(000) 23945(000) 42779(0
23、00)平稳govi,t 207(000) 85(000) 762(000) 3526(000) 47242(000)平稳fii,t 326(000) 357(000) 462(000) 3249(000) 35742(000)平稳注:表中面板数据平稳性检验均采用dividua itercept ad tred;括号内为单位根检验的值。表2各变量单位根检验结果表明,除检验中对外开放程度的平稳检验没有通过,存在单位根之外,其他变量均在5%的显著水平下通过平稳性检验,各变量并不存在单位根,满足变量间协整检验的要求。变量间协整检验结果如表3所示,组内与组间7个统计量均在%的显著水平下存在协整关系,模型
24、不存在伪回归。表3面板模型的协整检验组内统计量统计量值组间统计量统计量值ae v S 6949 00000 Group S 5428 00000ae S 36774 0005 Group S 92743 00000ae S 4025 0000 Group ADF S 32765 00007ae ADF S 729 00000注:原假设为不存在协整关系。2 Hausma检验与似然比检验考虑到面板模型的固定效应与随机效应的估计效果有所差异,需要通过随机效应模型的Hausma检验或固定效应的最大似然比检验,在回归之前确定截面之间的差异是固定差异还是随机差异造成的(安同良等24,204)。检验结果中,
25、Hausma的统计量值为0,检验无效,对比最大似然检验的F统计量8 66与卡方统计量的752,均通过了%的显著水平检验,因此模型回归时应选择固定效应回归。(二)全样本回归结果分析基于以上理论与模型,本部分重点分析我国大中型企业对外直接投资是否影响了国内小微企业对员工的雇佣,减弱其就业吸纳效应,基础回归结果如表4模型所示,大中型企业对外直接投资对母国小微企业就业效应的影响为正,并在5%水平上显著,这表明大中型企业的对外直接投资促进了母国小微企业的发展,增加了母国小微企业对于员工的雇佣,验证了假说H与H 的正确性为检验不同的模型设定对回归结果的影响。为检验模型设定对回归结果的影响,模型2 3分别采
26、用随机效应模型和混合OLS进行估计,对外直接投资系数均在5%水平下显著为正,结果具有一定的稳健性。模型4引入对外直接投资的滞后项,以期检验大中型企业对外直接投资的动态影响,结果显示大中型企业OFD无论是当期还是其一阶滞后项对母国小微企业就业的影响均在5%的水平下显著为正,大中型企业对外直接投资对母国小微企业的影响存在显著的滞后效应,并且从其系数也可以看出,相比当期影响,其滞后影响更为明显。为减弱内生性带来的影响,模型5进一步提供了系统GMM的估计结果,其就业人数滞后一阶的系数在万方数据66 工商管理贵州财经大学学报207年第6期 总第9期%的水平显著为证,表明小微企业就业自身的动态因素发挥显著
27、的作用,小微企业前一期的就业水平对当期的就业会产生较为积极的影响,对外直接投资的当期和滞后期的系数同样支持了我们的结论。表4全样本估计结果模型Mode Mode 2 Mode 3 Mode 4 Mode 5估计方法fied radom混合OLS fied Sys GMMofdi 003 (325)0022 (2)0055 (409)0025 (243)0045 (243)fdi 009( 037) 002(037) 0035( 08) 0042(099) 0032 (99)ope 023(09) 0398 (292)0296 (242)064 (256)094 (327)hum 0073(08
28、8) 0768 (374)090 (236)006(052)0276 (032)gdp 0032 (9)0002( 0)0008(023)038 (03)07 (230)gov 0974 (033)0323 (387)0366 (399)0097( 74)0254 (25)fi 0303 ( 293)037 ( 297)0009( 0)0235 ( 34)097 ( 224)ofdi( ) 053 (333)020 (287)Lemp( ) 0629 (849)N 292 292 292 292 32R2 073 066 093 072 0302F 444 43083 4352 Wad chi
29、2/ Sarga 7384 23883(0325)注: 、 、分别表示在%、5%、0%的水平下显著;括号内为t值。下同。其他控制变量方面,除外商直接投资(fdi)和金融发展水平(fi)系数为负外,其余变量对小微企业的就业均有显著的正向影响。外商直接投资对小微企业的影响并不显著,一方面外商直接投资通过绿地投资与跨国并购,能够对本地竞争力较低的小微企业的发展带来威胁,另一方面其“经济溢出效应”和“引致效应”在后期又会促进国内小微企业的发展与就业。金融发展水平显著为负,这表明虽然金融发展的绝对量不断增加,但是其结构与质量却尚未优化,对小微企业金融扶植力度依然较小,阻碍了小微企业的发展与就业。对外开放
30、水平对于小微企业的就业具有显著的促进作用,无论是离岸加工、加工贸易还是国际市场的开拓,对国内小微企业的发展与就业均有显著的促进作用,人力资本,政府支出、人均GD等对小微企业吸纳就业具有正向的作用。(三)对外直接投资的母国小微企业就业效应空间分析检验考虑到地区发展之间的明显差异,论文根据国家统计标准,将样本分为东部、中部、西部三个子样本,进一步研究大中型企业对外直接投资对小微企业就业影响的空间异质性。如表3所示,大中型企业对外直接投资对小微企业的影响存在明显的空间异质性,在中东部主要表现在大中型企业OFD对小微企业就业的挤入作用,在西部地区主要为挤出作用。从估计结果来看,在东部地区,OFD对小微
31、企业的发展影响显著为正,对于中部地区影响虽然依然显著,但其影响系数明显降低,而西部地区的影响则显著为万方数据贵州财经大学学报207年第6期 总第9期工商管理67 负。其原因可能是,相较于发展较快的中东部地区,西部地区资本稀缺程度较高,大中型企业的OFD对于西部地区的资本市场影响较大,对资本依存度较高的小微企业存在较为严重的挤出效应。而东部地区资本较为丰富,金融市场的不断深化也使得大量OFD的同时,地区资本市场的稳定,对小微企业的融资影响较小,对小微企业发展与就业的正面影响较大。表5分地区估计与差异原因的检验变量分地区估计结果东部中部西部调节效应与差异原因的检验金融发展广度金融发展深度ofdi
32、005 (238)0032 (208)0025( 66)0026 (792)0059 (464)fdi 003(07) 0094( 2) 0095(83)0029( 052)0035( 086)ope 0246 (266)248(9)00 ( 023)0257(68)054 (249)hum 0087(046) 029(08) 0635 (329)0647 (742)0025( 035)gdp 020( 35) 0034( 040) 0007( 024) 0028(33) 005(28)gov 286 (45)42 (770)078 (52)079 ( 277)0898 (8)fi 0408
33、(205)0243(2)0304( 46)006 (394)fid 0432(82)Lofdi fi 0096 ( 446)Lofdi fid 0048(224)N 2 72 02 29 29R2 064 082 080 066 073F 203 3322 2384 2638 2709 (四)金融发展水平的调节效应检验根据前文的理论分析与文献梳理,考虑到我国小微企业对资金和金融支持依存度较高,大中型企业大规模的走出去带来的资本市场的变化,成为其影响小微企业发展与吸纳就业的重要影响途径,而地区的金融发展水平在其中起到重要的调节作用。地区金融发展水平的差异,一定程度上成为大中型企业对外直接投资对小
34、微企业就业影响存在空间异质性的重要影响因素。为全面分析地区发展水平在其中的调节作用,进一步解析其影响存在空间异质性的原因,本文引入金融发展的广度(fin)与金融发展的深度(find)两个维度,构造对外直接投资与金融发展的交乘项ofdi fin与ofdi find,进一步研究金融发展水平与大中型企业对外直接投资的交叉影响,具体的检验方程构造如下:epi,t = 0 + ofdii,t + 2ofdii,t fini,t + yxi,t + i,t (2)epi,t = 0 + ofdii,t + 2ofdii,t findi,t + yxi,t + i,t (3)其中,i,t分别表示第i省份第t
35、年的数据,y和y为各变量的系数,与为表示随机干扰项,服从正太分布的假设。 fi表示金融发展水平的广度,与上文金融发展水平一致,fid表示金融发展水平的深度,选取金融包容性指数(fid)作为金融发展水平的深度,代表了金融发展水平结构的优化与升级,其他变量与式一致。论文对式(2)和式(3)进行回归检验,从大中型企业对外直接投资影响母国小微企业就业的影响途径上,进一步分析大中型企业OFD对小微企业就业的影响。表3第4、5列分别表示了,在地区金融发展的万方数据68 工商管理贵州财经大学学报207年第6期 总第9期广度与深度的作用下,大中型企业OFD对小微企业就业的影响。金融发展的广度作为地区金融发展的
36、绝对量,其与对外直接投资的交乘项系数(ofdi fi)显著为负,表明金融水平绝对量的上升并没有缓解小微企业因大量对外直接投资带来的资本欠缺,小微企业融资仍然受阻,因大量资金的外流带来的利率上升,使得小微企业的发展与人员的雇佣举步维艰。而金融发展的深度更多的衡量了包容性金融的发展,金融结构的优化,其与对外直接投资交乘项(ofdi fid)的系数显著为正,这表明包容性金融的发展,金融结构的优化能够进一步促进对大中型企业对外直接投资对小微企业吸纳就业的影响,对小微企业的充足金融支持,能够减弱大中型企业走出去对小微企业的消极影响。另外这也为其影响存在空间异质性提供了一种逻辑一致的解释,即地区金融发展水
37、平的巨大差异,对地区大中型企业对外直接投资的小微企业就业影响存在空间异质性的重要原因。从金融发展水平的广度来看,我国区域发展均较为迅速,但从其发展的深度和结构来看,东部地区普惠制、包容性金融发展较快,金融结构的优化对小微企业的影响较大,能够减弱大中型对外直接投资带来资本外流的影响,而西部地区,金融发展水平仍然较低,虽然其绝对量取得了快速发展,但其服务对象却局限于大中型企业,缺乏包容性发展,小微企业融资受阻,加剧了大中型企业对外直接投资对地区小微企业发展和就业的消极影响。五、结论与建议在我国大中型企业对外直接投资如火如荼,小微企业发展举步维艰的背景下,本文从企业异质性视角出发,系统地考察了大中型
38、企业对外直接投资对母国小微企业就业的影响,并在阐明大中型企业OFD对小微企业就业的影响机制之上,利用我国200 204年省际面板数据对理论分析的结论进行验证。研究发现:()从总体来看,我国大中型企业对外直接投资对母国小微企业的就业具有显著的影响,其净效应为正。 (2)从分地区估计结果来看,大中型对外直接投资对小微企业就业的影响存在空间异质性,在东部地区,OFD对小微企业的发展影响显著为正,对于中部地区影响虽然依然显著,但其影响系数明显降低,而西部地区的影响则显著为负。 (3)地区的金融发展水平在大中型企业OFD对母国小微企业就业的影响中起到重要的调节作用,金融水平绝对量的上升并没有缓解小微企业
39、因大量对外直接投资带来的资本欠缺,而包容性金融的发展、金融结构的优化能够进一步促进大中型企业对外直接投资对小微企业吸纳就业的影响。本文不仅丰富了对外直接投资对母国就业影响的相关理论,将企业异质性纳入研究视角,而且又为我国对外直接投资的母国就业影响提供了新的经验证据,具有重要的政策启示。从提升就业角度来讲,大中型企业日益增多的对外直接投资对母国小微企业的就业的影响是显著并且积极的,应坚持在开放中发展,使对外开放成为我国向新型经济发展模型转型的有力抓手。另外,由于OFD对小微企业就业的影响存在较为明显的空间异质性,因此各地区在推动企业对外直接投资时,应综合考量其对本地就业的影响,在国内经济与社会稳
40、定的基础之上加大对外开放水平。最后,大中型投资企业OFD对地区小微企业就业的影响受地区金融发展水平等因素的制约,从金融发展角度出发,地区在推进对外直接投资,积极“走出去”的同时,应推进地区金融水平的发展,大力发展包容性和普惠性金融,优化金融结构,加大对地区小微企业的资金支持和金融服务,减弱、甚至消除对外直接投资对国内的消极影响。参考文献:Kravis B,Lipsey R The ffect of Mutiatioa Firms Operatios o Their Domestic mpoymetJ Nber Worigapers,9932Lipsey R Outward direct ive
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