對外直接投資對我國勞動生產率的影響

王艷

[摘 要]應用我國近十幾年對外直接投資和勞動生產率的數據，研究了對外直接投資對勞動生產率的影響。經驗分析結果表明，對外直接投資對勞動生產率有顯著影響。研究還發現，對外開放度可以部分地解釋總量和結構上差異。

[關鍵詞]對外直接投資；勞動生產率；Granger檢驗

[DOI]10. 13939/j. cnki. zgsc. 2015. 51. 022

1 引 言

從閉關鎖國到沿海對外開放再到絲綢之路經濟帶的向西開放、向南更深層次的開放，加快對外直接投資，這對我國經濟的結構調整有著巨大的作用。

勞動生產率是衡量一個國家經濟發展水平和生產力發展水平的核心指標，對外直接投資直接影響到國內勞動力的變化。受經濟新一輪的改革到來的影響，中國新成長的勞動力就業和失業人員再就業問題相互交織。新形勢下，我們更多的是希望企業能夠走出去，提高勞動生產率以釋放中國經濟潛力。

2 對外直接投資與我國勞動生產率的理論和現狀分析

2. 1 對外直接投資對我國勞動生產率的影響

在目前國內存在部分產業勞動力供給過剩，如果這些在國內產業的勞動力能有效地轉化為對外直接投資，到海外尋求更高的生產，那么對外直接投資就能增加國外附屬企業對國內資本設備、中間產品的需求，從而增加勞動力的需求。

2. 2 我國對外直接投資的現狀

2013年中國對外直接投資存量除對歐洲地區投資下滑外，對其他地區均呈不同程度的增長。對歐洲地區的投資同比下降15. 4%；對拉丁美洲、大洋洲、非洲、亞洲分別實現了132. 7%、51. 6%、33. 9%、16. 7%的較快增長，對北美洲投資較上年實現0. 4%的微增長。

我國分行業對外直接投資中，占比最大的是租賃和商務服務業，金融業的比重大于制造業。租賃和商務服務業、金融業、采礦業、批發和零售業、制造業五大行業的對外直接投資存量總額占我國對外投資總額的83%，當年流量占比超過80%。

2. 3 我國國內勞動力的發展概況

我國農村就業人數逐年下降，城鎮就業人數不斷增加，2014年我國城鎮就業人員總數超過鄉村就業人員。這也就說明在走新型城鎮化的道路中，將來中國的高技術人員的數量隨著社會的發展需求將會增多。

從產業方面來看，第三產業比重穩步增長；第二產業從業人員所占比重穩定在26. 5%；第一產業從業人員所占比重有所下降。

3 對外直接投資對我國勞動生產率影響的實證分析

3. 1 變量數據的選取

第一，對外直接投資：采用商務部公布的數據，按照各年人民幣對美元的匯率折算為人民幣，單位：億元。

第二，勞動生產率：用來代表生產函數中的技術水平。由于數據的可得性，在這里用高技術產業就業人員（GKJ和GKJP）來代替勞動生產率，此指標越高，說明勞動生產率水平越高。

3. 2 單位根檢驗

使用時間序列數據對模型的估計在變量平穩時，OLS方法對模型的估計才有效。此外，在模型中被解釋變量與解釋變量單位根的個數要一樣，否則，進行OLS估計會產生非平衡回歸，t統計量的可靠性會大打折扣。為使結果真實可靠，要對變量的平穩性做出檢驗。

從表1中可知，對外直接投資和GKJ以及GKJP的原始序列進行ADF單位根檢驗，對應統計量的P值均大于5%（第1列ADF檢驗），說明在5%的顯著性水平下，各個指標含有單位根的原假設不能被拒絕。在經過二階差分后，對應檢驗統計量的P值（第2列ADF檢驗）都小于5%，滿足平穩性。

表1 對外直接投資與高技術產業就業單位根檢驗

[]ADF檢驗[][]ADF檢驗[]結論

LDI0. 9245LDI0. 0000LDI為Ι（2）

LSDI0. 9997LSDI0. 0001LSDI為Ι（2）

LGKJ0. 9890LGKJ0. 0001LGKJ為Ι（2）

LGKJP0. 7989LGKJP0. 0226LGKJP為Ι（2）

3. 3 Granger因果關系檢驗

其中，表2中GKJ、GKJP、SDI、DI分別表示高技術產業就業人數、高技術產業就業人數占總體就業的比重、對外直接投資存量、對外直接投資流量，所有的數據均取對數值。檢驗結果顯示，對外直接投資是中國高技術產業就業變化的原因，即對我國勞動生產率有影響。

表2 對外直接投資與高技術產業就業的Granger因果關系檢驗結果

零假設[]F值[]P值[]結論

LSDI不是LDI的Granger原因LDI不是LSDI的Granger原因[]2. 343083. 437380. 15810. 0837*[]接受拒絕

LGKJ不是LDI的Granger原因LDI不是LGKJ的Granger原因[]12. 70560. 04147[]0. 0033***0. 9596[]拒絕接受

LGKJP不是LDI的Granger原因LDI不是LGKJP的Granger原因[]4. 845080. 99889[]0. 0418**0. 4100[]拒絕接受

LGKJ不是LSDI的Granger原因LSDI不是LGKJ的Granger原因[]7. 097380. 07410[]0. 0169**0. 9292[]拒絕接受

LGKJP不是LSDI的Granger原因LSDI不是LGKJP的Granger原因[]4. 489683. 56792[]0. 0493**0. 0780*[]拒絕拒絕

LGKJP不是LGKJ的Granger原因LGKJ不是LGKJP的Granger原因[]6. 123421. 18827[]0. 0244**0. 3533[]拒絕接受 注：*、**、***分別表示檢驗值在10%、5%和1%的置信水平下顯著。

3. 4 回歸結果及分析

采集1998—2012年中國高技術產業就業和中國對外直接投資的數據，利用OLS進行回歸分析，分別從總量和結構兩個方面說明勞動率這一指標，回歸模型如下。

3. 4. 1 對外直接投資對高技術產業就業總量的影響

回歸結果顯示：對外直接投資不僅有利于LGKJ，而且還有利于提高LGKJP，而且這種積極效應具有一定的滯后性。但從回歸方程的擬合優度以及回歸系數的統計檢驗結果看，LGKJ擬合優度較高而且大多數的統計檢驗值顯著，對外直接投資對LGKJ是一個非常重要的因素，而GKJP擬合優度較低而且大多數的統計檢驗值不顯著，沒有通過假設檢驗，這說明LGKJP的提高可能更多依賴于區域平衡。造成這方面的原因有兩個：

一方面，目前我國的技術水平地區差異較大，雖然勞動技術平整體上在提高，但區域差異明顯，落后地區高素質勞動力供給不足，導致對外直接投資對LGKJP的影響不顯著。另一方面，我國對外直接投資的規模在近幾年才開始快速發展起來。不論從存量還是從流量上來看，中國對外直接投資在中西部的影響力還較小，對外直接投資的不均衡限制了LGKJP的提高。

4 結論和政策建議

4. 1 基本結論

對外直接投資不僅有利于中國高技術產業就業的絕對數量，而且還有利于提高總體就業中高技術產業的就業比重，盡管模型結果中LGKJP不顯著，但從長遠發展來看，對外直接投資將通過產業結構的調整、新興產業的發展以及出口的帶動等方式，擴大了對高技術勞動力的需求，為國內勞動力市場提供更多的高附加值工作的就業機會，從而刺激國內高技術勞動力的供給。

4. 2 政策建議

從實證分析可以看出雖然對外直接投資對我國勞動生產率整體上有顯著影響，但中國地域寬廣，經濟發展水平不一。通過對外投資提高全社會勞動生產率，就要針對不同地區的經濟地理位置的狀況進行“量體裁衣”。

4. 2. 1 加快中西部地區對向南、向西絲綢之路經濟帶沿線的國家的直接投資，提高中西部地區的勞動生產率

我國東部地區與中西部地區在對外直接投資處于東高中西低的狀態。所以目前中西部地區需借助絲綢之路以及向西、向南戰略都為中西部對外直接投資發力，加之我國的中西部省份與勞動密集型國家相鄰。對外直接投資時把勞動密集型產業轉移至這些國家，為國內高級產業的發展騰出空間，促進生產要素向新興產業開發，優化勞動力資源的分配，提高勞動生產率。

4. 2. 2 加強傳統工業的對外直接投資，降低勞動力成本

對外分產業直接投資對勞動生產率也有影響，當前工業仍然是我國經濟發展的重要支柱。在新常態下，應該通過海陸絲綢之路，把傳統工業投資到工業初期的國家中去，降低國內的勞動力成本，使高技術就業人數增多，從而提高勞動生產率。

在當前全球經濟一體化的大背景下，我國應充分地認識到對外直接投資對我國勞動生產率的重要作用，謀求“走出去”的新棋局。

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