王云鳳，鄭雁升

(吉林財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、引 言

改革開放三十多年來，我國對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，已成為對外貿(mào)易規(guī)模最大的國家。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，農(nóng)村勞動力大規(guī)模移動，出口貿(mào)易與FDI流入帶來了新的就業(yè)機(jī)會和城鄉(xiāng)居民收入差距，進(jìn)而影響了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)。

中國作為一個擁有13億人口的大國，勞動力資源十分豐富，勞動力要素充裕。同時，在外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的激勵下，中國積極發(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力，尤其是農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)。這對提高農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，促進(jìn)我國城鄉(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)剩余勞動力從農(nóng)業(yè)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，大力實施非農(nóng)化就業(yè)，是推動城鄉(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，就業(yè)壓力隨之陡增。出口貿(mào)易和FDI流入究竟是否對中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有實際影響？作用有多大？本文將通過對FDI流入、出口貿(mào)易與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)三者之間關(guān)系的考察，對該問題進(jìn)行解答。

國外學(xué)者在農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)問題上做了豐富的研究。劉易斯(1954)的勞動剩余模型首先提出城鄉(xiāng)收入差距是勞動力轉(zhuǎn)移的主要原因，其假設(shè)實際工資水平不變、工業(yè)部門充分就業(yè)、農(nóng)業(yè)勞動力無限供給。但是，現(xiàn)實情況是農(nóng)業(yè)部門勞動力不可能無限供給，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)勞動力流入工業(yè)部門的先決條件。同時，他們還認(rèn)為，發(fā)展中國家在引進(jìn)技術(shù)時應(yīng)該充分考慮勞動力資源豐富的特點。[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)展中國家城鄉(xiāng)勞動力流動提供了一個新的解釋。他認(rèn)為引起城鄉(xiāng)勞動力流動的原因不是城鄉(xiāng)的收入差距，而是城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距。[3]

國內(nèi)學(xué)者同樣將影響農(nóng)村勞動力非農(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)村勞動力轉(zhuǎn)移的動因依次為增加收入機(jī)會、提高生活質(zhì)量、為子女提供更好的教育機(jī)會和良好的發(fā)展環(huán)境。[4]李強(qiáng)(2012)認(rèn)為城鄉(xiāng)絕對收入水平差距即經(jīng)濟(jì)收入驅(qū)動力是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要動力。[5]

以上研究雖然十分豐富，但都忽視了我國對外開放程度逐年提高對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響。有關(guān)出口貿(mào)易與外資流入對我國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的研究相對有限。蔡昉、王德文(2004)認(rèn)為外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)具有顯著效應(yīng)，其中，F(xiàn)DI流入對增加就業(yè)、促進(jìn)勞動力市場發(fā)育，以及人力資本積累具有積極作用。[6]趙德昭、許和連(2012)通過實證檢驗得出結(jié)論，F(xiàn)DI流入對農(nóng)村剩余勞動力轉(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，模擬分析了中國出口變化對勞動就業(yè)的影響效應(yīng)。他們認(rèn)為出口增長1個百分點可以實現(xiàn)0.088個百分點的非農(nóng)就業(yè)增長。但出口就業(yè)效應(yīng)相對于不同的產(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，雖然國內(nèi)外學(xué)者對于FDI流入、出口貿(mào)易與中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的單項研究已經(jīng)非常豐富，但是FDI流入與出口貿(mào)易對農(nóng)村勞動力非農(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。本文將通過實證研究，分析三個變量之間存在的長短期格蘭杰因果關(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)易對中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長具有不同效應(yīng),考慮了中國出口貿(mào)易規(guī)模、直接投資流入與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長的相互效應(yīng)。函數(shù)的基本形式為：

E=f(S,FDI)

(1)

其中，S指我國出口貿(mào)易規(guī)模，用中國出口貿(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指吸引對外直接投資的程度，即對外資的開放度，用中國實際利用外商投資占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。

同時將等式兩邊取自然對數(shù)，將可能的非線性關(guān)系轉(zhuǎn)化為線性關(guān)系。基于上述函數(shù)可建立計量模型：

LnEt=αiLnSt+βiLnFDIt+μt

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

(二)研究方法

本文建立了包含對外資的開放度、出口貿(mào)易相對規(guī)模、農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)比例三個變量的模型，通過時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因變量的直接效應(yīng)，長期效應(yīng)是指通過自變量對其他因素的影響進(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)系檢驗前，需要完成ADF單位根檢驗和長期協(xié)整關(guān)系檢驗。第一步，對各個變量進(jìn)行單位根檢驗。這是因為變量可能是非平穩(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，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)，中國出口貿(mào)易額、中國實際利用外資額、世界總投資額與中國實際GDP來源于聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫，中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)比例來源于《2013年中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

三、單位根檢驗與協(xié)整關(guān)系檢驗

(一)單位根檢驗

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

表1 ADF單位根檢驗

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

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

根據(jù)表1的結(jié)果，分析并選擇最優(yōu)檢驗形式?？梢钥吹饺齻€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趨勢平穩(wěn)，需要在消除趨勢的影響后才具有平穩(wěn)性。所以，不能直接利用上述三個變量的水平序列進(jìn)行最小二乘法分析，需要對各個變量進(jìn)行差分。表1右側(cè)即為對各變量一階差分后的單位根檢驗結(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)系檢驗并建立誤差修正模型。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗

為了使上述變量建立的回歸模型有意義，必須使各個非平穩(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)多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整關(guān)系時，這些變量可以合成一個平穩(wěn)序列。本文檢驗協(xié)整關(guān)系的方法為基于VAR模型的Johansen檢驗。Johansen檢驗的滯后長度根據(jù)VAR模型最優(yōu)滯后長度來確定。而VAR模型最優(yōu)滯后長度的確定根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ原則來確定。

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

本文主要分兩部分完成Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。第一部分是選擇合理滯后區(qū)間，所選用的序列長度均為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)檢驗形式。首先，表2上半部分所列的結(jié)果是5種檢驗形式的跡統(tǒng)計量和最大特征值，根據(jù)結(jié)果可以看出5種模型形式都通過了Johansen檢驗，即三個變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。同時，表2列出了對5種檢驗形式的誤差修正模型進(jìn)行診斷的Log、AIC和SC統(tǒng)計量，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)計量為-3.850，能夠通過顯著性檢驗并符合反向調(diào)節(jié)機(jī)制。

四、格蘭杰非因果關(guān)系檢驗

(一) 短期效應(yīng)分析

從上述檢驗結(jié)果可知，LnE、InFDI、InS一階差分序列為平穩(wěn)序列，且存在長期協(xié)整關(guān)系。因此，可以對模型中的三個變量進(jìn)行Granger非因果關(guān)系檢驗。本模型已對各個變量進(jìn)行了自然對數(shù)處理，即其一階差分表示各變量的增長率。表3匯總了通過Wald聯(lián)合檢驗的短期格蘭杰非因果關(guān)系檢驗結(jié)果，當(dāng)一個變量的x2統(tǒng)計量的伴隨概率小于0.05時，表明該變量通過了檢驗,是因變量的短期格蘭杰原因，若自變量差分滯后項短期系數(shù)或兩期滯后項系數(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

注：()內(nèi)為x2統(tǒng)計量的伴隨概率。

由表3結(jié)果分析可得：

第一，ΔFDI在0.05水平下通過檢驗，是中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長率ΔE的短期Granger原因，即FDI流入的增加能夠顯著地在短期內(nèi)影響我國的非農(nóng)就業(yè)，但其影響是負(fù)的。究其原因，跨國公司是否雇傭當(dāng)?shù)貑T工將會在短期內(nèi)對農(nóng)村勞動力的非農(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?fù)顿Y形式，這兩種流入方式對東道國的就業(yè)結(jié)構(gòu)會產(chǎn)生不同影響。首先，為了更好地融入當(dāng)?shù)匚幕?，利用廉價勞動力和資源，節(jié)約成本，企業(yè)選擇綠地投資方式進(jìn)入我國時，跨國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)的剩余勞動力，這有利于增加我國的非農(nóng)就業(yè)。其次，F(xiàn)DI流入我國主要是通過并購?fù)顿Y的方式進(jìn)入，采用這種方式進(jìn)入我國的跨國公司一般具有較高的技術(shù)水平和完善的管理模式，對于低素質(zhì)的農(nóng)村剩余勞動力的需求較小。此外，跨國公司在實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流入我國是通過跨國并購的方式完成的，因此，會抵消直接建廠投資對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用，總體而言，在短期內(nèi)FDI流入的增加會減緩我國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的增長。

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)模的增加將會影響一國對勞動力的需求，而出口貿(mào)易在短期內(nèi)是否會促進(jìn)農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)則取決于我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。我國出口商品大多是勞動力密集型產(chǎn)品，這些行業(yè)會吸收大量農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)，從而提高農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的比重。

(二)長期總效應(yīng)分析

表4為長期Granger非因果關(guān)系檢驗的結(jié)果。為了考察模型中的一個自變量對因變量的長期綜合效應(yīng)，將滯后1期的誤差修正項與該自變量的4期差分滯后項聯(lián)合起來，同時進(jìn)行Wald聯(lián)合顯著檢驗。此外，在誤差修正模型基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)函數(shù)決定長期效應(yīng)的正負(fù)和大小，如果F統(tǒng)計量的伴隨概率小于0.05，則通過檢驗, 同時報告相應(yīng)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的長期收斂狀況。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三個變量對沖擊的反應(yīng)。

表4 基于誤差修正模型的長期總效應(yīng)檢驗

注：(1)括號內(nèi)為Wald聯(lián)合顯著檢驗F 統(tǒng)計量的伴隨概率；(2) 收斂值是對特定自變量施加一個標(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，是中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長率E的長期Granger原因，對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)具有長期效應(yīng)。ΔE 均在0.05水平下是我國對外貿(mào)易相對規(guī)模ΔS的長期Granger原因。

第一，F(xiàn)DI流入是中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長的長期Granger原因，而與短期關(guān)系不同，從長期關(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。長短期效益不同是因為，F(xiàn)DI流入在短期內(nèi)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)增長的放緩影響是直接的，而從長期來看，跨國公司能夠通過在東道國的經(jīng)營活動影響當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)要素流動，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)、消費、就業(yè)以及勞動力的收入。外商直接投資的流入會對國內(nèi)企業(yè)形成競爭壓力，同時也帶了新的機(jī)遇；雖然一些本國企業(yè)由于競爭力不足、管理不善逐漸被市場淘汰，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，逐步發(fā)展壯大，尤其是民營企業(yè)迅速發(fā)展，這些企業(yè)的發(fā)展會吸引一部分農(nóng)村剩余勞動力，進(jìn)而對我國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生正效應(yīng)。促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的核心在于提高勞動力素質(zhì)，尤其是農(nóng)村剩余勞動力的技術(shù)水平。FDI流入帶來的競爭壓力和對勞動力的更高要求，將會迫使企業(yè)增強(qiáng)核心競爭力，同時促進(jìn)農(nóng)村勞動力提升自身素質(zhì)和技術(shù)水平，從而在根本上促進(jìn)農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)，但這些需要長期的投入和準(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)致了對勞動的替代，進(jìn)而減少了對農(nóng)村剩余勞動力的需求，減少了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的增長，同時削弱了FDI流入對我國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的正效應(yīng)。

第二，與短期效益一樣，從長期來看，我國出口貿(mào)易也是非農(nóng)就業(yè)增長的長期Granger原因，但其長期總效應(yīng)為負(fù)。首先，出口的擴(kuò)大為我國帶來了資本的積累，促進(jìn)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一方面，經(jīng)過長時間發(fā)展，我國制造業(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，我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口6603億美元，增長9.8%，占出口總額的比重為29.9%，比上年提高了0.5個百分點。機(jī)電產(chǎn)品出口12 655億美元，增長7.3%，占出口總額的比重為57.3%。[9]這意味著對技術(shù)資本的需求逐漸替代了對勞動力的需求，進(jìn)而減少了對農(nóng)村剩余勞動力的需求。另一方面，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展同時促進(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)易的快速增長促進(jìn)了新興行業(yè)的發(fā)展，尤其是知識密集型行業(yè)的發(fā)展，這些行業(yè)需要知識型的高素質(zhì)勞動力，對農(nóng)村剩余勞動力的需求很小。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，提高了本國的進(jìn)口能力。另一方面，近年來我國對外貿(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)品是我國主要的進(jìn)口產(chǎn)品。2013年，中國進(jìn)口機(jī)電產(chǎn)品8401億美元，增長7.3%，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口額5582億美元，增長10.1%。[9]這些產(chǎn)品的進(jìn)口可能會導(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，高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口也會對勞動密集型產(chǎn)品形成替代，帶來相關(guān)農(nóng)村剩余勞動力的大量失業(yè)。[10，11]

第三，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的增長是我國出口貿(mào)易相對規(guī)模增長的長期格蘭杰因果關(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，對生活有更高的期待，同時也更加注重物質(zhì)和精神生活享受，與之相應(yīng)的是他們對薪酬的要求提高，農(nóng)村勞動力價格開始上升。加之勞動力轉(zhuǎn)移更加自由，農(nóng)村勞動力就業(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)因缺少廉價勞動力而受到?jīng)_擊，進(jìn)一步提高了勞動力的價格。而勞動力價格的增長也使跨國公司開始將目光轉(zhuǎn)移到勞動力更加廉價的東南亞國家，因此減弱了出口貿(mào)易規(guī)模的增長。

五、結(jié) 論

本文利用1982～2012年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個包括出口貿(mào)易相對規(guī)模、農(nóng)村勞動力非農(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)系檢驗證明了變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，同時，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, 并分析了變量之間的各種長短期效應(yīng)。

改革開放以來，對外商直接投資的開放度逐漸提高，雖然短期內(nèi)對中國非農(nóng)就業(yè)增長率的影響為負(fù)，但長期來看，F(xiàn)DI流入拉動了我國經(jīng)濟(jì)的增長，促進(jìn)了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)。同時，我國出口貿(mào)易規(guī)模不斷增長，且主要集中在勞動力密集型產(chǎn)品的出口上，而勞動力密集型產(chǎn)業(yè)能夠吸引大量的農(nóng)村剩余勞動力，從而在短期內(nèi)促進(jìn)了我國農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)，但本文發(fā)現(xiàn)其長期效益為負(fù)。這是因為，長期來看，出口貿(mào)易的擴(kuò)大促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展：出口結(jié)構(gòu)不斷改善，技術(shù)和知識密集型產(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)對勞動力的替代。這些都在長期內(nèi)導(dǎo)致對農(nóng)村剩余勞動力的需求減少。而目前，由于農(nóng)民工就業(yè)觀的轉(zhuǎn)變以及勞動力轉(zhuǎn)移的自由化，中國出現(xiàn)了農(nóng)工荒現(xiàn)象，影響了我國出口企業(yè)的發(fā)展。這是由于我國仍處于經(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，中國出口企業(yè)仍然以廉價勞動力為主要競爭優(yōu)勢。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。

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