FDI对劳动收入份额的影响：理论与中国的实证研究（中）

借鉴Lewis（1954）、Ranis和Fei（1961）、李稻葵等（2009）的研究，本文扩展了适用于发展中国家的两部门经济发展数理模型，将农业和工业部门的工资率、总产出及劳动收入份额的演变过程纳入统一的理论框架，以期揭示FDI对劳动收入份额可能带来的影响。

（一）工业化过程中劳动收入份额的演变规律

假定经济中存在农业和工业两种生产方式，本文用Cobb－Douglas函数形式分别构造两部门生产函数。农业生产函数为Y_a=A_a，工业生产函数为Y_i=A_i，0<μ、λ<1，其中μ是农业部门劳动力的产出弹性，λ是工业部门劳动力的产出弹性。设定A_i>A_a，代表工业比农业部门具有更高的技术水平。农业工资率是农业劳动力的边际产出，即w_a=μA_a，不难发现，在发展中国家的工业化初期，当大量人口仍从事农业生产时，农业工资率将处于极低的水平。随着工业化和城市化进程的深入，农业劳动力不断向工业部门转移，在此过程中工业部门仅需提供略高于农业部门的制度工资率，就能得到从农业部门输送而来的源源不断的劳动力。设定工业部门提供的制度工资率为w_i=ρw_a=ρμA_a，考虑到农业劳动力的转移成本因素，参数ρ高于1，则全社会劳动工资总额为：

由于全社会的总产出是Y=Y_a＋Y_i=A_a＋A_i，为使模型更加简明，设定工业相对于农业的技术比率为A=A_i/A_a，可得全社会劳动收入份额为：

在工业化初期阶段，由于工业劳动力L_i的边际产出较高，同工业制度工资率的差额较大，总产出增长速度将高于农业产出下降速度和工资上升速度，使分配给劳动要素的工资性收入在总收入中所占比重持续下降。随着资本拥有者不断将所获利润重新投资从而加速资本深化，资本要素收入份额将保持持续攀升的趋势。由于大多数发展中国家仍存在比较充裕的待转移劳动力，也就不难解释为什么观察到的发展中国家的劳动收入份额在总体上是趋降的。

随着劳动力转移过程的持续，工业劳动力L_i的边际产出下降，农业劳动力L_a的边际产出持续提升，工资W的增长速度将逐渐逼近直至与总产出Y的增长速度相等，即：

其后工资增速将超越总产出增速，使劳动收入份额表现出先降后升的U型演变规律（Harisson，2002；李稻葵等，2009）。但在达到拐点之前，由于制度和环境约束导致的流动性障碍、劳动力市场信息不对称以及其他因素的干扰，工业部门将存在就业岗位的缺位，有助于提供就业岗位和增加就业的政策将提升劳动收入份额；相反，当依附于资本的技术使劳动生产率的增长快于就业增长速度时，其对劳动收入份额将形成不利的负面冲击。

（二）FDI对劳动收入份额的影响

发展中国家引进外资后，FDI将使（2）式中的非参数变量产生不同方向的变动：首先，FDI通过引入先进技术和管理经验，使工业相对于农业部门的技术比率A提高，由于技术主要依附于资本，因此A和K_i的提升往往是同步的，可称为“技术效应”。其次，FDI将提供更多就业岗位，促进农业劳动力向工业部门转移，即降低L_a，提升L_i，并增加劳动者的工资性收入，可称为“就业效应”。不妨将（2）式整理为：

FDI对劳动收入份额的综合影响效果取决于不同力量的对比，由数理模型可总结出如下命题：

命题1：如果FDI基于发展中国家的廉价劳动力优势，提供大量劳动密集型就业岗位吸纳非熟练工就业，并且伴随FDI的技术扩散由于时滞或制度环境的阻碍尚未大幅提高东道国的劳动生产率，就业效应将超越技术效应，从而提高劳动收入份额。

在（4）式中，当FDI使ρ（L_i/L_a）的增速高于A（/）的增速，或使两部门就业变量的比率/的增速高于A的增速时，经计算可表述为：

其中/L_i>0，/L_a<0，代表劳动力从农业到工业的转移输出过程，则FDI对劳动收入份额的就业效应将超越技术效应，使劳动收入份额持续提升。

命题2：如果将工业部门的劳动力细分为熟练劳动力和非熟练劳动力，则熟练劳动力将在FDI的工资竞争效应下提高劳动收入份额。

当研究视角扩展为熟练劳动力L_i1和非熟练劳动力L_i2两个就业群体时，由于熟练劳动力是相对稀缺的，外资企业将采用高薪激励方式征聘所需要的管理和技术人才，反映出“工资竞争效应”（Decreuse and Maarek，2007）。这将使熟练劳动力的工资率w_i1逼近其边际产出，并显著高于非熟练劳动力L_i2适用的工资率ρμA_a，形成人力资本溢价。因此尽管工资竞争效应有助于提高劳动收入份额，但会加大劳动群体内部的结构性收入分配差距。

命题3：FDI带来的先进技术和管理经验将通过产业链在前后向关联的企业乃至行业间产生溢出效应，不断提高东道国的劳动生产率和资本收益。当生产效率改善使产出增速高于工资增速时，技术效应将超越就业效应，并降低劳动收入份额。

与（5）式相反，如果FDI使A的增长快于/的增长，命题3即成立。

由以上三组命题可见，FDI对劳动收入份额的影响未必是线性的，其运动轨迹取决于多种因素的运动博弈。理论分析结果表明，影响过程可大致划分为三个阶段：在东道国引入FDI的初期阶段，就业效应或将超越技术效应从而提升劳动收入份额；其后FDI引致的技术扩散和劳动生产率提高将使技术效应超越就业效应，对劳动收入份额形成负面影响；长期来看，当农业劳动力同工业劳动力的边际产出逐步逼近后，FDI将在争夺劳动力资源的过程中相互竞争并提高工资率和劳动收入份额。这意味着FDI对劳动收入份额的影响将经历就业效应、技术效应和工资竞争效应的交替主导局面，尽管前两个阶段的熟练劳动力市场也存在工资竞争效应，但非熟练劳动力作为主要就业群体将决定FDI对劳动收入份额的影响趋势。

四、实证结果及讨论

（一）指标选择、计量模型与数据说明

本文主要考察FDI对中国劳动收入份额的影响，以“FDI存量占国内生产总值比重”反映外商直接投资的经济干预规模，而非仅关注于FDI每年的流量指标（Decreuse and Maarek，2007；钟昌标，2010）。FDI存量的测算方法是首先按照各年人民币兑换美元的年均汇率将其转换为人民币计价单位，然后采用永续盘存法核算FDI存量（Hall and Jones，1999），价格指数为固定资产投资价格指数，个别缺失数据用移动平滑法处理。此外，其他因素同样影响着劳动收入份额的变动趋势和幅度，应作为控制变量加以考察，否则将导致遗漏变量偏误（Greene，2003）。

首先，资本产出比反映了资本积累的相对规模，当发展中国家尚未跨越工业工资率从维持不变到逐步提升的拐点，并实现增长方式向要素节约型转化时，资本产出比和资本收入份额是同时提升的。因此，预计资本产出比对劳动收入份额将造成负面影响。

其次，教育对劳动收入份额的影响机制比较复杂。熟练劳动力所受正规教育水平越高，就越能在就业市场上获得更强的职业竞争力并获取高额薪酬；但决定发展中国家劳动收入份额的主要群体是非熟练劳动力，其工资率受劳动密集型就业方向所限提升幅度非常缓慢，就业者从教育和培训中获取的边际收益极其微弱。综合考虑，教育对劳动收入份额的影响可能因考察范围的变动而有所差异。

第三，农业剩余劳动力向城市流动将加剧城镇就业竞争，挤占城镇待就业人员的工作岗位，形成沉重的就业压力，使城镇登记失业率上升，制约平均工资水平上涨。但城镇失业增加与农村就业增加具有替代性，其对总体劳动收入份额的影响需要实证分析来检验。

第四，宏观经济的周期性波动通过对不同产业和行业的外生性冲击，影响产品和要素市场的有效需求。由于非熟练劳动力的工资率受限于制度工资率，熟练劳动力工资虽然可变，但对经济环境变化的反应具有滞后性并表现出一定的粘性特征，预计通货膨胀将不利于提高劳动收入份额。

第五，随着贸易开放度不断提高，出口商品销量扩大及出口价格上升将导致丰富要素的实际报酬提高。中国的丰富要素和相对比较优势是劳动力资源，因此扩大贸易开放度将有助于提升劳动收入份额。

第六，农业剩余劳动力从农村到城市的就业转移反映了城市化进程和二元经济发展的阶段性特征，在剩余劳动力输出殆尽之前，将在制度工资率约束下降低劳动收入份额。

为研究上述因素对中国劳动收入份额的影响，我们搜集了历年《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、各省市统计年鉴及中宏数据库的数据资料，构建面板数据模型进行计量分析，考察样本期为1994－2007年。由于部分年份基础数据缺失，样本中没有包含西藏；考虑到1997年后重庆从四川省分离为直辖市，之前并无单列数据，将重庆并入四川省统一计算，这样样本中共涵盖了29个省市截面单元。由于FDI在就业效应和技术效应的综合作用下对劳动收入份额的影响未必是线性的，其影响轨迹或许存在不同样本时段的动态差异，本文分别建立线性函数和非线性二次函数模型：

在（6）、（7）式中，因变量Ls为各省市劳动收入份额，用“劳动报酬总额占GDP比重”反映；核心解释变量Fdi为FDI存量与GDP的比值，加入平方项后能够测度外商直接投资对劳动收入份额的非线性影响。按照前面的理论预期，模型包含如下控制变量：K/Y是资本产出比；Edu是“平均受教育年限”，作为教育的代理指标估计其对劳动收入份额的影响^③；Unr是城镇就业压力，用“城镇登记失业率”反映；Cpi是价格波动指标，用“消费物价指数年度变化率”反映，以便控制宏观经济环境变化对劳动收入份额的影响；Open是贸易开放度，用“各省市进出口总额（人民币）与省市GDP比值”度量；Dual是二元经济发展水平，用“二、三产业就业人数占总就业人数比重”度量，控制城市化进程中的特定发展阶段。在复合扰动项中，λ_i和μ_i是省市固定效应，控制不随时间变化并同解释变量相关的个体影响因素，如地理环境、资源禀赋、风俗习惯、初期经济发展水平等；ε_1it和ε_2it是服从正态分布N（0，）的随机干扰项，如果≠（i≠j），说明随机干扰项存在组间异方差，需要通过可行广义最小二乘估计（FGLS）作跨截面异方差调整，增强实证结果的有效性并降低估计偏差。

（二）实证结果及稳健性检验

鉴于2004年劳动报酬的统计口径发生变化，使前后数据不具备可比性，本文将全部样本期分成两个子时段，即1994－2003年和2004－2007年，对每个时段均进行线性和非线性函数模型分析。考虑到样本所考察的省市截面单元基本囊括了中国的全部省区，为控制各省市的个体差异性，本文选择固定效应模型进行估计，根据似然比检验结果，对随机干扰项进行了跨截面异方差调整。表1在每个时段的前两列分别报告了线性模型FE（I）和非线性模型FE（Ⅱ）的估计结果。

1994－2003年时段的估计结果表明，FDI对劳动收入份额呈现出典型的非线性影响特征，线性模型并不适用。由于解释变量Fdi的一次项回归系数为正，二次项回归系数为负，其影响轨迹大致形成倒U型路径，即初始阶段有助于提升劳动收入份额，达到一个极值点后又成为反向的抑制性因素，1996年成为历史轨迹的拐点。在中国劳动力要素的低成本优势和税收优惠政策的吸引下，始于1980年代涌入的外商直接投资在技术含量低、附加值较少的加工组装环节雇用了大量城市和农村的非熟练劳动力，使就业效应超越技术效应，推进了劳动收入份额的提升。在此过程中，外资企业的技术、管理、设备、销售渠道、品牌等优势与中国劳动力、土地成本、基础设施等优势的互补结合，使中国迅速成为世界范围内的低成本加工制造基地。但随着外资吸引就业量逐步趋于稳定化，以及融于外资的劳动节约型技术的转移扩散和尖端机器设备与自动化操作流程的吸收引进，技术效应逐渐超越就业效应，使收入分配向资本要素倾斜，并对劳动收入份额带来不利影响。正如表1所示，通过对2004－2007年时段进行实证分析，本文发现二次函数模型中Fdi的回归系数极不显著，由此更信任线性模型的回归结果。极显著且绝对值较大的负回归系数表明，近年来FDI对劳动收入份额的不利影响已趋于明朗化。由于外资企业倾向于高薪征聘接受正规教育的高素质劳动力，以便通过梯度工资机制甄别出不同的技术和能力层级，FDI不仅加剧了劳资要素间的功能性分配差距，对各劳动者群体的结构性收入分配差距同样产生不利影响。

其他控制变量的回归结果基本印证了本文的理论预期：资本产出比系数为负，并且在第二时段具有了极高的显著性，说明收入分配向资本要素倾斜的程度加深了；教育程度变量的系数是非常显著的负值，受限于制度工资率的非熟练劳动力很难从正规教育中获益，熟练劳动力由于在就业市场的比重较低，其获取的教育回报尚无法扭转教育和劳动收入份额间的负向联系；价格波动指标同样是稳定而显著的负值，受名义工资粘性机制影响，通货膨胀将对劳动收入份额造成一定程度的负面冲击，相对平滑的经济增长趋势将有利于稳定就业市场；城镇就业压力指标的系数在整个样本期内由负转正，说明尽管农业劳动力就业与城镇居民就业可能产生相互替代，但农业剩余劳动力的输出转移对总体劳动收入份额的拉动作用正逐步超越城镇失业率提高所带来的不利影响；贸易开放度指标的正值系数表明劳动密集型产品出口有助于提高劳动收入份额；二元经济发展水平指标的负系数体现出工业化和城市化进程中的阶段性特征，验证了发展中国家劳动收入份额趋降的一般性规律。

        表1中每个时段的后两列给出FDI对劳动收入份额影响的稳健性分析结果，本文主要考虑了控制变量中教育程度和资本产出比可能存在的内生性问题。首先，往年教育投资形成的校舍、教学设备、师生比等教育资源对当期受教育程度有较大影响；其次，资本存量和总产出在往年既定规模的约束下都具有惯性扩张特征。针对两项指标表现出的跨期自相关，实证文献的通常做法是选择滞后一期变量作为工具变量，以纠正可能存在的内生性偏误。为避免可能存在的弱工具变量问题，本文还考虑到政府行为的影响，引入“省市财政自给率”指标作为附加工具变量。在整个样本期内，该指标同平均受教育年限和资本产出比的相关系数分别为0.653和0.597，而同“劳动收入份额”的相关系数仅为0.032，因而能够成为合适的工具变量^④。具体而言，本文对1994－2003年时段采用非线性二次函数模型，对2004－2007年时段采用线性函数模型，用“L1.教育程度”、“L1.资本产出比”和“省市财政自给率”三组指标作为“教育程度”和“资本产出比”的工具变量进行稳健性检验^⑤，估计方法分别是面板两阶段最小二乘估计（Ⅳ/2SLS）及广义矩估计（GMM）。回归结果表明多数解释变量的显著性明显提高，Hansen－Sargan过度识别检验均具有较高的相伴概率，证明所选择工具变量的外生性假设不能被拒绝，“FDI对劳动收入份额形成倒U型影响轨迹”的实证结论依然稳健。

（三）区域差异的实证分析及讨论

考虑到中国不同区域在劳动收入份额和招商引资规模上的显著差距，本文针对东部、中西部及具有典型地域特征的区域做比较研究。样本期同样划分为两个子时段。由于稳健性分析并不影响核心结论且回归系数变动不大，表2简略报告了全部控制变量均设定为外生变量的省市固定效应估计结果。

        实证结果表明，东部省市FDI对劳动收入份额的影响趋势同全国基本一致，即1994－2003年间呈倒U型变动，经历了就业效应和技术效应的交替主导，其后表现出稳定的负面影响。但从拐点位置看，当劳动收入份额达到极值点时，东部省市FDI存量占GDP比例高于全国比值，说明就业效应对劳动收入份额的拉动作用主要集中于东部。在经济全球化背景下，东部省市凭借沿海区位优势和优惠政策环境吸引了大量外部投资，创造出众多劳动密集型加工出口就业岗位，不断吸引农业剩余劳动力进行从西到东的区域性迁移流动，这使FDI的就业效应更具持续性。

（未完待续）

责任编辑：夏雨