摘要:中國是吸引外資最多的發(fā)展中國家,FDI在促進中國經(jīng)濟與世界融合的過程中,也對中國勞動力的轉移產(chǎn)生深遠影響。實證研究表明,無論是從長期均衡還是短期均衡來看,FDI對中國勞動力轉移的“非農(nóng)化”和“工業(yè)化”特征有著推波助瀾的作用,而對未來預測結果也是如此。所以,中國應通過調(diào)整外商投資政策、加快發(fā)展服務業(yè)等措施來引導FDI,進一步促進農(nóng)村剩余勞動力轉移。

關鍵詞:FDI;勞動力轉移:實證分析;預測

中圖分類號:F062.9 文獻標識碼:A 文章編號:1003-3890(2009)10-0010-05

外商直接投資理論即FDI理論以海默(S.Hyme,1960)的博士論文《民族企業(yè)的國際經(jīng)營:FDI研究》為先導,后經(jīng)過雷蒙德·弗農(nóng)(R.Vernon,1966)的產(chǎn)品生命周期理論、Rostow的“起飛”理論、新古典增長理論的“哈羅德—多馬模型”,到Ehenery和Strout(1966)的“雙缺口”模型,再到以Romer、Lueas等人為代表的新增長理論,20世紀末,FDI理論又有了新的發(fā)展,這主要體現(xiàn)在新貿(mào)易理論代表人物保羅·克魯格曼(Krugman,1979,1980)的規(guī)模經(jīng)濟理論和Melitz(2003)的新貿(mào)易理論對異質(zhì)企業(yè)廠商理論分析。

而劉易斯(1954)模型和費景汗—拉尼斯(1961)模型是勞動力轉移理論的扛鼎之作,這也是二元經(jīng)濟理論的經(jīng)典理論。其核心思想是在古典一般均衡理論框架下剖析二元經(jīng)濟結構問題,論述了發(fā)展中國家存在現(xiàn)代工業(yè)部門和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的對立,農(nóng)村剩余勞動力從傳統(tǒng)部門向先進工業(yè)部門的轉移過程實質(zhì)上就是經(jīng)濟增長的自然趨勢。喬根森(Dale.W.Jorgenson,1967)認為農(nóng)村剩余勞動力轉移的前提條件是農(nóng)業(yè)剩余。當農(nóng)業(yè)剩余小于0時,不存在農(nóng)村剩余勞動力轉移,只有當農(nóng)業(yè)剩余大于0時,才能形成農(nóng)村剩余勞動力轉移。托達羅(M.P.Todaro,1970)從對拉美國家20世紀六七十年代農(nóng)村勞動力流動和城市就業(yè)的分析基礎出發(fā),提出了新的勞動力遷移理論。

但是,將FDI與勞動力轉移理論結合起來的理論分析并不多見,筆者在借鑒國內(nèi)外理論研究已有成果的基礎上,通過建立FDI與中國勞動力轉移{1}的實證分析模型來動態(tài)、全面、均衡地分析兩者的內(nèi)在聯(lián)系。

一、FDI與中國勞動力轉移的實證分析模型

FDI與勞動力作為要素投入,在規(guī)模效益一定時,通過增加兩者的投入量可以推動產(chǎn)出的增長。但FDI與勞動力之間更多地表現(xiàn)為兩者的要素配比關系,在技術一定的條件下,增加一定量的資本則必然要求增加相應的勞動力投入,也就是說FDI的增長不但可以帶動勞動力轉移在量上的擴張效應,而且也會實現(xiàn)勞動力轉移的結構調(diào)整效應。

(一)FDI與中國勞動力轉移的統(tǒng)計特征分析

筆者利用《中國統(tǒng)計年鑒》(1978-2008)數(shù)據(jù),對中國改革開放以來的勞動力流動情況和FDI流入情況進行統(tǒng)計分析如圖1、圖2所示。

從圖1中我們可以很明顯的發(fā)現(xiàn)如下兩個規(guī)律:第一,改革開放30年來,中國第一產(chǎn)業(yè)(農(nóng)業(yè))的就業(yè)比重是穩(wěn)步下降的,已經(jīng)由1978年的70.5%下降到了2008年的39.9%,與此同時,第二和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重逐漸上升,已經(jīng)由1978年的17.3%和12.2%上升至2008年的27.6%和32.5%,可見中國勞動轉移的非農(nóng)化趨勢非常明顯。第二,以1994年為界,1994年以后第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高速度加快,這期間非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重年均增長0.94%,高于1978-1993年的年均0.88%{2}的增長率,而且1994年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)。

對比FDI年流入量可以發(fā)現(xiàn),仍以1994年為界,1994年以后FDI年流入量迅速增長,1994-2008年FDI流入量總計為7 534.26億美元,是1978-1993年FDI流入總量369.87億美元的20.374倍{3}。這與以上中國勞動力流動的變化趨勢是非常吻合的?？梢詳喽ǖ氖?FDI對中國勞動力流動的非農(nóng)化趨勢作用十分明顯。實際上,FDI在中國三次產(chǎn)業(yè)投資分布呈現(xiàn)非常明顯的“非農(nóng)”和工業(yè)化特征,據(jù)測算,1978-1993年,FDI對中國農(nóng)業(yè)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)(第二、三產(chǎn)業(yè))的投資比例平均分別為2.6%和97.4%,其中工業(yè)比例為65.4%;1994-2001年,這一比例分別為2.3%和97.7%和66.9%;2002-2008年,農(nóng)業(yè)的比例進一步下降至不到1.5%,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例高達98.5%,其中工業(yè)仍占據(jù)60.5%的份額(王海軍,2009)。

(二)FDI與中國勞動力轉移的計量經(jīng)濟學模型

1. 數(shù)據(jù)整理。本節(jié)模型所用數(shù)據(jù)全部來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(1982-2008年)。為消除異方差,所用數(shù)據(jù)均采取對數(shù)形式,記為logE1、logE2、logE3、logFDI,其分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)以及外商直接投資的對數(shù)。

2. Granger因果關系檢驗。為確定FDI與中國就業(yè)結構存在因果關系且FDI是中國就業(yè)結構變化的原因,筆者采用Granger因果關系檢驗對logFDI與logE1、logE2、logE3分別進行檢驗,在5%的顯著性水平下,檢驗結果如表1所示。

從以上分析結果可以發(fā)現(xiàn),在5%的顯著性水平下,logFDI均構成對logE1、logE2和logE3的Granger原因,也就是說FDI的變動是影響勞動力產(chǎn)業(yè)轉移的一個因素,而且筆者發(fā)現(xiàn)logFDI與logE2的F統(tǒng)計值最高,達到37.49800,這說明FDI的變動與第二產(chǎn)業(yè)勞動力轉移的因果關系最為密切。

3. 協(xié)整模型的檢驗。在因果檢驗的基礎上,為清晰地反映FDI與勞動力轉移的因果關系強度,我們對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)分別建模,模型如下:

logE1=ω0+ω1logFDI1+ε(1)

logE2=ω0+ω2logFDI2+ε(2)

logE3=ω0+ω3logFDI3+ε(3)

由于筆得所選數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù),為防止偽回歸的發(fā)生,筆者對上述6個變量分別進行迪克—弗勒檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test),即協(xié)整檢驗,以確認解釋變量與被解釋變量是否存在長期均衡關系檢驗,結果如表2所示。

以上結果表明,logFDI、logE1、logE2和logE3的一階差分均為平穩(wěn)序列,所有變量都可以進行協(xié)整回歸,回歸結果如下:

logE1=10.39919+0.018734logFDI1(4)

(0.034) (0.008)

t=(305.27) (2.268)

r2=0.2047F=5.148

logE2=9.01496+0.07993logFDI2(5)

(0.043) (0.0057)

t=(208.59) (13.855)

r2=0.9056F=192.0014

logE3=8.56413+0.16967logFDI3(6)

(0.164) (0.024)

t=(52.06) (6.80)

r2=0.6984 F=46.3318

通過對上述三個回歸方程的分析可以看出,方程(5)的擬合程度最高,各項檢驗都通過,說明E2與FDI2之間存在長期的均衡協(xié)整關系,即第二產(chǎn)業(yè)的FDI對第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)有直接的影響,FDI每增加1%,將會帶動第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長0.079%。方程(4)的擬合程度很低,其r2和F值分別只有0.2和5,因此可以斷定第一產(chǎn)業(yè)的FDI與第一產(chǎn)業(yè)勞動力就業(yè)不存在長期協(xié)整關系,FDI對第一產(chǎn)業(yè)就沒有直接影響。而從方程(6)的回歸結果來看,由于其擬合程度一般,所以只能謹慎的說,FDI對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)有一定促進作用,投入第三產(chǎn)業(yè)的FDI每增長1%,有可能帶動第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長0.17%,但是這一就業(yè)彈性遠遠高于第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性0.079,這說明FDI對促進第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動力就業(yè)的潛力巨大。

4. 誤差修正模型的檢驗?；貧w方程(4)-(6)顯示了各變量之間的長期均衡關系,接下來,我們與上述三個方程相對應,分別建立對應的誤差修正模型,以反映各變量間的短期均衡關系,具體結果見表3、表4、表5。

從總體上來看,三個誤差修正方程中被解釋變量的估計參數(shù)除方程(4)DlogE1外均通了檢驗,這說明在短期內(nèi),FDI與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長同樣不存在均衡關系。而其他解釋變量與模型(4)-(6)相比,其估計參數(shù)符號均沒有改變,這說明即使在短期內(nèi),FDI對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長仍然存在正向的影響,只不過短期內(nèi)FDI對兩者的就業(yè)彈性系數(shù)有所減小。

二、FDI與中國勞動力轉移的趨勢預測

在以上協(xié)整分析的基礎上,筆者利用logFDI、logE1、logE2、logE3四個變量的自回歸模型即AR模型對FDI及三次產(chǎn)業(yè)的勞動力轉移量和結構進行趨勢預測,由于以上變量已經(jīng)通過了平穩(wěn)性檢驗,故對其進行直接擬合回歸,回歸結果如下:

logFDI=1.21477+0.92015AR(1)(7)

logE1=-0.93783+0.76110AR(1)(8)

logE2=1.34402+0.90830AR(1)(9)

logE3=0.76993+0.611782AR(1)(10)

根據(jù)以上估計方程對FDI、E1、E2、E3計算預測值,結果如表6所示。

從預測值來看,未來3年中國FDI流入量將進一步擴大,由2008年底的923億美元增長到2011年的1 455億美元。與此同時,中國農(nóng)村剩余勞動力將進一步向城市第二、三產(chǎn)業(yè)轉移,到2011年,農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)將下降至35.81%,第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例將分別為30.19%和33.99%,呈現(xiàn)三足鼎立的態(tài)勢。但是對比發(fā)現(xiàn),從農(nóng)業(yè)減少的就業(yè)主要還是為第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)所吸納,這從第二產(chǎn)業(yè)的年均就業(yè)增長率(3.74%)高于第三產(chǎn)業(yè)的年均就業(yè)增長率(2.09%)可以看出。

三、結論與啟示

從以上實證分析中筆者可以總結出如下幾個結論:第一,FDI與中國勞動力轉移之間存在因果聯(lián)系,FDI從整體上促進了中國勞動力轉移的非農(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,FDI對中國勞動力向第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)轉移具有比第三產(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。第三,從未來預測看,FDI將繼續(xù)促進中國就業(yè)的非農(nóng)化趨勢,尤其是工業(yè)化趨勢,FDI對勞動力向第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)轉移影響不顯著。

因此,未來一段時期,我們在吸引外商直接投資、促進勞動力尤其是農(nóng)村剩余勞動力轉移方面應做好如下幾方面工作:

1. 進一步調(diào)整外商投資政策,改善FDI的行業(yè)投資結構,引導其向農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和中西部地區(qū)投資。FDI在中國投資的行業(yè)和地區(qū)結構有著極端偏向性,這與外國資本的逐利性有關,也與中國的外商投資政策有關。未來政策調(diào)整的重點應當是通過稅收、財政、基礎設施建設、土地等優(yōu)惠政策引導和吸引外商投資流向農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和中西部地區(qū)等薄弱環(huán)節(jié)。

2. 實現(xiàn)農(nóng)村勞動力跨地區(qū)轉移的同時,積極推進農(nóng)村勞動力就地轉移。農(nóng)村勞動力就地轉移的出路在于:一方面,必須大力調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構,在鞏固和加強農(nóng)業(yè)基礎地位、實現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時,必須大力發(fā)展農(nóng)村中的第二、三產(chǎn)業(yè),尤其是進一步搞活鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)村社會服務業(yè);另一方面,必須加快小城鎮(zhèn)建設,逐漸完善農(nóng)村的市場經(jīng)濟體制,為實現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟提供物質(zhì)載體。

3. 加快發(fā)展服務業(yè)是實現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力轉移和解決就業(yè)問題的最終出路。一般經(jīng)濟規(guī)律表明,第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重降低是經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢,隨著工業(yè)化進程的開始和加快,第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動力逐漸提高并達到峰值,而進入到工業(yè)化后期,隨著服務型社會的到來,第三產(chǎn)業(yè)逐漸成為勞動力轉移和就業(yè)的巨大蓄水池,這也成為經(jīng)濟發(fā)達程度的重要指標。目前,中國第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重仍較高,而且第二產(chǎn)業(yè)在結構調(diào)整、資本與技術密集型趨勢下,吸納勞動力的后勁不足。因此,發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)即服務業(yè)將是中國勞動力轉移和解決就業(yè)問題的重大突破口。發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的重點應當首先是具有勞動密集型的行業(yè),比如零售、餐飲、旅游以及各種城鎮(zhèn)小型社會服務業(yè),其次是金融、保險、咨詢等知識密集型產(chǎn)業(yè),再次是農(nóng)村社會服務業(yè),如農(nóng)村小型金融業(yè)、零售業(yè)、合作醫(yī)療保險機構,等等。

注釋:

①本文所指的勞動力轉移僅代表勞動力的異地轉移,即農(nóng)村(農(nóng)業(yè))剩余勞動力向城市第二產(chǎn)業(yè)(尤其是工業(yè))和第三產(chǎn)業(yè)(服務業(yè))的轉移。

②本段數(shù)據(jù)均為作者根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》(1978-2008)相關數(shù)據(jù)計算整理所得。

③數(shù)據(jù)來源:根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站一年度數(shù)據(jù)計算所得。

④C代表常數(shù)項,t代表趨勢項,j代表階數(shù)。

參考文獻:

[1]陳宗勝,鐘茂初,周云波.中國二元經(jīng)濟結構與農(nóng)村經(jīng)濟增長和發(fā)展[M].北京:經(jīng)濟科學出版,2008.

[2]代謙,別朝霞.FDI、人力資本積累與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究,2006,(4).

[3]德布拉吉·瑞.發(fā)展經(jīng)濟學[M].北京:北京大學出版社,2002.

[4]封福育,王少平.外商直接投資對中國國內(nèi)投資的影響[J].統(tǒng)計觀察,2006,(5).

[5]費景漢,尼拉斯.勞動剩余經(jīng)濟的發(fā)展[M].北京:華夏出版社,1989.

[6]高帆.交易效率、分工演進與二元經(jīng)濟結構轉化[M].上海:上海三聯(lián)書店,2007.

[7]郭飛.外商直接投資對中國經(jīng)濟的雙重影響與對策[J].經(jīng)濟學論壇,2006,(4).

[8]劉文勇,蔣仁開.FDI對中國經(jīng)濟發(fā)展影響的實證分析與政策建議[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理,2006,(4).

[9]馬巖.外商直接投資對我國經(jīng)濟增長的效應[J].統(tǒng)計研究,2006,(3).

[10]李治國.轉型期中國資本存量調(diào)整模型的實證研究[J].南開經(jīng)濟研究,2002,(6).

[11]呂光明.國內(nèi)投資、外商直接投資與中國經(jīng)濟增長[J].山東工商學院學報,2003,(17).

[12]楊柳勇,沈國良.外商直接投資對國內(nèi)投資的擠入擠出效應分析[J].統(tǒng)計研究,2002,(3).

[13]姚娟.外商直接投資行業(yè)間溢出效應研究[J].山西財經(jīng)大學學報,2008,(8).

[14]王少平.宏觀計量的若干前沿理論與應用[M].天津:南開大學出版社,2003.

[15]Findlay. Relative Backwardness,“Direct Foreign Investment, and the Transfer of Technology: A Simple Dynamic Model”, Quarterly Journal of Economics, 1978,(2):1-16.

[16]Chore, DoForeignDirect Investment andGross Domestic Investment Promote Economic Growth? Review of Development Economics,2003,(7):445 -57.

[17]De Mello, L.R. Jr. "Foreign direct investment-led growth:evidence from time series and panel data'" Oxford Economic Papers,1999,(51):133-1514.Shan, Tian and Sun,“1he FDI-led Growth Hypothesis:Further Econometric Evidence from China”, The Australian National University, Canberra 1997S.

[18]Agosi and Mayer(2000),“Foreign investment in developing countries :Does it crowd in domestic investment?”,UNCTAD discuss paper.

[19]S.Agosin and Mayer(2000),Foreign investment in developing countries :Does it crowd in domestic investment?UNCTAD discuss paper.

責任編輯:武玲玲

責任校對:何 軍

FDI and China's Labor Transfer:Empirical Analysis and Forecast

Wang Haijun

(Economic Institute,CUFE, Beijing 100081,China)

Abstract: China is the largest developing countries in attracting foreign investment, FDI helps to promote China's economic process of integration with the world, but it also has far-reaching implications on the transfer of China's industrial labor force. Research shows that, whether from the long-run equilibrium or short-term equilibrium run, FDI helps to have "non-agricultural" and "industrialization" effect on China's labor transfer. Also does the future forecast. We should guide the FDI promoting the rural labor transfer further by adjusting the investment policy and quickening developing service industry.

Key words: FDI; labor transfer; empirical analysis; forecast