FDI 對中國農(nóng)村剩余勞動力產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移路徑的影響分析

■ 李彤梅 姚金安 副教授（河北農(nóng)業(yè)大學 河北保定 071000）

引言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高以及產(chǎn)量的增加使得農(nóng)村出現(xiàn)了大量的剩余勞動力，改革開放以來，我國不斷加強與世界各國的聯(lián)系，成功加入世界貿(mào)易組織后，我國通過吸引外商直接投資（FDI）迅速成為世界制造業(yè)的加工生產(chǎn)地和出口基地，并成為全世界吸收外商直接投資最多的國家之一。農(nóng)村剩余勞動力向勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移則形成了中國歷史上最大規(guī)模的人口遷移運動，人口的自由遷移和國際經(jīng)濟中的自由貿(mào)易都產(chǎn)生了勞動力和資本的自由流動，都會帶來經(jīng)濟效益，可見外商直接投資對農(nóng)村剩余勞動力的流動起著重要的作用。本文主要研究的是FDI 與中國農(nóng)村剩余勞動力產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移路徑的關系。

表1 按行業(yè)劃分的歷年外商直接投資（2014年）單位：億美元

中國資本市場和農(nóng)村勞動力市場的發(fā)展現(xiàn)狀及關聯(lián)性

（一）FDI 的產(chǎn)業(yè)分布現(xiàn)狀

外商直接投資在我國的產(chǎn)業(yè)分布十分不均衡，表1中明顯表現(xiàn)出第二、三產(chǎn)業(yè)吸引的外商直接投資相對較多，第一產(chǎn)業(yè)明顯最少。二三產(chǎn)業(yè)中包含較多的勞動密集型行業(yè)，對勞動力的需求相對較大，同時也吸引了較多的FDI投資，吸引的FDI投資總額是第一產(chǎn)業(yè)的多倍。同時，由于第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，機械化的生產(chǎn)已經(jīng)不需要更多的農(nóng)村勞動力，這也是勞動力向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的推動力。

（二）農(nóng)村剩余勞動力產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移特點

農(nóng)村剩余勞動力規(guī)模逐漸增加。由于我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展速度落后于GDP的增長速度，農(nóng)業(yè)內(nèi)部提供給農(nóng)民就業(yè)的空間不斷縮小，大量的剩余勞動力不能實現(xiàn)充分就業(yè)。表2中顯示我國農(nóng)村剩余勞動力逐年出現(xiàn)正增長趨勢，在2005年，我國農(nóng)村剩余勞動力曾一度以24.6% 的速度高速增長。由此可見，農(nóng)村剩余勞動力不僅是生產(chǎn)力提高所表現(xiàn)出來的多余的勞動力，還是對外貿(mào)易發(fā)展中進出口比例不平衡、外商投資比例不均衡所導致的。

農(nóng)村剩余勞動力跨產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。由于第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)力水平的提高，出現(xiàn)了大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動力。《中國統(tǒng)計年鑒》中也顯示，改革開放以來，第二產(chǎn)業(yè)吸收勞動力的速度快于第三產(chǎn)業(yè)。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加速推進，以及FDI偏好于人口紅利較大的勞動密集型企業(yè)，為農(nóng)業(yè)剩余勞動力的轉(zhuǎn)移提供了更多的就業(yè)機會，吸引了農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，改善了剩余勞動力的就業(yè)結(jié)構。由于多數(shù)的勞動力受知識水平和技能所限，其主要轉(zhuǎn)移到以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的輕工業(yè)，對勞動力的基本素質(zhì)與專業(yè)技能要求減低。

FDI 對中國農(nóng)村剩余勞動力產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移路徑的影響

本文通過定量的計量分析來檢驗我國的FDI與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移結(jié)構之間的關系。通過協(xié)整分析來分別觀察兩者之間是否存在長期的穩(wěn)定關系，運用格蘭杰因果關系檢驗的實證方法來觀察二者的相互作用及影響，通過綜合各影響因素的分析，對FDI 和農(nóng)村剩余勞動力的優(yōu)化轉(zhuǎn)移提出合理的政策建議。

（一）產(chǎn)業(yè)間FDI 與勞動力流動模型實證

數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。本節(jié)中，三大產(chǎn)業(yè)的FDI 總額分別用FDI1、FDI2、FDI3來表示，三大產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力為labor1、labor2、labor3，為消除各變量的異方差，對各變量取對數(shù)，用LnFDI1、LnFDI2、LnFDI3、Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3來表示，用DLnFDI1、DLnFDI2、DLnFDI3、DLnlabor1、DLnlabor2、DLnlabor3來表示取對數(shù)后的一階差分。數(shù)據(jù)處理全部采用Eviews6.0 軟件實現(xiàn)。

首先對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，由于時間序列數(shù)據(jù)需要對其進行平穩(wěn)性檢驗，滿足同階單整才可以做格蘭杰因果檢驗。因此引入ADF單位根檢驗的方法。

由表3 數(shù)據(jù)可知，各變量取對數(shù)后在5%的顯著水平下都是不平穩(wěn)的，因此對其進行一階差分，差分后的各變量（DLnFDI1）等在5%的顯著水平下都是平穩(wěn)的，即第一二三產(chǎn)業(yè)的FDI 和第一二三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量的對數(shù)時間序列在5%的顯著水平下均為一階單整過程，即為平穩(wěn)序列，符合建立VAR模型的條件，因此可以繼續(xù)對其進行協(xié)整分析。

滯后階數(shù)的確定與協(xié)整分析。通過Eviews6.0軟件確定最大滯后階數(shù)，滯后階數(shù)越大，自由度就越小。一般根據(jù)AIC和SC 取值最小準則來確定階數(shù)。如果AIC和SC并不是同時取值最小，采用LR檢驗進行取舍。根據(jù)分析并經(jīng)過多次測試，確定第一產(chǎn)業(yè)的FDI1與第一產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力的VAR 模型的最優(yōu)滯后階為2。同理，第二、三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資（FDI2）、（FDI3）與第二、三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力的VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)都為2。由于此時間序列滿足一階單整，同時可以確定Johansen檢驗的之后階數(shù)為1。

表2 我國農(nóng)民工總量與年增長率（單位：萬人，%）

表3 各變量取對數(shù)后一階差分ADF 檢驗結(jié)果

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

根據(jù)三個Johansen檢驗結(jié)果（實證過程略），None表示沒有協(xié)整關系，F(xiàn)DI1對labor1Johansen 協(xié)整跡檢驗結(jié)果中，該假設下計算的跡統(tǒng)計量值為18.32，大于臨界值15.49且概率P值為0.0043，可以拒絕原假設，認為第一產(chǎn)業(yè)的FDI總額與第一產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量至少存在一個協(xié)整關系。FDI2對labor2Johansen協(xié)整跡檢驗結(jié)果中，該假設下計算的跡統(tǒng)計量值為65.40561，大于臨界值15.49且概率P值為0.00，可以拒絕原假設，認為第二產(chǎn)業(yè)的FDI總額與第二產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量至少存在一個協(xié)整關系。FDI3對labor3Johansen協(xié)整跡檢驗結(jié)果中，該假設下計算的跡統(tǒng)計量值為17.07，大于臨界值15.49且概率P值為0.02，可以拒絕原假設，認為第三產(chǎn)業(yè)的FDI 總額與第三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量至少存在一個協(xié)整關系。

格蘭杰因果分析。運用格蘭杰因果關系檢驗的實證方法來觀察各產(chǎn)業(yè)外商直接投資與各產(chǎn)業(yè)農(nóng)村剩余勞動力之間的相互作用及影響，通過對一階差分序列的格蘭杰檢驗，由AIC和SC準則確定滯后期，通過Eviews6.0確定因果關系。

由表4 可知，在5%的顯著性水平下，各產(chǎn)業(yè)LnFDI 均構成對Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3的Granger 原因，也就是說FDI 的變動是影響農(nóng)村剩余勞動力產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移的一個因素，二者之間存在單向相關關系。各產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對不同產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力的Granger影響中，其格蘭杰原因的概率均小于置信度0.05，應拒絕原假設。而且經(jīng)比較發(fā)現(xiàn)DLnFDI2與DLnlabor2的F統(tǒng)計值最高，達到786.858，這說明第二產(chǎn)業(yè)的FDI的變動與第二產(chǎn)業(yè)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的因果關系最為密切。

（二）實證結(jié)果

本節(jié)通過構建VAR模型，運用單位根檢驗、Johansen 協(xié)整檢驗、格蘭杰因果分析等方法，對各產(chǎn)業(yè)FDI與農(nóng)村剩余勞動力的流動進行了實證分析，分析結(jié)果顯示：第一，F(xiàn)DI與我國勞動力轉(zhuǎn)移之間存在因果聯(lián)系，F(xiàn)DI從整體上促進了我國勞動力轉(zhuǎn)移的非農(nóng)化趨勢。第二，無論是從長期均衡角度還是從短期均衡角度來看，F(xiàn)DI對我國勞動力向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有比第一產(chǎn)業(yè)更為明顯的推動作用，這與FDI 對第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的密集投資有關。

綜上所述，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高加速了農(nóng)村剩余勞動力的積存，文章通過對FDI與中國農(nóng)村剩余勞動力流動的現(xiàn)狀分析，以實證檢驗作為依托，得出FDI與中國農(nóng)村剩余勞動力流動具有相關性。從產(chǎn)業(yè)流向角度，F(xiàn)DI偏好于人口紅利較大的勞動密集型企業(yè)，第二、三產(chǎn)業(yè)是農(nóng)村剩余勞動力的流動趨向。大量農(nóng)村剩余勞動力的流動，與外國資本的投入以及國際貿(mào)易的發(fā)展是分不開的，作為資本市場重要的要素，F(xiàn)DI是影響農(nóng)村剩余勞動力流動的重要因素，對勞動力的數(shù)量、剩余勞動力的流向都起到吸附作用。

因此，未來一段時期，我國在吸引外商直接投資、促進勞動力尤其是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移方面應做出努力。合理引導各產(chǎn)業(yè)的外商直接投資，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構，吸引農(nóng)村剩余勞動力均衡就業(yè)，以實現(xiàn)全國勞動力市場一體化趨勢。

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