王云鳳，鄭雁升

(吉林財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117)

一、引 言

改革開放三十多年來，我國(guó)對(duì)外開放的程度逐年提高。首先，形成了出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略，出口貿(mào)易規(guī)模逐年增大。2013年中國(guó)貨物與服務(wù)貿(mào)易出口總額達(dá)2.43萬億美元，已成為對(duì)外貿(mào)易規(guī)模最大的國(guó)家。其次，積極吸引外商直接投資，利用外商投資機(jī)遇引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，資本開放度提高。2013年吸引外商投資額達(dá)1175.8億美元。而與此同時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)模移動(dòng)，出口貿(mào)易與FDI流入帶來了新的就業(yè)機(jī)會(huì)和城鄉(xiāng)居民收入差距，進(jìn)而影響了農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)。

中國(guó)作為一個(gè)擁有13億人口的大國(guó)，勞動(dòng)力資源十分豐富，勞動(dòng)力要素充裕。同時(shí)，在外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的激勵(lì)下，中國(guó)積極發(fā)展出口，吸引了巨額的外商直接投資，成為世界勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)加工基地，從而吸收了大量剩余勞動(dòng)力，尤其是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)。這對(duì)提高農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)，促進(jìn)我國(guó)城鄉(xiāng)一體化具有重要意義。解決“三農(nóng)”問題的根本途徑是城鄉(xiāng)一體化，而促進(jìn)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，大力實(shí)施非農(nóng)化就業(yè)，是推動(dòng)城鄉(xiāng)一體化的重要舉措。

受全球性金融危機(jī)的沖擊，2008年以來，中國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模和FDI流入規(guī)模出現(xiàn)了明顯的下降態(tài)勢(shì)，就業(yè)壓力隨之陡增。出口貿(mào)易和FDI流入究竟是否對(duì)中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)有實(shí)際影響？作用有多大？本文將通過對(duì)FDI流入、出口貿(mào)易與農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)三者之間關(guān)系的考察，對(duì)該問題進(jìn)行解答。

國(guó)外學(xué)者在農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)問題上做了豐富的研究。劉易斯(1954)的勞動(dòng)剩余模型首先提出城鄉(xiāng)收入差距是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的主要原因，其假設(shè)實(shí)際工資水平不變、工業(yè)部門充分就業(yè)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力無限供給。但是，現(xiàn)實(shí)情況是農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力不可能無限供給，農(nóng)業(yè)同其他產(chǎn)業(yè)一樣隨著科技進(jìn)步而不斷發(fā)展，因此該模型存在缺陷。[1]1961年拉尼斯和費(fèi)景漢發(fā)展了劉易斯模型，他們認(rèn)為因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高而出現(xiàn)農(nóng)業(yè)剩余是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流入工業(yè)部門的先決條件。同時(shí)，他們還認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家在引進(jìn)技術(shù)時(shí)應(yīng)該充分考慮勞動(dòng)力資源豐富的特點(diǎn)。[2]此后，托達(dá)羅(1969)進(jìn)一步完善了劉易斯模型的假設(shè)，并為發(fā)展中國(guó)家城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)提供了一個(gè)新的解釋。他認(rèn)為引起城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)的原因不是城鄉(xiāng)的收入差距，而是城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距。[3]

國(guó)內(nèi)學(xué)者同樣將影響農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的因素歸為收入差距。史清華等(2005)的研究表明，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)因依次為增加收入機(jī)會(huì)、提高生活質(zhì)量、為子女提供更好的教育機(jī)會(huì)和良好的發(fā)展環(huán)境。[4]李強(qiáng)(2012)認(rèn)為城鄉(xiāng)絕對(duì)收入水平差距即經(jīng)濟(jì)收入驅(qū)動(dòng)力是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的主要?jiǎng)恿Α5]

以上研究雖然十分豐富，但都忽視了我國(guó)對(duì)外開放程度逐年提高對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。有關(guān)出口貿(mào)易與外資流入對(duì)我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)影響的研究相對(duì)有限。蔡昉、王德文(2004)認(rèn)為外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)具有顯著效應(yīng)，其中，F(xiàn)DI流入對(duì)增加就業(yè)、促進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育，以及人力資本積累具有積極作用。[6]趙德昭、許和連(2012)通過實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論，F(xiàn)DI流入對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有顯著的正向影響，其中東部地區(qū)FDI的拉力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。[7]陸文聰、李元龍(2011)通過構(gòu)建CGE模型，模擬分析了中國(guó)出口變化對(duì)勞動(dòng)就業(yè)的影響效應(yīng)。他們認(rèn)為出口增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)可以實(shí)現(xiàn)0.088個(gè)百分點(diǎn)的非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)。但出口就業(yè)效應(yīng)相對(duì)于不同的產(chǎn)業(yè)部門和就業(yè)群體而言具有明顯的差異，出口下降將導(dǎo)致紡織、制造業(yè)等部門就業(yè)人數(shù)顯著減少，農(nóng)民工就業(yè)壓力明顯超過城鎮(zhèn)人口就業(yè)。[8]

綜上所述，雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于FDI流入、出口貿(mào)易與中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的單項(xiàng)研究已經(jīng)非常豐富，但是FDI流入與出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的影響究竟如何，三者之間存在怎樣的相互關(guān)系，相關(guān)的研究并不多。本文將通過實(shí)證研究，分析三個(gè)變量之間存在的長(zhǎng)短期格蘭杰因果關(guān)系，并進(jìn)一步分析其形成的原因。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)基本模型

本研究假定直接投資流入和出口貿(mào)易對(duì)中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)具有不同效應(yīng),考慮了中國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模、直接投資流入與農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)的相互效應(yīng)。函數(shù)的基本形式為：

E=f(S,FDI)

(1)

其中，S指我國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模，用中國(guó)出口貿(mào)易額占世界出口貿(mào)易額的比重來衡量,出口貿(mào)易額為貨物與服務(wù)貿(mào)易的總額；FDI指吸引對(duì)外直接投資的程度，即對(duì)外資的開放度，用中國(guó)實(shí)際利用外商投資占GDP的份額與世界總投資占世界GDP份額的比重來衡量；E指農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例，即農(nóng)村就業(yè)人數(shù)中非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)所占的比重。

同時(shí)將等式兩邊取自然對(duì)數(shù)，將可能的非線性關(guān)系轉(zhuǎn)化為線性關(guān)系?；谏鲜龊瘮?shù)可建立計(jì)量模型：

LnEt=αiLnSt+βiLnFDIt+μt

上式中，系數(shù)α、β均為待估計(jì)參數(shù)，μ為非均衡誤差。其含義為，農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)取決于我國(guó)相對(duì)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大和對(duì)外資開放度的提高。

(二)研究方法

本文建立了包含對(duì)外資的開放度、出口貿(mào)易相對(duì)規(guī)模、農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例三個(gè)變量的模型，通過時(shí)間序列分析考察三者之間的格蘭杰因果關(guān)系效應(yīng)，包括短期格蘭杰因果效應(yīng)和長(zhǎng)期格蘭杰因果效應(yīng)。變量之間的短期效應(yīng)是指排除其他因素后的自變量對(duì)因變量的直接效應(yīng)，長(zhǎng)期效應(yīng)是指通過自變量對(duì)其他因素的影響進(jìn)而影響因變量，即間接效應(yīng)。

在進(jìn)行格蘭杰非因果關(guān)系檢驗(yàn)前，需要完成ADF單位根檢驗(yàn)和長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。第一步，對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。這是因?yàn)樽兞靠赡苁欠瞧椒€(wěn)的，而最小二乘法回歸要求序列平穩(wěn)。第二步，進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，找出變量之間的協(xié)整關(guān)系和誤差修正模型。只有變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，才能保證回歸是有效的。

(三)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的是1982～2012年的年度數(shù)據(jù)，中國(guó)出口貿(mào)易額、中國(guó)實(shí)際利用外資額、世界總投資額與中國(guó)實(shí)際GDP來源于聯(lián)合國(guó)數(shù)據(jù)庫(kù)，中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例來源于《2013年中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、單位根檢驗(yàn)與協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

(一)單位根檢驗(yàn)

對(duì)模型中變量的平穩(wěn)性和單整階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，所使用的工具是Eviews6.0軟件。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)形式中的 C代表存在截距項(xiàng)，T代表存在趨勢(shì)項(xiàng)，k代表滯后階數(shù)，若不存在截距或者趨勢(shì)則記為N；

當(dāng)伴隨概率小于0.05時(shí)，表示序列不存在單位根，即序列平穩(wěn)；Δ表示對(duì)變量進(jìn)行一階差分。

根據(jù)表1的結(jié)果，分析并選擇最優(yōu)檢驗(yàn)形式。可以看到三個(gè)變量水平序列的平穩(wěn)性狀況: lnFDI序列存在單位根，不平穩(wěn)；而lnE和lnS趨勢(shì)平穩(wěn)，需要在消除趨勢(shì)的影響后才具有平穩(wěn)性。所以，不能直接利用上述三個(gè)變量的水平序列進(jìn)行最小二乘法分析，需要對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行差分。表1右側(cè)即為對(duì)各變量一階差分后的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，其伴隨概率均小于0.05，是平穩(wěn)序列?？梢赃M(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)并建立誤差修正模型。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為了使上述變量建立的回歸模型有意義，必須使各個(gè)非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即由這些變量所組成的某種線性組合是平穩(wěn)的。當(dāng)多個(gè)非平穩(wěn)變量具有協(xié)整關(guān)系時(shí)，這些變量可以合成一個(gè)平穩(wěn)序列。本文檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法為基于VAR模型的Johansen檢驗(yàn)。Johansen檢驗(yàn)的滯后長(zhǎng)度根據(jù)VAR模型最優(yōu)滯后長(zhǎng)度來確定。而VAR模型最優(yōu)滯后長(zhǎng)度的確定根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ原則來確定。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果匯總與最優(yōu)誤差修正模型形式識(shí)別

本文主要分兩部分完成Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。第一部分是選擇合理滯后區(qū)間，所選用的序列長(zhǎng)度均為30，因此需建立5階滯后的無約束VAR模型，然后分析結(jié)果中AIC、SC和Log統(tǒng)計(jì)量，判斷出VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)p為5，進(jìn)而確定最優(yōu)滯后階數(shù)為5-1，即最優(yōu)滯后區(qū)間為1-4。在確定滯后區(qū)間后完成第二部分，選擇最優(yōu)檢驗(yàn)形式。首先，表2上半部分所列的結(jié)果是5種檢驗(yàn)形式的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值，根據(jù)結(jié)果可以看出5種模型形式都通過了Johansen檢驗(yàn)，即三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，表2列出了對(duì)5種檢驗(yàn)形式的誤差修正模型進(jìn)行診斷的Log、AIC和SC統(tǒng)計(jì)量，根據(jù)最小信息準(zhǔn)則判定最優(yōu)模型形式為“序列和協(xié)整方程含線性趨勢(shì)含截距”。則協(xié)整方程為:

lnE=-0.109lnFDI-0.671lnS-0.087trend-5.551

以E為因變量的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果為：

d(lnE)= -0.911ECM(-1)+0.991d(lnE(-1))+0.373d(lnE(-2))+0.181d(lnE(-3))

[-3.85005] [5.55228] [2.69667] [1.84047]

+0.354d(lnE(-4))+0.023d(lnS(-1))-0.101d(lnS(-2))-0.147d(lnS(-3))

[2.56914] [0.19497] [-1.06981] [-1.54465]

+0.299d(lnS(-4))-0.069d(lnFDI(-1))-0.034d(lnFDI(-2))

[2.67880] [-1.76072] [-1.33571]

-0.001d(lnFDI(-3))-0.070d(lnFDI(-4))-0.049

[-0.05235] [-3.13841] [-2.27406]

其中，ECM的系數(shù)為-0.911，t統(tǒng)計(jì)量為-3.850，能夠通過顯著性檢驗(yàn)并符合反向調(diào)節(jié)機(jī)制。

四、格蘭杰非因果關(guān)系檢驗(yàn)

(一) 短期效應(yīng)分析

從上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，LnE、InFDI、InS一階差分序列為平穩(wěn)序列，且存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。因此，可以對(duì)模型中的三個(gè)變量進(jìn)行Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)。本模型已對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)處理，即其一階差分表示各變量的增長(zhǎng)率。表3匯總了通過Wald聯(lián)合檢驗(yàn)的短期格蘭杰非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)一個(gè)變量的x2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率小于0.05時(shí)，表明該變量通過了檢驗(yàn),是因變量的短期格蘭杰原因，若自變量差分滯后項(xiàng)短期系數(shù)或兩期滯后項(xiàng)系數(shù)之和為正，則其短期效應(yīng)為正，系數(shù)為負(fù)，則效應(yīng)為負(fù)。

表3 基于誤差修正模型的短期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

注：()內(nèi)為x2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率。

由表3結(jié)果分析可得：

第一，ΔFDI在0.05水平下通過檢驗(yàn)，是中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)率ΔE的短期Granger原因，即FDI流入的增加能夠顯著地在短期內(nèi)影響我國(guó)的非農(nóng)就業(yè)，但其影響是負(fù)的。究其原因，跨國(guó)公司是否雇傭當(dāng)?shù)貑T工將會(huì)在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生影響。外商直接投資的方式通常有兩種，即綠地投資形式和收購(gòu)?fù)顿Y形式，這兩種流入方式對(duì)東道國(guó)的就業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)產(chǎn)生不同影響。首先，為了更好地融入當(dāng)?shù)匚幕?，利用廉價(jià)勞動(dòng)力和資源，節(jié)約成本，企業(yè)選擇綠地投資方式進(jìn)入我國(guó)時(shí)，跨國(guó)公司需要大量雇傭當(dāng)?shù)匦聠T工，其中大部分是農(nóng)村低素質(zhì)的剩余勞動(dòng)力，這有利于增加我國(guó)的非農(nóng)就業(yè)。其次，F(xiàn)DI流入我國(guó)主要是通過并購(gòu)?fù)顿Y的方式進(jìn)入，采用這種方式進(jìn)入我國(guó)的跨國(guó)公司一般具有較高的技術(shù)水平和完善的管理模式，對(duì)于低素質(zhì)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求較小。此外，跨國(guó)公司在實(shí)施兼并后也可能不需要雇傭當(dāng)?shù)氐男聠T工，甚至可能裁員，進(jìn)而減少就業(yè)。由于大部分的FDI流入我國(guó)是通過跨國(guó)并購(gòu)的方式完成的，因此，會(huì)抵消直接建廠投資對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用，總體而言，在短期內(nèi)FDI流入的增加會(huì)減緩我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的增長(zhǎng)。

第二，ΔS在0.05水平下與ΔE存在正相關(guān)關(guān)系，即在短期內(nèi)我國(guó)出口貿(mào)易顯著影響非農(nóng)就業(yè)，并顯示出正效應(yīng)。出口貿(mào)易規(guī)模的增加將會(huì)影響一國(guó)對(duì)勞動(dòng)力的需求，而出口貿(mào)易在短期內(nèi)是否會(huì)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)則取決于我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。我國(guó)出口商品大多是勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品，這些行業(yè)會(huì)吸收大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)，從而提高農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的比重。

(二)長(zhǎng)期總效應(yīng)分析

表4為長(zhǎng)期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。為了考察模型中的一個(gè)自變量對(duì)因變量的長(zhǎng)期綜合效應(yīng)，將滯后1期的誤差修正項(xiàng)與該自變量的4期差分滯后項(xiàng)聯(lián)合起來，同時(shí)進(jìn)行Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)。此外，在誤差修正模型基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)函數(shù)決定長(zhǎng)期效應(yīng)的正負(fù)和大小，如果F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率小于0.05，則通過檢驗(yàn), 同時(shí)報(bào)告相應(yīng)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的長(zhǎng)期收斂狀況。圖1刻畫了1～81期的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，包括lnS、lnFDI、lnE三個(gè)變量對(duì)沖擊的反應(yīng)。

表4 基于誤差修正模型的長(zhǎng)期總效應(yīng)檢驗(yàn)

注：(1)括號(hào)內(nèi)為Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)F 統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率；(2) 收斂值是對(duì)特定自變量施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差

大小的信息沖擊，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)因變量在80期后的取值。

圖1 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

由表4可知，變量ΔS以及ΔFDI通過了檢驗(yàn)，是中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)率E的長(zhǎng)期Granger原因，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)具有長(zhǎng)期效應(yīng)。ΔE 均在0.05水平下是我國(guó)對(duì)外貿(mào)易相對(duì)規(guī)模ΔS的長(zhǎng)期Granger原因。

第一，F(xiàn)DI流入是中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期Granger原因，而與短期關(guān)系不同，從長(zhǎng)期關(guān)系來看，F(xiàn)DI流入與非農(nóng)就業(yè)之間呈現(xiàn)正相關(guān)性，但效益不大。長(zhǎng)短期效益不同是因?yàn)椋現(xiàn)DI流入在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)的放緩影響是直接的，而從長(zhǎng)期來看，跨國(guó)公司能夠通過在東道國(guó)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)影響當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)要素流動(dòng)，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)、消費(fèi)、就業(yè)以及勞動(dòng)力的收入。外商直接投資的流入會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)形成競(jìng)爭(zhēng)壓力，同時(shí)也帶了新的機(jī)遇；雖然一些本國(guó)企業(yè)由于競(jìng)爭(zhēng)力不足、管理不善逐漸被市場(chǎng)淘汰，但是仍有一部分企業(yè)通過學(xué)習(xí)借鑒外來企業(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)，逐步發(fā)展壯大，尤其是民營(yíng)企業(yè)迅速發(fā)展，這些企業(yè)的發(fā)展會(huì)吸引一部分農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，進(jìn)而對(duì)我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生正效應(yīng)。促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的核心在于提高勞動(dòng)力素質(zhì)，尤其是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的技術(shù)水平。FDI流入帶來的競(jìng)爭(zhēng)壓力和對(duì)勞動(dòng)力的更高要求，將會(huì)迫使企業(yè)增強(qiáng)核心競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力提升自身素質(zhì)和技術(shù)水平，從而在根本上促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)，但這些需要長(zhǎng)期的投入和準(zhǔn)備。在此過程中FDI流入也帶來了新的生產(chǎn)方式和管理方法，促進(jìn)了我國(guó)本土企業(yè)技術(shù)水平和管理效率的提高，而技術(shù)水平的提高則導(dǎo)致了對(duì)勞動(dòng)的替代，進(jìn)而減少了對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求，減少了農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的增長(zhǎng)，同時(shí)削弱了FDI流入對(duì)我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的正效應(yīng)。

第二，與短期效益一樣，從長(zhǎng)期來看，我國(guó)出口貿(mào)易也是非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期Granger原因，但其長(zhǎng)期總效應(yīng)為負(fù)。首先，出口的擴(kuò)大為我國(guó)帶來了資本的積累，促進(jìn)了國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一方面，經(jīng)過長(zhǎng)時(shí)間發(fā)展，我國(guó)制造業(yè)的技術(shù)水平不斷提高，商品出口結(jié)構(gòu)也有所改善，高新技術(shù)產(chǎn)品和機(jī)械設(shè)備的出口比重逐漸增加。2013年，我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)品出口6603億美元，增長(zhǎng)9.8%，占出口總額的比重為29.9%，比上年提高了0.5個(gè)百分點(diǎn)。機(jī)電產(chǎn)品出口12 655億美元，增長(zhǎng)7.3%，占出口總額的比重為57.3%。[9]這意味著對(duì)技術(shù)資本的需求逐漸替代了對(duì)勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而減少了對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求。另一方面，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展同時(shí)促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善，其中金融、文化等新興服務(wù)出口所占比重最大，而新興服務(wù)貿(mào)易的快速增長(zhǎng)促進(jìn)了新興行業(yè)的發(fā)展，尤其是知識(shí)密集型行業(yè)的發(fā)展，這些行業(yè)需要知識(shí)型的高素質(zhì)勞動(dòng)力，對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求很小。其次，隨著出口規(guī)模的不斷擴(kuò)大，進(jìn)口規(guī)模和結(jié)構(gòu)也隨之得到改善。一方面，出口帶來了資本的積累，提高了本國(guó)的進(jìn)口能力。另一方面，近年來我國(guó)對(duì)外貿(mào)易一直保持順差，貿(mào)易摩擦不斷，而擴(kuò)大進(jìn)口不僅能夠緩解貿(mào)易逆差，也有利于技術(shù)的引進(jìn)，出口的發(fā)展間接促進(jìn)了進(jìn)口規(guī)模的增大。目前，技術(shù)密集的機(jī)電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品是我國(guó)主要的進(jìn)口產(chǎn)品。2013年，中國(guó)進(jìn)口機(jī)電產(chǎn)品8401億美元，增長(zhǎng)7.3%，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口額5582億美元，增長(zhǎng)10.1%。[9]這些產(chǎn)品的進(jìn)口可能會(huì)導(dǎo)致一些生產(chǎn)率低下的進(jìn)口替代型產(chǎn)業(yè)受到?jīng)_擊，進(jìn)而導(dǎo)致其產(chǎn)業(yè)工人失業(yè)。同時(shí)，高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口也會(huì)對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品形成替代，帶來相關(guān)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的大量失業(yè)。[10，11]

第三，農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的增長(zhǎng)是我國(guó)出口貿(mào)易相對(duì)規(guī)模增長(zhǎng)的長(zhǎng)期格蘭杰因果關(guān)系，且效益為負(fù)。隨著信息技術(shù)的不斷發(fā)展，農(nóng)村勞動(dòng)力能夠更加便利地接受新思想和新觀念，尤其是新生代的農(nóng)民工，他們接受了更高水平的文化教育，對(duì)生活有更高的期待，同時(shí)也更加注重物質(zhì)和精神生活享受，與之相應(yīng)的是他們對(duì)薪酬的要求提高，農(nóng)村勞動(dòng)力價(jià)格開始上升。加之勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移更加自由，農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)出現(xiàn)了新的轉(zhuǎn)變，最顯著的是由異地就業(yè)向本地就業(yè)轉(zhuǎn)變，尤其是中西部地區(qū)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力逐步將在本地鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)作為首選，導(dǎo)致東部沿海地區(qū)從事出口加口產(chǎn)業(yè)的企業(yè)因缺少廉價(jià)勞動(dòng)力而受到?jīng)_擊，進(jìn)一步提高了勞動(dòng)力的價(jià)格。而勞動(dòng)力價(jià)格的增長(zhǎng)也使跨國(guó)公司開始將目光轉(zhuǎn)移到勞動(dòng)力更加廉價(jià)的東南亞國(guó)家，因此減弱了出口貿(mào)易規(guī)模的增長(zhǎng)。

五、結(jié) 論

本文利用1982～2012年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)包括出口貿(mào)易相對(duì)規(guī)模、農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例和外商直接投資開放度的模型。本文首先通過ADF單位根檢驗(yàn)證明了變量一階差分后同階單整；進(jìn)一步通過Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)證明了變量之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)，確定了最優(yōu)誤差修正模型；在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行了Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn), 并分析了變量之間的各種長(zhǎng)短期效應(yīng)。

改革開放以來，對(duì)外商直接投資的開放度逐漸提高，雖然短期內(nèi)對(duì)中國(guó)非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)，但長(zhǎng)期來看，F(xiàn)DI流入拉動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)。同時(shí)，我國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模不斷增長(zhǎng)，且主要集中在勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品的出口上，而勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)能夠吸引大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，從而在短期內(nèi)促進(jìn)了我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)，但本文發(fā)現(xiàn)其長(zhǎng)期效益為負(fù)。這是因?yàn)椋L(zhǎng)期來看，出口貿(mào)易的擴(kuò)大促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展：出口結(jié)構(gòu)不斷改善，技術(shù)和知識(shí)密集型產(chǎn)品比重提高；進(jìn)口高科技和技術(shù)產(chǎn)品的能力不斷提高，導(dǎo)致了技術(shù)對(duì)勞動(dòng)力的替代。這些都在長(zhǎng)期內(nèi)導(dǎo)致對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求減少。而目前，由于農(nóng)民工就業(yè)觀的轉(zhuǎn)變以及勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的自由化，中國(guó)出現(xiàn)了農(nóng)工荒現(xiàn)象，影響了我國(guó)出口企業(yè)的發(fā)展。這是由于我國(guó)仍處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型期，一方面，企業(yè)開始尋求技術(shù)含量高的集約化道路；但另一方面，中國(guó)出口企業(yè)仍然以廉價(jià)勞動(dòng)力為主要競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。要改善這一現(xiàn)狀，需要依靠技術(shù)的進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

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