FDI 对中国农村剩余劳动力产业转移路径的影响分析

■ 李彤梅 姚金安 副教授（河北农业大学 河北保定 071000）

引言

农业生产力的提高以及产量的增加使得农村出现了大量的剩余劳动力，改革开放以来，我国不断加强与世界各国的联系，成功加入世界贸易组织后，我国通过吸引外商直接投资（FDI）迅速成为世界制造业的加工生产地和出口基地，并成为全世界吸收外商直接投资最多的国家之一。农村剩余劳动力向劳动密集型产业转移则形成了中国历史上最大规模的人口迁移运动，人口的自由迁移和国际经济中的自由贸易都产生了劳动力和资本的自由流动，都会带来经济效益，可见外商直接投资对农村剩余劳动力的流动起着重要的作用。本文主要研究的是FDI 与中国农村剩余劳动力产业转移路径的关系。

表1 按行业划分的历年外商直接投资（2014年）单位：亿美元

中国资本市场和农村劳动力市场的发展现状及关联性

（一）FDI 的产业分布现状

外商直接投资在我国的产业分布十分不均衡，表1中明显表现出第二、三产业吸引的外商直接投资相对较多，第一产业明显最少。二三产业中包含较多的劳动密集型行业，对劳动力的需求相对较大，同时也吸引了较多的FDI投资，吸引的FDI投资总额是第一产业的多倍。同时，由于第一产业劳动生产率的提高，机械化的生产已经不需要更多的农村劳动力，这也是劳动力向二三产业转移的推动力。

（二）农村剩余劳动力产业转移特点

农村剩余劳动力规模逐渐增加。由于我国农业的发展速度落后于GDP的增长速度，农业内部提供给农民就业的空间不断缩小，大量的剩余劳动力不能实现充分就业。表2中显示我国农村剩余劳动力逐年出现正增长趋势，在2005年，我国农村剩余劳动力曾一度以24.6% 的速度高速增长。由此可见，农村剩余劳动力不仅是生产力提高所表现出来的多余的劳动力，还是对外贸易发展中进出口比例不平衡、外商投资比例不均衡所导致的。

农村剩余劳动力跨产业转移。由于第一产业的生产力水平的提高，出现了大量的农业剩余劳动力。《中国统计年鉴》中也显示，改革开放以来，第二产业吸收劳动力的速度快于第三产业。随着工业化和城镇化的加速推进，以及FDI偏好于人口红利较大的劳动密集型企业，为农业剩余劳动力的转移提供了更多的就业机会，吸引了农村剩余劳动力的转移，改善了剩余劳动力的就业结构。由于多数的劳动力受知识水平和技能所限，其主要转移到以劳动密集型产业为主的轻工业，对劳动力的基本素质与专业技能要求减低。

FDI 对中国农村剩余劳动力产业转移路径的影响

本文通过定量的计量分析来检验我国的FDI与农村剩余劳动力转移结构之间的关系。通过协整分析来分别观察两者之间是否存在长期的稳定关系，运用格兰杰因果关系检验的实证方法来观察二者的相互作用及影响，通过综合各影响因素的分析，对FDI 和农村剩余劳动力的优化转移提出合理的政策建议。

（一）产业间FDI 与劳动力流动模型实证

数据平稳性检验。本节中，三大产业的FDI 总额分别用FDI1、FDI2、FDI3来表示，三大产业的农村剩余劳动力为labor1、labor2、labor3，为消除各变量的异方差，对各变量取对数，用LnFDI1、LnFDI2、LnFDI3、Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3来表示，用DLnFDI1、DLnFDI2、DLnFDI3、DLnlabor1、DLnlabor2、DLnlabor3来表示取对数后的一阶差分。数据处理全部采用Eviews6.0 软件实现。

首先对数据进行单位根检验，由于时间序列数据需要对其进行平稳性检验，满足同阶单整才可以做格兰杰因果检验。因此引入ADF单位根检验的方法。

由表3 数据可知，各变量取对数后在5%的显著水平下都是不平稳的，因此对其进行一阶差分，差分后的各变量（DLnFDI1）等在5%的显著水平下都是平稳的，即第一二三产业的FDI 和第一二三产业的农村剩余劳动力数量的对数时间序列在5%的显著水平下均为一阶单整过程，即为平稳序列，符合建立VAR模型的条件，因此可以继续对其进行协整分析。

滞后阶数的确定与协整分析。通过Eviews6.0软件确定最大滞后阶数，滞后阶数越大，自由度就越小。一般根据AIC和SC 取值最小准则来确定阶数。如果AIC和SC并不是同时取值最小，采用LR检验进行取舍。根据分析并经过多次测试，确定第一产业的FDI1与第一产业的农村剩余劳动力的VAR 模型的最优滞后阶为2。同理，第二、三产业的外商直接投资（FDI2）、（FDI3）与第二、三产业的农村剩余劳动力的VAR 模型的最优滞后阶数都为2。由于此时间序列满足一阶单整，同时可以确定Johansen检验的之后阶数为1。

表2 我国农民工总量与年增长率（单位：万人，%）

表3 各变量取对数后一阶差分ADF 检验结果

表4 格兰杰因果检验结果

根据三个Johansen检验结果（实证过程略），None表示没有协整关系，FDI1对labor1Johansen 协整迹检验结果中，该假设下计算的迹统计量值为18.32，大于临界值15.49且概率P值为0.0043，可以拒绝原假设，认为第一产业的FDI总额与第一产业的农村剩余劳动力数量至少存在一个协整关系。FDI2对labor2Johansen协整迹检验结果中，该假设下计算的迹统计量值为65.40561，大于临界值15.49且概率P值为0.00，可以拒绝原假设，认为第二产业的FDI总额与第二产业的农村剩余劳动力数量至少存在一个协整关系。FDI3对labor3Johansen协整迹检验结果中，该假设下计算的迹统计量值为17.07，大于临界值15.49且概率P值为0.02，可以拒绝原假设，认为第三产业的FDI 总额与第三产业的农村剩余劳动力数量至少存在一个协整关系。

格兰杰因果分析。运用格兰杰因果关系检验的实证方法来观察各产业外商直接投资与各产业农村剩余劳动力之间的相互作用及影响，通过对一阶差分序列的格兰杰检验，由AIC和SC准则确定滞后期，通过Eviews6.0确定因果关系。

由表4 可知，在5%的显著性水平下，各产业LnFDI 均构成对Lnlabor1、Lnlabor2、Lnlabor3的Granger 原因，也就是说FDI 的变动是影响农村剩余劳动力产业间转移的一个因素，二者之间存在单向相关关系。各产业的外商直接投资对不同产业的农村剩余劳动力的Granger影响中，其格兰杰原因的概率均小于置信度0.05，应拒绝原假设。而且经比较发现DLnFDI2与DLnlabor2的F统计值最高，达到786.858，这说明第二产业的FDI的变动与第二产业农村剩余劳动力转移的因果关系最为密切。

（二）实证结果

本节通过构建VAR模型，运用单位根检验、Johansen 协整检验、格兰杰因果分析等方法，对各产业FDI与农村剩余劳动力的流动进行了实证分析，分析结果显示：第一，FDI与我国劳动力转移之间存在因果联系，FDI从整体上促进了我国劳动力转移的非农化趋势。第二，无论是从长期均衡角度还是从短期均衡角度来看，FDI对我国劳动力向第二、三产业转移具有比第一产业更为明显的推动作用，这与FDI 对第二产业尤其是工业的密集投资有关。

综上所述，农业生产力的提高加速了农村剩余劳动力的积存，文章通过对FDI与中国农村剩余劳动力流动的现状分析，以实证检验作为依托，得出FDI与中国农村剩余劳动力流动具有相关性。从产业流向角度，FDI偏好于人口红利较大的劳动密集型企业，第二、三产业是农村剩余劳动力的流动趋向。大量农村剩余劳动力的流动，与外国资本的投入以及国际贸易的发展是分不开的，作为资本市场重要的要素，FDI是影响农村剩余劳动力流动的重要因素，对劳动力的数量、剩余劳动力的流向都起到吸附作用。

因此，未来一段时期，我国在吸引外商直接投资、促进劳动力尤其是农村剩余劳动力转移方面应做出努力。合理引导各产业的外商直接投资，优化产业结构，吸引农村剩余劳动力均衡就业，以实现全国劳动力市场一体化趋势。

1.任志成.FDI 对中国二元经济转型与劳动力转移的影响[J].审计与经济研究，2006（21）

2.王瑞鹏.FDI 对我国劳动力转移和二元经济结构的影响[ D ].江南大学，2008

3.赵德昭.FDI 影响我国农村剩余劳动力转移效应的实证研究[D].湖南大学，2010

4.楼笑笑.国际化背景下我国农村剩余劳动力转移的理论及实证分析[D].上海财经大学，2010

5.刘琼，张可云.全球化与农村剩余劳动力转移[J].中国市场，2011（29）