對外直接投資對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響

王艷

[摘 要]應(yīng)用我國近十幾年對外直接投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)，研究了對外直接投資對勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響。經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果表明，對外直接投資對勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著影響。研究還發(fā)現(xiàn)，對外開放度可以部分地解釋總量和結(jié)構(gòu)上差異。

[關(guān)鍵詞]對外直接投資；勞動(dòng)生產(chǎn)率；Granger檢驗(yàn)

[DOI]10. 13939/j. cnki. zgsc. 2015. 51. 022

1 引 言

從閉關(guān)鎖國到沿海對外開放再到絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的向西開放、向南更深層次的開放，加快對外直接投資，這對我國經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)調(diào)整有著巨大的作用。

勞動(dòng)生產(chǎn)率是衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生產(chǎn)力發(fā)展水平的核心指標(biāo)，對外直接投資直接影響到國內(nèi)勞動(dòng)力的變化。受經(jīng)濟(jì)新一輪的改革到來的影響，中國新成長的勞動(dòng)力就業(yè)和失業(yè)人員再就業(yè)問題相互交織。新形勢下，我們更多的是希望企業(yè)能夠走出去，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率以釋放中國經(jīng)濟(jì)潛力。

2 對外直接投資與我國勞動(dòng)生產(chǎn)率的理論和現(xiàn)狀分析

2. 1 對外直接投資對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響

在目前國內(nèi)存在部分產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力供給過剩，如果這些在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力能有效地轉(zhuǎn)化為對外直接投資，到海外尋求更高的生產(chǎn)，那么對外直接投資就能增加國外附屬企業(yè)對國內(nèi)資本設(shè)備、中間產(chǎn)品的需求，從而增加勞動(dòng)力的需求。

2. 2 我國對外直接投資的現(xiàn)狀

2013年中國對外直接投資存量除對歐洲地區(qū)投資下滑外，對其他地區(qū)均呈不同程度的增長。對歐洲地區(qū)的投資同比下降15. 4%；對拉丁美洲、大洋洲、非洲、亞洲分別實(shí)現(xiàn)了132. 7%、51. 6%、33. 9%、16. 7%的較快增長，對北美洲投資較上年實(shí)現(xiàn)0. 4%的微增長。

我國分行業(yè)對外直接投資中，占比最大的是租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，金融業(yè)的比重大于制造業(yè)。租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、制造業(yè)五大行業(yè)的對外直接投資存量總額占我國對外投資總額的83%，當(dāng)年流量占比超過80%。

2. 3 我國國內(nèi)勞動(dòng)力的發(fā)展概況

我國農(nóng)村就業(yè)人數(shù)逐年下降，城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)不斷增加，2014年我國城鎮(zhèn)就業(yè)人員總數(shù)超過鄉(xiāng)村就業(yè)人員。這也就說明在走新型城鎮(zhèn)化的道路中，將來中國的高技術(shù)人員的數(shù)量隨著社會(huì)的發(fā)展需求將會(huì)增多。

從產(chǎn)業(yè)方面來看，第三產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步增長；第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比重穩(wěn)定在26. 5%；第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比重有所下降。

3 對外直接投資對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的實(shí)證分析

3. 1 變量數(shù)據(jù)的選取

第一，對外直接投資：采用商務(wù)部公布的數(shù)據(jù)，按照各年人民幣對美元的匯率折算為人民幣，單位：億元。

第二，勞動(dòng)生產(chǎn)率：用來代表生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)水平。由于數(shù)據(jù)的可得性，在這里用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員（GKJ和GKJP）來代替勞動(dòng)生產(chǎn)率，此指標(biāo)越高，說明勞動(dòng)生產(chǎn)率水平越高。

3. 2 單位根檢驗(yàn)

使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對模型的估計(jì)在變量平穩(wěn)時(shí)，OLS方法對模型的估計(jì)才有效。此外，在模型中被解釋變量與解釋變量單位根的個(gè)數(shù)要一樣，否則，進(jìn)行OLS估計(jì)會(huì)產(chǎn)生非平衡回歸，t統(tǒng)計(jì)量的可靠性會(huì)大打折扣。為使結(jié)果真實(shí)可靠，要對變量的平穩(wěn)性做出檢驗(yàn)。

從表1中可知，對外直接投資和GKJ以及GKJP的原始序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，對應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的P值均大于5%（第1列ADF檢驗(yàn)），說明在5%的顯著性水平下，各個(gè)指標(biāo)含有單位根的原假設(shè)不能被拒絕。在經(jīng)過二階差分后，對應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值（第2列ADF檢驗(yàn)）都小于5%，滿足平穩(wěn)性。

表1 對外直接投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)單位根檢驗(yàn)

[]ADF檢驗(yàn)[][]ADF檢驗(yàn)[]結(jié)論

LDI0. 9245LDI0. 0000LDI為Ι（2）

LSDI0. 9997LSDI0. 0001LSDI為Ι（2）

LGKJ0. 9890LGKJ0. 0001LGKJ為Ι（2）

LGKJP0. 7989LGKJP0. 0226LGKJP為Ι（2）

3. 3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

其中，表2中GKJ、GKJP、SDI、DI分別表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總體就業(yè)的比重、對外直接投資存量、對外直接投資流量，所有的數(shù)據(jù)均取對數(shù)值。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對外直接投資是中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)變化的原因，即對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率有影響。

表2 對外直接投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)[]F值[]P值[]結(jié)論

LSDI不是LDI的Granger原因LDI不是LSDI的Granger原因[]2. 343083. 437380. 15810. 0837*[]接受拒絕

LGKJ不是LDI的Granger原因LDI不是LGKJ的Granger原因[]12. 70560. 04147[]0. 0033***0. 9596[]拒絕接受

LGKJP不是LDI的Granger原因LDI不是LGKJP的Granger原因[]4. 845080. 99889[]0. 0418**0. 4100[]拒絕接受

LGKJ不是LSDI的Granger原因LSDI不是LGKJ的Granger原因[]7. 097380. 07410[]0. 0169**0. 9292[]拒絕接受

LGKJP不是LSDI的Granger原因LSDI不是LGKJP的Granger原因[]4. 489683. 56792[]0. 0493**0. 0780*[]拒絕拒絕

LGKJP不是LGKJ的Granger原因LGKJ不是LGKJP的Granger原因[]6. 123421. 18827[]0. 0244**0. 3533[]拒絕接受 注：*、**、***分別表示檢驗(yàn)值在10%、5%和1%的置信水平下顯著。

3. 4 回歸結(jié)果及分析

采集1998—2012年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)和中國對外直接投資的數(shù)據(jù)，利用OLS進(jìn)行回歸分析，分別從總量和結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面說明勞動(dòng)率這一指標(biāo)，回歸模型如下。

3. 4. 1 對外直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)總量的影響

回歸結(jié)果顯示：對外直接投資不僅有利于LGKJ，而且還有利于提高LGKJP，而且這種積極效應(yīng)具有一定的滯后性。但從回歸方程的擬合優(yōu)度以及回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果看，LGKJ擬合優(yōu)度較高而且大多數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值顯著，對外直接投資對LGKJ是一個(gè)非常重要的因素，而GKJP擬合優(yōu)度較低而且大多數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值不顯著，沒有通過假設(shè)檢驗(yàn)，這說明LGKJP的提高可能更多依賴于區(qū)域平衡。造成這方面的原因有兩個(gè)：

一方面，目前我國的技術(shù)水平地區(qū)差異較大，雖然勞動(dòng)技術(shù)平整體上在提高，但區(qū)域差異明顯，落后地區(qū)高素質(zhì)勞動(dòng)力供給不足，導(dǎo)致對外直接投資對LGKJP的影響不顯著。另一方面，我國對外直接投資的規(guī)模在近幾年才開始快速發(fā)展起來。不論從存量還是從流量上來看，中國對外直接投資在中西部的影響力還較小，對外直接投資的不均衡限制了LGKJP的提高。

4 結(jié)論和政策建議

4. 1 基本結(jié)論

對外直接投資不僅有利于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的絕對數(shù)量，而且還有利于提高總體就業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，盡管模型結(jié)果中LGKJP不顯著，但從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，對外直接投資將通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及出口的帶動(dòng)等方式，擴(kuò)大了對高技術(shù)勞動(dòng)力的需求，為國內(nèi)勞動(dòng)力市場提供更多的高附加值工作的就業(yè)機(jī)會(huì)，從而刺激國內(nèi)高技術(shù)勞動(dòng)力的供給。

4. 2 政策建議

從實(shí)證分析可以看出雖然對外直接投資對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率整體上有顯著影響，但中國地域?qū)拸V，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一。通過對外投資提高全社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率，就要針對不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)地理位置的狀況進(jìn)行“量體裁衣”。

4. 2. 1 加快中西部地區(qū)對向南、向西絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶沿線的國家的直接投資，提高中西部地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率

我國東部地區(qū)與中西部地區(qū)在對外直接投資處于東高中西低的狀態(tài)。所以目前中西部地區(qū)需借助絲綢之路以及向西、向南戰(zhàn)略都為中西部對外直接投資發(fā)力，加之我國的中西部省份與勞動(dòng)密集型國家相鄰。對外直接投資時(shí)把勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至這些國家，為國內(nèi)高級產(chǎn)業(yè)的發(fā)展騰出空間，促進(jìn)生產(chǎn)要素向新興產(chǎn)業(yè)開發(fā)，優(yōu)化勞動(dòng)力資源的分配，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。

4. 2. 2 加強(qiáng)傳統(tǒng)工業(yè)的對外直接投資，降低勞動(dòng)力成本

對外分產(chǎn)業(yè)直接投資對勞動(dòng)生產(chǎn)率也有影響，當(dāng)前工業(yè)仍然是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱。在新常態(tài)下，應(yīng)該通過海陸絲綢之路，把傳統(tǒng)工業(yè)投資到工業(yè)初期的國家中去，降低國內(nèi)的勞動(dòng)力成本，使高技術(shù)就業(yè)人數(shù)增多，從而提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。

在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，我國應(yīng)充分地認(rèn)識到對外直接投資對我國勞動(dòng)生產(chǎn)率的重要作用，謀求“走出去”的新棋局。

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