FDI 對中國農村剩余勞動力產業轉移路徑的影響分析

■ 李彤梅 姚金安 副教授（河北農業大學 河北保定 071000）

引言

農業生產力的提高以及產量的增加使得農村出現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系，成功加入世界貿易組織后，我國通過吸引外商直接投資（FDI）迅速成為世界制造業的加工生產地和出口基地，并成為全世界吸收外商直接投資最多的國家之一。農村剩余勞動力向勞動密集型產業轉移則形成了中國歷史上最大規模的人口遷移運動，人口的自由遷移和國際經濟中的自由貿易都產生了勞動力和資本的自由流動，都會帶來經濟效益，可見外商直接投資對農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 與中國農村剩余勞動力產業轉移路徑的關系。

表1 按行業劃分的歷年外商直接投資（2014年）單位：億美元

中國資本市場和農村勞動力市場的發展現狀及關聯性

（一）FDI 的產業分布現狀

外商直接投資在我國的產業分布十分不均衡，表1中明顯表現出第二、三產業吸引的外商直接投資相對較多，第一產業明顯最少。二三產業中包含較多的勞動密集型行業，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投資總額是第一產業的多倍。同時，由于第一產業勞動生產率的提高，機械化的生產已經不需要更多的農村勞動力，這也是勞動力向二三產業轉移的推動力。

（二）農村剩余勞動力產業轉移特點

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

農村剩余勞動力跨產業轉移。由于第一產業的生產力水平的提高，出現了大量的農業剩余勞動力。《中國統計年鑒》中也顯示，改革開放以來，第二產業吸收勞動力的速度快于第三產業。隨著工業化和城鎮化的加速推進，以及FDI偏好于人口紅利較大的勞動密集型企業，為農業剩余勞動力的轉移提供了更多的就業機會，吸引了農村剩余勞動力的轉移，改善了剩余勞動力的就業結構。由于多數的勞動力受知識水平和技能所限，其主要轉移到以勞動密集型產業為主的輕工業，對勞動力的基本素質與專業技能要求減低。

FDI 對中國農村剩余勞動力產業轉移路徑的影響

本文通過定量的計量分析來檢驗我國的FDI與農村剩余勞動力轉移結構之間的關系。通過協整分析來分別觀察兩者之間是否存在長期的穩定關系，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 和農村剩余勞動力的優化轉移提出合理的政策建議。

（一）產業間FDI 與勞動力流動模型實證

數據平穩性檢驗。本節中，三大產業的FDI 總額分別用FDI1、FDI2、FDI3來表示，三大產業的農村剩余勞動力為labor1、labor2、labor3，為消除各變量的異方差，對各變量取對數，用LnFDI1、LnFDI2、LnFDI3、Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3來表示，用DLnFDI1、DLnFDI2、DLnFDI3、DLnlabor1、DLnlabor2、DLnlabor3來表示取對數后的一階差分。數據處理全部采用Eviews6.0 軟件實現。

首先對數據進行單位根檢驗，由于時間序列數據需要對其進行平穩性檢驗，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 數據可知，各變量取對數后在5%的顯著水平下都是不平穩的，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的，即第一二三產業的FDI 和第一二三產業的農村剩余勞動力數量的對數時間序列在5%的顯著水平下均為一階單整過程，即為平穩序列，符合建立VAR模型的條件，因此可以繼續對其進行協整分析。

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

表2 我國農民工總量與年增長率（單位：萬人，%）

表3 各變量取對數后一階差分ADF 檢驗結果

表4 格蘭杰因果檢驗結果

根據三個Johansen檢驗結果（實證過程略），None表示沒有協整關系，FDI1對labor1Johansen 協整跡檢驗結果中，該假設下計算的跡統計量值為18.32，大于臨界值15.49且概率P值為0.0043，可以拒絕原假設，認為第一產業的FDI總額與第一產業的農村剩余勞動力數量至少存在一個協整關系。FDI2對labor2Johansen協整跡檢驗結果中，該假設下計算的跡統計量值為65.40561，大于臨界值15.49且概率P值為0.00，可以拒絕原假設，認為第二產業的FDI總額與第二產業的農村剩余勞動力數量至少存在一個協整關系。FDI3對labor3Johansen協整跡檢驗結果中，該假設下計算的跡統計量值為17.07，大于臨界值15.49且概率P值為0.02，可以拒絕原假設，認為第三產業的FDI 總額與第三產業的農村剩余勞動力數量至少存在一個協整關系。

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業外商直接投資與各產業農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，各產業LnFDI 均構成對Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3的Granger 原因，也就是說FDI 的變動是影響農村剩余勞動力產業間轉移的一個因素，二者之間存在單向相關關系。各產業的外商直接投資對不同產業的農村剩余勞動力的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。而且經比較發現DLnFDI2與DLnlabor2的F統計值最高，達到786.858，這說明第二產業的FDI的變動與第二產業農村剩余勞動力轉移的因果關系最為密切。

（二）實證結果

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

綜上所述，農業生產力的提高加速了農村剩余勞動力的積存，文章通過對FDI與中國農村剩余勞動力流動的現狀分析，以實證檢驗作為依托，得出FDI與中國農村剩余勞動力流動具有相關性。從產業流向角度，FDI偏好于人口紅利較大的勞動密集型企業，第二、三產業是農村剩余勞動力的流動趨向。大量農村剩余勞動力的流動，與外國資本的投入以及國際貿易的發展是分不開的，作為資本市場重要的要素，FDI是影響農村剩余勞動力流動的重要因素，對勞動力的數量、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村剩余勞動力轉移方面應做出努力。合理引導各產業的外商直接投資，優化產業結構，吸引農村剩余勞動力均衡就業，以實現全國勞動力市場一體化趨勢。

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