國際貿易、OFDI與中國勞動力跨國流動
——基于30個主要輸入國及地區差異的實證分析

張志新1，孫照吉2，高小龍1

(1.山東理工大學商學院，山東淄博255000；2.廈門大學經濟學院，福建廈門361000)

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國際貿易、OFDI與中國勞動力跨國流動
——基于30個主要輸入國及地區差異的實證分析

張志新1，孫照吉2，高小龍1

(1.山東理工大學商學院，山東淄博255000；2.廈門大學經濟學院，福建廈門361000)

中國勞動力跨國流動日趨活躍，從理論上看這是生產要素通過“兩個市場”進行優化配置的結果，但是從現實上講這又與中國國際貿易、OFDI、FDI存在密切關系。利用擴展的勞動力跨國流動動態模型，選取2001～2010年30個主要輸入國數據，采用2SLS工具變量法，在解決了國際貿易在勞動力跨國流動內生性問題的基礎上，發現國際貿易對中國勞動力跨國流動的互補效應大于替代效應；中國對外非金融類直接投資對中國勞動力跨國流動具有促進作用，而外來直接投資的替代效應并不顯著。在此基礎上，進一步選取GDP增量、人均收入水平、國際貿易額、實際利用外資額等指標，通過省級面板數據對我國東部地區和中西部地區狀況分別進行檢驗，結果發現勞動力跨國流動東部地區明顯快于中西部地區，且與國際貿易、對外非金融類直接投資活動存在一致性。

OFDI；勞動力跨國流動；國際貿易

勞動力跨國流動已成為我國經濟社會發展中的新現象。我國勞動力積極參與國際勞動力市場競爭，是生產要素市場化配置的重要內容，表現出較快增長并不奇怪①中國勞動力跨國流動主要分為移民和勞務輸出兩種形式，其中移民又分為商業移民、技術移民、親屬移民等，勞務輸出又分為對外承包工程輸出、對外勞務合作輸出以及對外設計咨詢輸出。，從理論上研究影響我國勞動力跨國流動主要因素，把握其規律是當下我們理應關注的重點。根據《中國國際移民報告(2012)》數據顯示，2011年中國對外永久性移民數量超過15萬，其中移民人數最多的國家為美國，數量為8.7萬，其次是澳大利亞、加拿大和新西蘭。在勞務輸出方面，勞務輸出規模不斷增加， 2011年中國勞務輸出年末境外人員總數為81.2萬人，全年累計派出45.2萬人，2001～2011年累計派出各類勞務人員364.4萬人，年均增長15.6%②年末境外人數包含各類勞務人員，具體包括對外勞務合作、對外承包工程項下派出的各種勞動力。對外設計咨詢業務指標2009年撤銷，并入對外勞務合作和對外承包工程項下，數據來源《中國貿易外經統計年鑒》。。同時，在此期間的中國對外貿易、直接投資也發生了顯著變化。據資料顯示，2001～2012年間我國商品貿易規模從世界第6位上升到第1位，進出口總額年均增長20.2%；利用外資額由469億美元增加到1117億美元，對外直接投資額由69億美元增加到878億美元[1]，其中非金融類直接投資已達772億美元，排名世界第3，僅次于美國和日本*由《2012年世界投資報告》《2012年度中國對外直接投資統計公報》數據整理所得。。從以上數據來看，盡管我國當前勞動力跨國流動總體規模還不是很大，且以對外移民和勞務輸出為主;但是，隨著我國經濟持續穩定增長和OFDI的快速發展，將會有越來越多的勞動力以勞務輸出、工程承包、技術移民等多種形式投身于國際勞動力市場。因此，研究影響勞動力跨國流動及地區差異，不僅是我國對外經濟發展面臨的重大理論問題，也是做好我國勞動力跨國流動的現實需要。

一、機制分析

勞動力跨國流動和國際貿易、直接投資存在密切聯系，學者們從不同角度進行研究。有學者認為國際貿易發展影響國際勞動力流動，在考慮政策變化和外生因素影響下，普通勞動力的跨國流動與貿易存在互補的關系，這種互補關系同時受到勞動力性別、FDI水平以及貿易類型的影響[2]13；高級勞動力的跨國流動與國際貿易也是存在互補關系[3]1026。同時，勞動力跨國流動能夠提高輸出國外匯收入，收入增長可以間接增加投資和出口貿易，出口貿易的增加可能進一步促進勞動力的外流。因此，勞動力跨國流動與國際貿易之間呈現出互補關系。不過，國際貿易與勞動力跨國流動的關系并不固定，從短期來看，勞動力跨國流動與國際貿易之間存在互補關系，但從長期來看，兩者具有相互替代的關系[4]216-218。此外，學者通過對美國境內9個案例實證研究表明，外來直接投資可以增加該國就業[5]218，減少勞動力跨國外流。所以，外來直接投資與勞動力跨國流動表現為替代關系。不過，也有學者通過研究發展中國家外來直接投資和勞動力跨國流動的關系，從經驗主義角度認為兩者間存在替代關系，但也有研究結論為互補關系[6]1597。

(一)貿易效應

在理論上，國際貿易對勞動力跨國流動有替代和互補兩種作用。商品中凝集了人類勞動在內的各種生產要素，所以國際商品出口貿易是勞動力出口的一種形式，國際貿易增加會減少勞動力跨國流動。禁止勞動力跨國流動會促進商品貿易發展，當存在嚴重貿易壁壘時，勞動力跨國流動增加，所以勞動力跨國流動和國際貿易之間存在替代關系[7]199。勞動力跨國流動和國際貿易都可以使各國勞動力價格趨于均等，所以在理論上只需要商品貿易即可使得勞動力價格趨同。但由于各國勞動力資源、技術、人力資本以及其他因素存在很大差異，所以國際貿易與勞動力跨國流動并不是完全的替代關系,主要是由于國與國之間的資源差異巨大以至于各國不得不從事專業化生產:天然或人為的貿易壁壘[8]327。同時，兩國之間商品貿易自由化程度的提高，會降低服務貿易壁壘以及勞動力跨國流動成本，從而促進兩國間勞動力跨國流動，尤其是低技能勞動力跨國流動，所以國際貿易與勞動力跨國流動之間存在互補關系。國際貿易對勞動力跨國流動的凈效應取決于國際貿易規模和勞動力市場的相對變化。

(二)投資效應

從供求角度分析，國際直接投資實質是將勞動力需求在世界各國之間重新分配，如果國際直接投資分布與勞動力分布相匹配，則它替代勞動力跨國流動，反之則促進勞動力跨國流動。對一個國家來說，國際直接投資包括外來直接投資(Inward FDI)和對外直接投資(Outward FDI)，國際直接投資主要與跨國公司生產經營相結合*長期以來，跨國公司對外直接投資占到對外投資總量的90%以上，是對外投資的主要實施者。。外來直接投資可增加東道國勞動力需求，使東道國勞動力不需要參與國際流動，所以外來直接投資和勞動力跨國流動之間存在替代關系。垂直型外來直接投資導致跨國公司雇傭東道國低技能勞動力，從事簡單加工業務，所以垂直型外來直接投資主要是替代了低技能勞動力跨國流動，水平型外來直接投資則在一定程度上替代高技能勞動力跨國流動。由于垂直型外來直接投資主要分布在發展中國家，而水平型外來直接投資主要分布在發達國家，所以外來直接投資對發展中國家和發達國家勞動力跨國流動的替代存在差異，發展中國家向發達國家低技能勞動力跨國流動減少，而發達國家之間的高技能勞動力跨國流動會被外來直接投資替代。對外直接投資主要集中于經濟發達國家(例如美國、歐盟、日本)，這些國家憑借知識和技術優勢，通過跨國公司內部調動，促進了高技能勞動力的跨國流動[9]39。

二、實證分析

(一)模型設定

在中國勞動力市場中，假設勞動力收入是由勞動力供給和需求決定。設Wit為中國勞動力收入，Xit為中國勞動力市場需求(假設不變，即Xit=Xi0)*在實證分析時可以放寬假設，中國勞動力市場需求實際是隨著時間而變化。，Lit為中國勞動力市場供給，η為收入的供給彈性(η0)，則中國勞動力的收入函數為：Wit=Xit(Lit)η，中國勞動力市場的勞動力供給為：Lit=Li0-Mit，其中Li0為中國勞動力總量，Mit為中國勞動力流動到輸入國的數量，代入然后對所得函數兩邊同時取對數，得到LnWit=LnXit+ηLnLi0-ηmit*將流出率看做近似為零，利用等價無窮小替代：,表示中國勞動力向輸入國勞動力市場的轉移率。；同理，在輸入國勞動力市場中得到*μ為折算系數，由于中國和輸入國勞動力之間存在技能水平的差距，導致勞動生產率不同，所以將城中國勞動力進行折算，，表示中國相對于輸入國的勞動力數量。。根據托達羅定理，勞動力流動與預期收入差距成正相關關系，則中國勞動力每年的流動率為*Vit表示凈轉移率，mit為根據存量數據算出轉移率，為前t年的凈轉移率之和， mit=Vi1+Vi2+…+Vit-1,表示中國勞動力向輸入國勞動力市場的凈轉移率，Cit為中國勞動力流向輸入國勞動力市場的成本，σ為系數，。。

(1)

(2)

由于中國勞動力基數較大，跨國流動率極低，所以采用中國勞動力跨國流動的絕對數代替轉移率，模型設為

(3)

經濟增長、國際貿易和國際直接投資通過改變勞動力需求，勞動力數量、收入差距和流動成本也對勞動力跨國流動產生影響，本文重點考察國際貿易和國際直接投資在勞動力跨國流動中的作用，所以把國際貿易、對外直接投資和外來直接投資作為解釋變量，其他變量作為控制變量。考慮到勞動力跨國流動對一些變量反映具有時滯性，引入滯后項之后模型最終設定為：

(4)

根據目前關于勞動力跨國流動的研究和前文分析，勞動力跨國流動與國際貿易之間既存在替代關系又存在互補關系，說明國際貿易在影響勞動力跨國流動，同時勞動力跨國流動反過來也作用于國際貿易，并且由于勞動力跨國流動數據的不可得性，在指標度量中難免存在測量誤差，因此，國際貿易可能具有內生性，不滿足經典線性回歸中嚴格外生性的要求，從而導致估計偏差。為了解決內生性問題，在大樣本條件下增加工具變量，采用兩階段最小二乘法可以提高估計結果的有效性(Wooldbridge，2002)。根據理論分析和工具變量通常的選取方法，選擇各國總關稅率、實際有效匯率以及各其他解釋變量滯后一期作為工具變量。

(二)指標選取和數據來源

中國勞動力跨國流動數量包括勞務輸出和移民，由于移民統計數據缺乏，而且移民主要受到輸入國限額政策的影響，所以采取勞務輸出年末境外人數代表勞動力跨國流動數量。本文選取2001～2010年中國勞務輸出較為集中的30個國家和地區作為輸入國*30個國家和地區具體包括日本、韓國、新加坡、中國澳門、中國香港、中國臺灣、沙特阿拉伯、阿聯酋、緬甸、蒙古、越南、馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、伊拉克、卡塔爾、科威特、老撾、約旦、安哥拉、阿爾及利亞、蘇丹、尼日利亞、赤道幾內亞、毛里求斯、埃塞俄比亞、坦桑尼亞、贊比亞、俄羅斯和德國。。中國和輸入國的國際貿易額采用兩國雙邊貿易額表示；輸入國對中國直接投資額采用輸入國對中國的實際外商投資額表示；中國對輸出國直接投資額采用非金融類投資表示。采用人均GDP 差距作為勞動力收入差距；輸入國勞動力相對數量是指輸入國勞動力數量與中國勞動力數量之比，采用勞動人口和勞動參與率的乘積計算勞動力數量；輸入國相對經濟增長采用輸入國和中國GDP增量之比表示；勞動力跨國流動包括遷移費用、機會成本和心理成本，由于中國勞動力的機會成本和心理成本難以獲取，所以只衡量遷移費用。采用中國與輸入國之間的距離表示遷移費用，兩國之間距離采用兩國首都間的距離代替。

中國對外勞務輸出數據來源于2000～2005年《中國對外經濟統計年鑒》、2006～2011年《中國貿易外經統計年鑒》；各國GDP、人均GDP、勞動人口、勞動參與率數據來源于數據銀行數據庫公布數據；中國對外直接投資額數據來源于2001～2002年《中國對外經濟統計年鑒》；2003～2011年《中國對外直接投資統計公報》；中國與各國之間距離數據來源于CEPII BACI數據庫；各國總關稅率數據來源于2001～2011年《The Global Competitiveness Report》；各國實際有效匯率來源于國際清算銀行BIS數據庫，其他數據來源于歷年中國統計年鑒。

(三)實證結果及分析

1.各輸出國樣本估計結果

模型(1)—(3)為OLS檢驗結果，模型(1)沒有考慮勞動力對外直接投資和外來直接投資因素，結果顯示：輸入國相對經濟增長對勞動力跨國流動有顯著影響，輸入國相對經濟增長的系數為0.114，且t值通過10%水平的顯著性檢驗。同理，輸入國相對勞動力數量、收入差距、流動成本的系數都為正值，且都通過1%水平顯著性檢驗，

表1 各輸出國樣本檢驗結果

注：()內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上變量顯著。

說明收入差距、對外直接投資對勞動力跨國流動有顯著作用。輸入國相對勞動力數量的系數為-0.058，且通過1%水平顯著檢驗，說明輸入國勞動力供給越多，對輸入國勞動力具有替代作用，使得勞動力跨國流動減少，流動成本的估計系數為-0.109，并通過顯著性檢驗，說明隨著兩國間距離的增加，勞動力跨國流動成本增加，對勞動力跨國流動產生不利影響。國際貿易系數為0.161，但沒有通過顯著性檢驗。模型(2)在模型(1)的基礎上加入了對外直接投資因素，輸入國相對勞動力數量收入差距、流動成本的彈性系數依然顯著，并且正負符號沒有發生改變。對外直接投資對勞動力跨國流動的彈性系數為0.215，并通過顯著性檢驗，意味著對外直接投資具有顯著影響。模型(3)考慮了外來直接投資因素，其他因素的顯著性沒有發生變化，但是外來直接投資的估計系數沒有通過顯著性水平檢驗。在模型(1)-(3)檢驗結果中，國際貿易對勞動力跨國流動的作用一直不顯著，這可能是由于模型中存在內生性問題，下面檢驗內生性是否存在，如果存在則采用工具變量的兩階段最小二乘法解決。

有效的工具變量需要具備兩個條件，一是工具變量和內生解釋變量相關；二是工具變量不能和隨機擾動項相關，下面根據hausman內生性檢驗和sargan過度識別檢驗對所選的工具變量進行檢驗。經過多次篩選發現，各國貿易總關稅、各國實際有效匯率和其他解釋變量滯后一期是國際貿易的有效工具變量，hausman內生性檢驗值為21.45，在1%顯著水平下拒絕外生假設，說明國際貿易與勞動力跨國流動確實存在內生性；sargan過度識別檢驗結果1.05，伴隨概率為0.3127，說明所選工具變量是獨立于兩階段最小二乘的殘差項的外生變量，所以認為所選的工具變量是有效的。

為了克服內生性的影響，采用工具變量的兩階段最小二乘法進行估計，估計結果如表1(4)-(6)所示。與OLS結果相比可以發現，在控制變量的內生性后，模型(4)回歸結果的估計系數明顯提高，輸入國相對經濟增長的估計系數變為0.162，且顯著性水平為5%，輸入國相對勞動力數量、收入差距、流動成本的估計系數同樣有明顯的上升，且仍然顯著。國際貿易對勞動力跨國流動的估計系數為0.152，通過1%水平顯著性檢驗，說明通過發展國際貿易，能夠使得勞動力跨國流動數量上升，所以模型的內生性問題使得最小二乘估計產生向下的偏差，國際貿易確實是勞動力跨國流動的重要影響因素。模型(5)在消除內生性問題后，加入對外直接投資因素，其他解釋變量的估計系數仍然保持模型(2)的顯著水平，對外直接投資對勞動力跨國流動的影響依然顯著。模型(6)將外來直接投資納入模型中，外來直接投資對勞動力跨國流動的彈性系數為-0.012，沒有通過顯著性檢驗，說明外來直接投資的作用并不明顯。

2.中國各地區樣本估計結果

表2 中國各地區樣本的2SLS檢驗結果

注：()內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上變量顯著。

對比中國各地區樣本模型(1)和(4)的檢驗結果顯示，東部地區勞動力數量的估計系數明顯高于中西部地區，東部和中西部地區勞動力供給系數分別為0.128、0.074，說明在增加同等數量勞動力的情況下，東部地區勞動力跨國流動數量增加幅度要大于中西部地區，所以東部地區勞動力更適合跨國流動。東部地區收入水平的系數小于中西部地區，由于中西部地區收入水平低于東部，中西部地區收入增長對勞動力跨國流動的影響大于東部。東部地區勞動力人力資本水平對勞動力跨國流動的系數為0.182，且通過1%水平顯著性檢驗。而中西部地區人力資本水平對勞動力跨國流動的影響并不顯著，可能是因為中西部勞動力人力資本水平較低，對勞動力跨國流動的促進作用并不明顯。東部和中西部地區GDP增量的彈性系數都不顯著，意味著經濟增長對勞動力的需求并沒有減弱勞動力跨國流動，主要是因為中國勞動力供給長期大于需求，每年新增就業小于勞動人口增長，使得勞動力失業或隱性失業。通過模型(2)和(5)的檢驗結果比較分析可知，東部地區國際貿易的系數為0.107，在10%水平通過顯著性檢驗，而中西部地區國際貿易的估計系數并不顯著。這說明由于中國國際貿易主要集中于東部經濟發達地區，中西部地區國際貿易水平較低，東部地區國際貿易發展有利于勞動力跨國流動，而中西部地區國際貿易對勞動力跨國流動作用不顯著。模型(3)和(6)的檢驗結果表明，東部地區對外直接投資的彈性系數為0.078，并在1%水平通過t檢驗，意味著對外直接投資有利于勞動力跨國流動，但中西部地區對外直接投資的作用并不明顯，而且外來直接投資對勞動力跨國流動的替代作用并不顯著。

三、結論與啟示

(一)研究結論

1.國際貿易發展促進中國勞動力跨國流動

本文利用擴展的勞動力跨國流動動態模型，采用2SLS工具變量法，在解決了國際貿易在勞動力跨國流動內生性問題的基礎上，選取2001～2010年30個主要輸入國數據進行實證檢驗，得出國際貿易發展對中國勞動力跨國流動的替代作用小于互補作用，國際貿易增長對中國勞動力跨國具有促進作用的結論。

2.國際貿易與勞動力跨國流動存在一致性

中國國際貿易發展地區性差異明顯，論文進一步通過中國省級面板數據檢驗，得出東部地區國際貿易的估計系數為0.107，在10%水平通過顯著性檢驗，而中西部地區國際貿易的估計系數并不顯著，這說明東部地區國際貿易對勞動力跨國流動的促進作用更為顯著，但中西部國際貿易發展落后，進出口貿易額比重不足10%，沒有形成有效促進作用。

3.OFDI成為中國勞動力跨國流動重要推手

在國際直接投資中，中國對外非金融類直接投資有助于促進中國勞動力跨國流動，而中國外來直接投資對中國勞動力跨國流動的替代作用并不顯著，主要是由于中國勞動力供給長期大于勞動力需求，大量勞動力處于隱性失業狀態。但中國對外直接投資集中于東部地區，中西部地區對外直接投資僅占31%，不足以帶動勞動力跨國流動。

(二)研究啟示

勞動力跨國流動是中國經濟社會持續穩定發展的必然結果。盡管該現象主要是生產要素市場配置的客觀反映，但國際貿易、對外非金融類直接投資則是更為直接因素。因此，中國勞動力跨國流動除應遵循勞動力國際市場交易規則外，我們還應該做好以下工作。其一，切實加速中西部國際貿易發展。一方面要在中西部經濟發展方式中推進外向型發展戰略；另一方面要通過勞動力跨國培訓服務提高其國際勞務市場適應性。其二，積極扶持企業對外直接投資。在對企業對外直接投資進行合理評估基礎上，通過稅收減免、項目推介以及政策引導等多種方式，扶持有市場潛力的中國企業以并購、合資以及獨資等多種方式“走出去”，并在企業OFDI考核中設置以帶動中國勞動力跨國流動作為重要指標之一。

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(責任編輯 楊 爽)

2015-09-21

國家哲學社會科學基金一般項目“基于城鄉統籌發展的農村勞動力轉移與政府配套政策研究”(09BJY068)；山東理工大學青年教師發展支持計劃資助。

張志新，男，湖北黃岡人，山東理工大學商學院教授、碩士生導師，經濟學博士；孫照吉，男，山東淄博人，廈門大學經濟學院博士研究生；高小龍，男，山東淄博人，山東理工大學商學院研究生。

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1672-0040(2016)02-0012-07