我國對外直接投資和對外勞務輸出相互關系

【摘要】對外直接投資已經成為我國主要的對外開放戰略，在此背景下本文研究其所產生的對外勞務輸出效應。本文通過時間序列數據協整分析發現對外直接投資和對外勞務輸出及勞務合作之間存在穩定的長期關系，并在一定程度上具有相互促進的良性循環。本文的研究意味著相關政策可以實現對外直接投資和勞務輸出之間的共同促進效果。

【關鍵詞】對外直接投資 對外勞務輸出 協整分析

一、引言

近年來，隨著“走出去”戰略的大力推行，我國在對外經濟合作領域取得了快速的發展，不僅對外直接投資量大幅度提升，對外勞務輸出量和勞務合作額也取得了大規模的突破。在這種背景下，人們一方面關注我國對外直接投資的經濟效益，另一方面也關注推動對外勞務輸出的因素。一般而言，對外勞務輸出被認為在緩解國內就業壓力、學習國外技術以及增加外匯收入等多個方面有利于國內經濟發展和結構優化，因此我國政府較為重視對外勞務輸出的發展，進而對何種因素有利于推動勞務輸出的探索也具備較大的政策參考價值。基于此考慮，本章利用跨國面板數據研究對外直接投資對我國的對外勞務輸出以及勞務合作是否存在促進作用，既能在一定程度上明確對外直接投資在勞動就業領域的經濟效益，又能從對外經濟合作本身發現有利于對外勞務輸出的因素。

國內針對我國勞務輸出的研究文獻主要集中在討論勞務輸出的發展對策以及其與對外貿易的關系上。在第一類文獻中，劉權和羅俊（2004）以及尹豪（2009）均在強調對外勞務輸出重要性的基礎上提出了我國對外勞務輸出的發展對策；楊云母（2006）則詳細論述了我國各種有利及不利于對外勞務輸出發展的因素，并認為對外直接投資是其中有利因素之一。在第二類文獻中，李禮（2004）以及李禮和郝臣（2005）分別采用不同的時間序列計量方法研究發現我國的對外貿易有利于對外勞務輸出和勞務合作的發展；胡昭玲和曾敏（2008）則利用跨國數據進行實證研究發現我國對外勞務輸出有利于進出口貿易的發展。從文獻上看，目前我國在對外勞務輸出領域的實證研究不多，且仍缺乏考察對外直接投資對勞務輸出及勞務合作影響的研究文獻。

在對外直接投資領域，我國當前的研究主要關注其對國內經濟發展、就業以及經濟結構等經濟效益的影響。魏巧琴和楊大楷（2003）通過實證研究發現我國對外直接投資和經濟增長之間的關系不明顯；肖黎明（2009）則利用協整方法發現總體上對外直接投資能促進我國的經濟增長，但是這種效應目前并不明顯。在產業結構方面，王英（2009）利用時間序列樣本發現對外直接投資能通過技術進步等途徑優化我國的產業結構；趙偉和江東（2010）則在詳細梳理影響機理的基礎上利用典型省份面板數據進行實證研究發現對外直接投資與我國的產業結構升級存在正相關性。在就業方面，劉輝群和王洋（2011）的研究進行了較為詳細的探討，發現不同類型主體企業的對外直接投資對就業產生的影響是不同的。從該領域的文獻進展中可以發現，盡管當前探討對外直接投資對國內經濟影響的研究較為豐富，但仍缺乏分析對勞務輸出和勞務合作影響的研究文獻。余官勝和林俐（2102）利用跨國面板數據首次研究了我國企業對外直接投資對勞務輸出促進作用的影響機制。

二、實證研究

（一）方程設定與數據說明

本節利用時間序列VAR模型檢驗對外直接投資對勞務輸出及勞務合作的影響，建立如下的VAR模型方程組：

這里logXLt為t年對外勞務輸出（人）對數值，logCLt為t年對外勞務合作額（萬美元）對數值，兩者數據來源于歷年《中國外經貿統計年鑒》；logODIt為t年對外直接投資額（萬美元）對數值，數據來源于商務部和統計局發布的《2010年中國對外直接投資統計公報》。三個變量的樣本年限均為1991～2010年。p和q分別為兩個VAR方程組的滯后期數，在VAR模型中，滯后期的選擇是較為重要的問題，較大的滯后期能提供較為完整的信息，但同時階數過大也會減少模型的自由度，因此滯后期的選擇存在折中選擇。一般而言，VAR模型滯后期的選擇存在似然比檢驗和AIC信息準則以及SC準則等多個標準，本節使用AIC準則確定兩個VAR模型的滯后期均為1期，即p=q=1。

（二）單位根和協整關系檢驗

為了避免對非平穩時間序列數據進行謬誤回歸，也為了保證VAR模型的Johansen協整檢驗可以操作，本節先對兩個VAR模型中的三個變量序列進行單位根檢驗，得到表1的結果：

表1 各序列單位根檢驗結果

注：Δ表示一階差分，檢驗形式（C，T，K）依次表示單位根檢驗的截距項、是否有時間趨勢、滯后項。括號內為p值，上標*，**，**分別代表在10%，5%和1%水平上顯著。

從表1的檢驗結果可以發現logODIt、logXLt和logCLt三個序列均不平穩，但它們的一階差分序列均平穩，說明三個序列均為一階單整時間序列。由于三個序列屬于同階序列，為logODIt和logXLt之間以及logODIt和logCLt之間存在協整關系的可能性提供保證。因此本節使用Johasen檢驗對兩個VAR模型的協整關系進行檢驗，得出表8-4-2的結果：

表2 Johasen協整關系檢驗結果

注：括號內為p值，上標*，**，**分別代表在10%，5%和1%水平上顯著。

從表2的協整檢驗結果可以發現兩個VAR方程中，無論是跡統計量還是λ-max統計量均在5%水平上拒絕存在0個協整關系的原假設，但拒絕不了至多存在一個協整關系的假設。由此可以說明兩個VAR方程均存在且僅存在一個協整關系，證明對外直接投資和對外勞務輸出以及對外直接投資和對外勞務合作之間均存在長期的穩定關系。

（三）脈沖響應分析

為了更為形象地分析說明對外直接投資和對外勞務輸出及對外勞務合作之間的長期互動關系，本節描繪出了兩個VAR方程的脈沖響應圖：

圖1 對外直接投資和對外勞務輸出脈沖響應圖

注：橫坐標表示沖擊年份，縱坐標表示因變量對自變量的響應程度，實線為脈沖響應函數的模擬值，兩條虛線分別為脈沖響應函數值正負兩倍標準差值。

圖2 對外直接投資和對外勞務合作脈沖響應圖

注：同圖1。

從圖1中可以發現，首先在左上圖中可以反映出對外勞務輸出存在自我持續的動態自相關性，對外勞務輸出對后續的勞務繼續輸出對正向傳導性，但這種正向關系隨時間逐漸減弱。右上圖則反映出對外直接投資在短期內會減少對外勞務輸出，但在長期內促進效應開始出現，并隨時間加強。左下圖則發溢出對外勞務輸出也能促進對外直接投資，這種促進作用在2期以后比較平穩。右下圖反映出對外直接投資自身也存在自我促進的持續性，并隨時間逐年強度遞減。

與圖1類似，圖2反映出對外直接投資和對外勞務合作額之間的長期動態關系。從中可以發現，對外勞務合作和對外直接投資均存在自我促進的持續性；對外直接投資在也是在短期內減少對外勞務合作，但長期內促進效應逐年增強；對外勞務合作則能有效地促進對外直接投資，這種促進效應隨時間呈現出現增強后減弱的趨勢。

三、結論和政策含義

對外直接投資和勞務輸出都是當前我國優化產業結構、提高經濟效率的主要手段，因此探明兩者之間的關系對于理論發展和政策實踐均有重要的參考意義。本文利用時間序列動態模型研究對外直接投資和勞務輸出以及勞務合作之間的相互關系，發現對外直接投資和兩者均存在穩定的均衡關系，并且在一定程度上存在相互促進的正向循環。本文的研究意味著對外直接投資也可以成為推動我國實現有效就業的手段之一，因此在這個方面政府應大力推動企業對外直接投資。

參考文獻

[1]胡昭玲，曾敏.《中國勞務輸出對進出口貿易影響的實證分析》.《數量經濟技術經濟研究》2008年第3期.

[2]李禮.《我國對外勞務合作與出口貿易關系的實證研究》.《求索》，2004年第12期.

[3]李禮，郝臣.《我國出口增長中勞務輸出效應實證研究》.《現代財經》2005年第7期.

[4]劉權，羅俊.《中國對外勞務輸出現狀與對策》.《華人華僑歷史研究》2003年第1期.

[5]劉輝群，王洋.《中國對外直接投資的國內就業效應》.《國際商務—對外經濟貿易大學學報》2011年第4期.

[6]王英.《對外直接投資影響產業結構調整的實證分析》.《審計與經濟研究》2009年第4期.

[7]魏巧琴，楊大楷.《對外直接投資與經濟增長的關系研究》.《數量經濟技術經濟研究》2003年第1期.

[8]肖黎明.《對外直接投資與母國經濟增長：以中國為例》.《財經科學》2009年第8期.

[9]楊云母.《新時期中國勞務輸出的發展與變革》.經濟科學出版社2006年版.

[10]尹豪.《改革開放以來我國對外勞務輸出發展研究》.《人口學刊》2009年第1期.

[11]余官勝，林俐.《我國海外投資對勞務輸出的促進效應》.《財貿經濟》2012年底11期.

[12]趙偉，江東.《ODI與中國產業升級：機理分析與嘗試性實證》.《浙江大學學報（人文社會科學版）》2010年第1期.

作者簡介：楊文（1981-），男，湖南永州人，中國船舶重工集團公司第七一二研究所管理學碩士。