外資管制放寬與城市勞動力收入變化

姚 博

一、引 言

經過改革開放四十多年的發展，中國利用外資取得了顯著成就，連續二十多年居于發展中國家利用外資的首位，大量研究證明中國利用外資對國內各方面的發展起到了顯著促進作用。中國《外商投資產業指導目錄》第一版于1995 年頒布，此后，隨著外商投資形勢的不斷發展，該目錄經歷了多次修訂，每次修訂的主要宗旨就是擴大外商投資范圍、優化外商投資產業結構和區域結構。那么，大幅放寬外資管制和擴大外資范圍，該舉措對城市產業結構和收入分配會產生怎樣影響？此外，應該如何看待外資管制放寬這一政策創新產生的效果？對這些問題的回答對未來《外商投資產業指導目錄》進一步修訂極為重要。

從已有的文獻來看，關于經濟全球化特別是針對我國逐步放寬外資管制政策帶來的城市層面勞動力成本調整的研究，還是缺乏足夠的經驗證據支持。理論上講，外資管制放寬屬于外資自由化甚至是貿易自由化的探討范疇，也就是說，外資管制放寬這種促進經濟全球化的行為導致了地區經濟增長，帶來社會福利提升，但是貿易自由化必然會產生勞動力的收入再分配效應(Feenstra 和Hanson，1999)。以往研究多是從行業或企業角度考察外商投資帶來的收入分配影響(邵敏和包群，2012；蔡宏波等，2015)。然而，近年來一個新的研究方向就是從區域角度來研究國際貿易影響地區勞動力收入分配產生的變化(Kovak，2013；Hakobyan 和Melaren，2016)，尤其有一些研究聚焦了關于中國加入WTO 對各地區勞動力收入變化的影響(Yu，2015；Erten 和Leight，2017)。

本文首次基于城市不同產業結構和就業結構差異視角，分析了外資管制放寬這一政策創新帶來的城市勞動力成本調整效應，故本研究在以下幾個方面具有重要貢獻和意義。①各個行業的外資管制放寬程度不同，每個城市的產業結構和各產業就業份額不同，因而不同的外資管制放寬程度會改變各個城市的勞動力收入增長變化趨勢。②外資管制放寬會導致國內企業市場競爭激烈，尤其是在生產加工型部門，對農產品加工行業依賴較高城市的勞動力收入增長所受到外資管制放寬沖擊影響會大于對有色金屬冶煉壓延業依賴較高城市的勞動力收入增長所受到外資管制放寬沖擊的影響。③外資管制放寬對城市勞動力收入增長的影響主要體現于對低人力資本勞動力的收入增長沖擊，因而外資管制放寬抬高了城市的技能溢價水平，同時伴隨著城市各個行業外資管制放寬程度的提升，低人力資本勞動力的就業質量和工作性質也會發生變化。④發現外資管制放寬對勞動力收入產生沖擊并沒有包含城市的人口結構變化，即如果放開勞動力人口戶籍限制，那么外資管制放寬導致的勞動力成本調整效應可能會加快城市的人口結構轉型。

二、文獻綜述與理論機制

目前已有大量文獻研究了國際貿易帶來的收入不平等影響。例如，從國家和行業層面分析關稅削減、進出口貿易增加引起的低技能勞動力收入與高技能勞動力收入的差距變化(Autor 等，2013；Adao 等，2017)。當然也有不少研究從企業層面探討了關稅削減、貿易增加對企業勞動力就業、工資的影響(Amiti 和Davis，2011；Helpman 等，2017；余淼杰和梁中華，2014；李勝旗和毛其淋，2018)。另外，還有諸多文獻采用企業數據研究貿易自由化對企業規模、企業生產率、企業研發、產品質量、人口遷移、出口國內附加值的影響(Tombe 和Zhu，2015；余淼杰和李樂融，2016；盛斌和毛其淋，2017)。

本文是關于外資管制放寬的話題，所以經過梳理可以發現，針對外商投資的已有研究主要集中在外商投資從東道國的產業結構、環境污染、出口影響視角展開探討(Helpman 等，2004；Hakobyan 和Mclaren，2016；李磊等，2018；邵朝對等，2021)，或者是后來出現了外資撤資、外資企業退出風險、外商投資營商環境惡化的研究(韓民春和張麗娜，2014；高凌云等，2017； 龑孫浦陽和張 ，2019)。目前，尚沒有關于外資管制放寬變化會如何影響城市勞動力收入效應的研究，所以從地區層面來探討城市產業結構和就業結構的差異會如何影響外資管制放寬政策帶來的城市勞動力收入增長區別則是一個很值得探索的論題。本文從該視角進行研究，是對外資自由化產生的城市經濟效應影響的有益理論補充。

外資管制放寬會導致國內企業市場競爭加劇，致使城市勞動力的收入水平下降，本文研究目的在于尋求外資管制放寬在城市層面會如何影響勞動力收入變化，重點在于著力尋找剔除已有研究中的工齡、年齡、教育等個體特征以外城市宏觀層面所受外資管制放寬的因素影響，進而對勞動力收入水平下降的情形進行解釋。下面，本文將從外資管制放寬視角下探討國內企業經營和地方政府行為的變化，梳理放寬外資管制會導致城市勞動力收入下降的因果機制。

自20 世紀90 年代以來，特別是經歷了1997 年亞洲金融危機、2001 年加入WTO、2008 年歐美次貸危機多個事件以后，中國加大鼓勵對外商投資的改革開放力度，大批外資受我國政策優惠和廉價勞動力吸引進入我國各地。與此同時，外資進入加劇了國內企業的市場競爭，尤其是從事生產加工型的企業受到來自國外產品技術優勢的沖擊，為了與外資企業爭奪市場份額，只能依靠低價策略，造成國內企業的規模和利潤大幅下滑，城市勞動力的收入增長相應受到沖擊。這種情形在生產加工型部門尤為常見，跨國資本的逐利本性和運作模式將我國本土企業置于全球價值鏈的低端，使得這類企業為了爭取市場份額而犧牲工人的工資和福利(楊長志和冼國明，2013)。有關沿海地區生產加工型企業工人待遇低下的諸多報道說明，大部分依靠出賣勞動力的工資收入并沒有達到當地的最低工資標準，即使達到政府規定的工資標準，也是要依靠勞動力的多頻次或高強度加班來完成(邵敏和包群，2013)。

此外，在外資管制放寬的背景下，地方政府的行為決策也會發生微妙變化。地方政府具有招商引資的壓力，為了在招商引資的績效考核中表現優異，隨著國家對外資管制的放寬，地方政府出現招商引資的惡性競爭，所以國內企業對勞工權益的漠視，不只是企業的自身行為，更源于地方政府對外商投資的庇護。地方政府往往處于招商引資的壓力和政績的利益考慮，在勞動方與資本方的較量中，地方政府總是會偏袒資本方，為了展現本地區有廉價勞動力的優勢，各級地方政府會主動表現出壓低勞工權益而取悅外資的管理姿態(陳岑和周云波，2016)。因此，地方政府在招商引資過程中，并不會嚴格依照勞動法保護本地勞動力的就業和收入權益，而是會采用本地的紅頭文件來加以變通。因此，有關勞動力的權益政策就會被扭曲，勞動力的收入及待遇受到負面影響。綜上所述，本文提出假說1。

假說1：隨著外資管制的不斷放寬，我國城市勞動力的收入增長受到負面影響，這對于生產加工型部門的勞動力來說會更加明顯。

正是由于外資管制放寬對我國各類行業的勞動力收入沖擊主要體現在生產加工型部門，所以隨著外資的大量進入，面臨激烈的市場競爭，國內企業對人力資本的需求會轉型升級，具有高人力資本的勞動力會表現出就業靈活性優勢，并且高人力資本勞動力依靠自身知識和技能在就業市場展現出較強的談判能力，所以高人力資本勞動力收入變化受外資管制大量放寬沖擊的影響較小(Fan，2017)。然而，低人力資本勞動力與日益要求較高的工作崗位越來越不匹配，如果低人力資本勞動力自身不能夠通過學習培訓提升自己的勞動技能水平和增補其相關的知識，那么企業就會壓低他們的工資及福利待遇，甚至會減少對低人力資本勞動力的雇傭規模，所以外資管制放寬會促使城市層面國內企業增加對高人力資本勞動力的需求，減少對低人力資本勞動力的需求，即產生了城市層面的技能溢價。由此，提出假說2。

假說2：外資管制放寬提高了城市的技能溢價，與高人力資本勞動力相比，低人力資本勞動力收入增長受外資管制放寬的沖擊更大。

通過將文獻分析和理論假說結合起來，可以厘清外資管制放寬如何影響勞動力收入的機制。具體而言，國家對外資管制的大量放寬，出現大批外資引入，導致國內企業的市場競爭加劇，企業利益受損，生產加工型部門企業會首當其沖，同時地方政府受招商引資任務績效的考核，漠視城市勞動力的勞工權益保護，所以勞動力收入總體表現增長下滑。相比于高人力資本勞動力具有較強的就業靈活性和談判能力，低人力資本勞動力的收入增長受到的沖擊更大一些。

不過需要注意的是，本文從城市勞動力收入增長視角識別的是外資管制放寬對不同城市勞動力收入增長的相對差異，也即受外資管制放寬沖擊較大的城市相比于其他城市的勞動力收入增長相對變化，這并不是說外資管制放寬導致中國勞動力收入水平的絕對下降，所以研究結論只能是反映外資管制放寬帶來的收入分配相對效應而不是增長的絕對效應。事實上，我國地級城市在1998—2012 年勞動力工資收入水平是明顯上升的，城鎮在崗員工的月平均工資收入由1998 年的795 元增長到2012 年的2180元，增幅達1.7 倍，當然這與本文的探討重點并不違背。此外，外資管制放寬還帶來了產品價格下降、產品種類增多等居民福利效應(Fan 和Yeaple，2014)，所以并不能依據本文的研究判斷得出外資管制放寬對地區經濟增長和社會福利產生不利影響的結論，本文的分析重點在于從城市勞動力收入變化角度探討外資管制放寬所帶來的影響。

三、模型、變量設計與數據說明

（一）實證模型

本文為了考察外資管制放寬對城市勞動力收入增長的影響，采用如下的公式(1)進行估計。

考慮到勞動力收入變化受外資管制放寬的影響可能需要一定的反應時間，故實證分析采用長差分模型，Δ lnincome 為1998—2012 年城市勞動力的收入變化，Rconfdi 為1997—2011 年城市外資管制放寬的變化，這里采用滯后1 年是由于收入增長對外資管制放寬沖擊存在時滯，并且滯后1 期可以減少外資管制放寬內生性的影響，X 為一系列控制變量，ε為隨機擾動項。在實際回歸中，加入了省份固定效應，這樣可以控制城市勞動力收入增長受外資管制放寬以外其他因素的影響，另外采用長差分模型，可以排除省份層面隨時間變化的地區宏觀因素干擾，在穩健性檢驗中還加入了其他政策因素變量的沖擊，標準誤聚類到省份層面。由于外資管制放寬程度為負值，所以其值越小，說明外資管制放寬程度越大，也即如果1α為負值，表明外資管制放寬推動了勞動力收入增長，如果1α為正值，意味著外資管制放寬抑制了勞動力收入增長。

（二）變量設計

1. 外資管制放寬

關于城市外資管制放寬指標采用式(2)計算。

其中，qcj1996為1996 年城市c 行業j 在城市-行業層面的勞動力就業，qc1996為城市c 在1996 年的就業，qcj1996/表示城市c 各個行業的就業權重，ln confdij為外資管制程度的對數值，關于外資管制程度的數據采集見數據來源部分的說明。表示各個行業在2011 年與1997 年外資管制程度變量的長差分。式(2)反映了城市層面外資管制放寬變化是由行業層面的外資管制程度在2011 年與1997 年之間的差分值來加權表示，加權系數為1996 年各個行業占城市所有行業的就業份額比值，所以它可以反映如果一個行業在某城市的就業量比重較大，那么該行業的外資管制放寬對該城市的收入增長沖擊會比較突出。Rconfdi 指標反饋的含義中既包含各個行業的外資管制放寬差異，又包括城市在外資管制放寬時的行業勞動力就業結構差異。

由于本文的實證分析中對部門類型進行了區分，所以這里對部門類型進行補充說明。在《外商投資產業指導目錄》中，制造業和服務業的劃分很清晰，限制外資和禁止外資的服務行業主要有內外貿、房地產、旅游業、金融業、貿易金融業、印刷出版業、電力和城市公用事業、運輸服務業、廣播影視和新聞業、科學研究、賭博業等，本文將這類行業定義為商貿服務型部門。對于制造工業，根據行業的勞動力要素使用密集度和技術復雜度對產業進行劃分，該目錄中如出現加工、普通制造、生產、開采等條目的行業，像農林牧漁相關工業、食品、煙草、塑料、木材、紡織、金屬冶煉、一般機械加工業等，本文將這類行業定義為生產加工型部門；該目錄中如出現開發、設備、設計、部件、制成品、特種、機組、通信等條目的行業，像石油化工、電子、航空航天、醫療器械、醫藥、船舶、通信設備等行業，本文將這類行業定義為技術研發型部門。

2. 城市收入增長變化

為了驗證同一個勞動力的收入變化在不同時期所受到外資管制放寬沖擊的影響，尤其是在探討對城市勞動力的收入增長變化影響時，更需要反映城市特征虛擬變量變化引起的城市勞動力收入增長趨勢，所以這里要把城市層面特征的勞動力收入變化與個體層面特征的收入增長影響因素區分開來，故本文使用明瑟個人收入函數，首先用個人的收入對數對工齡、工齡平方、學歷及個人其他特征變量和城市特征變量進行回歸，采用如下模型：

其中，lnincome 為個體收入的對數，收入指標需要結合樣本基期的居民消費價格指數進行平減，work 和2work 分別為個體的工齡和工齡的平方，edu 為不同的受教育學歷，d um _person 為剔除工齡、教育學歷以外的個人其他特征變量包括年齡、性別、工作企業的所有制、婚否等因素的虛擬變量，dum_ city 為包括城市人口規模、GDP、財政收入、居民可支配收入、產業結構、勞動供給等因素在內的城市特征虛擬變量，為了減少異方差，均需要對其取對數，u 為隨機擾動項?；貧w中加入行業虛擬變量和職業虛擬變量，有關各個變量的解釋說明見統計描述部分。從模型(3)的回歸結果①結果見附錄中表1，可掃描本文二維碼在其附錄中查閱之，下同?？梢钥闯?，所有變量的系數均符合經濟學邏輯。然后，依據城市人口規模、GDP、財政收入、居民可支配收入、產業結構、勞動供給6 個系數，估算得出城市層面特征虛擬變量的估計值，該估計值φ即為剔除個體特征因素以后的城市勞動力收入水平ln incomec，用城市平均收入對該估計值進行標準化處理，再取標準化后的城市收入水平在2012 年與1998 年的差分值，即為城市層面的勞動力收入增長變化，具體如公式(4)。

該方法測算出來的指標 Δ ln incomec不是反映城市層面收入增長的絕對水平，而是體現某城市收入增長與所有城市收入增長的偏離程度。

（三）數據來源

1.外資管制放寬程度數據的采集

我國《外商投資產業指導目錄》第一版頒布是在1995 年，到目前為止共經歷了8次修訂，分別是1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年、2015 年、2017 年、2019年。本文將目錄中描述的行業匹配到Census Industry Classification(CIC)普查分類4 位碼行業，如果4 位碼行業中有任何一個條目被列為“禁止”或“限制”，那么該行業的外商投資受到管制，將CIC 行業與城鎮住戶調查數據的大類行業進行匹配，測算大類行業受到外資管制的CIC 普查4 位碼行業的比例，構建出1997—2011 年每個大類行業的外資管制指標，用2011 年的外資管制指標減去1997 年的外資管制指標，即可得每個大類行業的外資管制放寬程度變化狀況。然后，依據各行業占城市所有行業的就業份額權重對每個大類行業的外資管制放寬變化進行加權平均，即得到每個城市的外資管制放寬程度變化狀況。這里選擇1997—2011 年作為樣本期，是因為第一次修訂《外商投資產業指導目錄》是在1997 年，已經可以測算當年的外資管制程度，而2013 年以后城鎮住戶調查數據結構有了變化，并且2011 年有第5 次《外商投資產業指導目錄》的修訂，可以測算2011 年的外資管制程度，因此選擇1997—2011 年的《外商投資產業指導目錄》進行對比，可以較好地看出外資管制的放寬情況。由于大部分行業和大多城市的外資管制越來越寬松，屬于外資鼓勵的產業越來越多，所以外資管制放寬程度的數據為負值。另外，根據后文的研究需要，對城市的所有部門進行分類，并按照生產加工型部門、技術研發型部門和商貿服務型部門重新計算各類部門的外資管制放寬程度，計算權重為1996 年各個行業部門的就業份額占城市所有行業部門就業份額的比重。

2. 收入數據的采集

城鎮住戶調查數據(urban household survey，UHS)主要是采集城鎮地區的常住人口，從1986 年開始，每年一次，采集的家庭住戶每年會更換一部分，包含有家庭成員信息、財產信息、就業信息、收入信息、支出信息、消費信息、居住信息等狀況。由于2015年以后的數據還沒有全部公開，只能獲取上海、遼寧、四川3 個地區的城市數據，對于考察全國范圍的城市層面來說，樣本太少，因此本文主要以2015 年以前的數據為主進行分析。當然，在2013 年UHS 的調查問卷內容還出現了一些小幅度調整，但通過對數據的整理統計和模擬發現，這并不影響對整體樣本的分析。因此，結合《外商投資產業指導目錄》歷次修訂情況，本文最終選取勞動力收入的時間段為1998—2012 年，這樣就可以保證該樣本期內有多次《外商投資產業指導目錄》的修訂，能夠反映出外資管制放寬有較大變化，從而可以全面地考察城市勞動力收入增長受到外資管制放寬的沖擊。

由于數據獲取方法不同，本文得到的是全國28 個省份213 個城市的勞動力收入數據樣本。從其樣本中可以看出，城市勞動力樣本數據覆蓋的范圍比較分散，并且各個地區的市場化程度、外商投資水平、城市支柱產業差異也較大，這213 個城市勞動力就業幾乎占全國勞動力就業人口的85%以上。通過對城鎮住戶調查數據收入信息的整理發現，很多樣本關鍵信息缺失嚴重，比如有的樣本缺失城市，有的樣本收入為負值，有的樣本年齡太小，有的樣本從事工作所屬行業不明確。因此，需要對樣本數據進行鑒別和整理，主要就是刪除一些關鍵信息如年齡、收入、城市出現明顯錯誤的樣本，刪除行業屬于政府機關和行政事業單位的樣本，這些行業的收入水平是由國家制定，不受外商投資等市場機制變化的影響。對一些非關鍵信息如籍貫、婚否、學歷、工作性質等出現錯誤的樣本進行微調。

3. 工業企業數據庫

由于城鎮住戶調查數據對行業的分類只有農業、制造業和金融業，而本文的研究需要從城市層面受外資管制放寬影響的產業角度進行考察，因此要對行業進行細分，故本文采用國家統計局工業企業數據庫中規模以上企業和國有企業調查數據，根據企業所屬的城市信息和4 分位行業信息，可以加總得到每個城市的行業就業數據，并把它作為城市-行業層面外資管制放寬指標變量的就業權重，關于企業所屬行業的歸類根據工業企業數據庫中的企業名稱和經營范圍參照外商投資產業的勞動力要素密集度和技術密集度方法，同樣分為生產加工型部門、技術研發型部門、商貿服務型部門。從該數據庫中還可以獲取后文實證中所需的1998—2012 年企業的就業、投資、利潤、工資、中間品進口、中間投入等基本信息。

從具體各個主要變量的描述統計結果①結果見附錄中表2?？梢钥闯?，1998—2012 年，在勞動力個體特征中，男性居多，人均月工資為1171 元；在城市特征中，樣本城市的收入增長率平均為54.03%；在部門特征中，城市全部部門的外資管制程度平均放寬18.95%。

四、外資管制放寬對城市勞動力收入的影響估計

（一）基本估計結果

根據模型(1)采用OLS 進行估計，結果如表1 所示(本文對不同部門類型分別進行匯報：全部部門、生產加工型、技術研發型、商貿服務型)。表1 中第(1)列沒有加入省份固定效應；第(2)列加入了省份固定效應，以便吸收省份層面其他因素對收入增長變化的沖擊干擾；第(3)列為外資管制放寬影響收入增長變化的邊際效應，即對所有控制變量都取中位數值后的估計結果，控制變量為沒有包含政策沖擊的城市層面特征變量。由于估計中被解釋變量收入增長變化來自勞動力個體的城市特征虛擬變量，而關鍵解釋變量外資管制放寬的樣本變異來自城市層面，因此所有回歸在計算標準誤時都聚類到城市所屬地區的省份。

從表1 中可以看出，外資管制放寬比較大的城市，其收入增長較慢，以其第(2)列為例，對于全部部門，收入增長對外資管制放寬的彈性為1.3107，對于生產加工型部門，收入增長對外資管制放寬的彈性為2.5031，對于技術研發型部門，收入增長對外資管制放寬的彈性為0.2265，對于商貿服務型部門，收入增長對外資管制放寬的彈性為0.3965，但并不顯著。也就是說，外資管制放寬對勞動力收入增長程度會產生降低影響，并且主要原因在于對生產加工型部門的外資管制放寬，技術研發型部門的外資管制放寬對收入增長程度會產生一定的下降影響，商貿服務型部門的外資管制放寬帶來的城市勞動力收入增長程度下降變化并不明顯。那么這又說明了什么？如果對全部部門的外資管制放寬增加1 個百分點，使得1998—2012 年所有城市的勞動力收入增長幅度會下降1.3107%，對于處在10%和90%分位數的兩個城市來說，在樣本期內外資管制分別下降了2.2 個百分點和13.7 個百分點，那么外資管制放寬較大城市的勞動力收入增長要比外資管制放寬較小城市的勞動力收入增長在樣本期內多下降15%，對生產加工型部門的外資管制放寬每增加1 個百分點產生的影響就更為突出，會使得外資管制放寬程度較大城市的勞動力收入增長比外資管制放寬程度較小城市的勞動力收入增長在1998—2012 年多下降28%。

表1 收入增長變化受外資管制放寬影響的估計

在其第(3)列中，對于全部部門、生產加工型部門、技術研發型部門和商貿服務型部門，收入增長對外資管制放寬的彈性分別為0.8372、1.1638、0.1727、0.2120，對變量中位數值的邊際效應估計結果意味著，對于勞動力個體其他特征和所處城市層面特征都相同的話(都取中位數值)，僅僅是因為一個城市比另外一個城市的全部部門外資管制多放寬1 個百分點，導致前一個城市的勞動力收入增長比后一個城市明顯下降0.8372 個百分點，對于生產加工型部門的外資管制放寬所帶來的勞動力收入增長幅度下降在兩個城市之間的差距為1.1638 個百分點。由此可見，外資管制放寬是城市勞動力收入增長程度下降的主要影響因素，尤其是生產加工型部門的外資管制放寬所帶來的城市勞動力收入增長沖擊效果更為嚴重。由此，印證了假說1。

（二）穩健性分析

1. 內生性討論

內生性問題會導致OLS 估計出現嚴重偏倚，盡管模型中控制了省份層面固定效應，但仍然存在一些不可觀測的因素，也就是說遺漏變量可能會導致內生性問題。例如，外資管制放寬幅度較大的城市內部有一些其他未能觀測的特征(營商環境較差、人口規模太小等)都會影響勞動力的收入增長。適合的工具變量選擇需要滿足兩個條件：外生性和高度相關性。本文采用21 世紀初期各個城市擁有世界2000 強跨國公司辦事處的個數和各個城市的基督教教徒數量作為工具變量來解決內生性問題。選擇依據如下：一是21 世紀初期，世界2000 強企業不斷地進駐中國各個城市，最為典型的就是開設分公司和設置辦事處，主要表現在區域性中心城市設立分公司，在有大量業務往來的地級中小城市設置辦事處或經銷商，而這些城市又與跨國公司的外資引進有很大關聯，同時又是外資管制亟需要獲得放寬的目標城市。二是隨著改革開放的深入，我國不斷擴大與西方國家之間的發展交流，國外來華工作或經商工作人員基督教教徒數量增加。很顯然，無論是世界2000 強跨國公司辦事處個數還是基督教教徒數量都與當前城市勞動力收入增長之間呈現的相關數量關系不大。

關于跨國公司在中國設立辦事處的數據，采用美國福布斯在2008 年排行榜中對2000 家跨國公司的調查統計數據。對于各個城市的基督教教徒數量，采用世界宗教研究所基督教調研課題組2011 年編著的中國基督教調研報告資料，整理得出我國內地各個城市的基督教教徒數量。

兩階段最小二乘法(IV-TSLS)的估計結果①結果見附錄中表3。表明，對于全部部門來說，在跨國公司辦事處個數作為工具變量的第一階段估計中，工具變量的估計系數為負，表明跨國公司辦事處個數越多的城市越容易放寬對外商投資的管制，當一個城市的跨國公司辦事處個數增加1 個百分點，那么該城市的外資管制放寬程度可能會提升4.2647%；第二階段的估計結果顯示，外資管制放寬的估計系數顯著且為2.1384，并且比OLS 估計的對應系數1.3107 明顯增大，說明工具變量估計仍然得出外資管制放寬導致城市的勞動力收入增長程度有所下降，并且OLS 估計可能低估了外資管制放寬帶來城市勞動力收入增長變慢的影響。當工具變量為基督教教徒數量時，第一階段和第二階段的估計系數分別為-3.1180 和1.8517。該結果同樣說明，在基督教教徒數量越多的城市，對外資管制的放寬程度越容易不斷擴大，外資管制放寬會導致城市勞動力收入增長程度下降的基本結論沒有改變。對于生產加工型部門、技術研發型部門和商貿服務型部門的分析與此相同，不再贅述。

2. 其他變量與政策沖擊

勞動力收入增長可能會受其他政策和變量的沖擊，基本估計中雖然控制了省份固定效應，可能會吸收一部分變量沖擊干擾的影響，但是宏觀層面較大的影響因素仍會存在，這里進一步排除一些政策要素的影響，有進出口、大學擴招和最低工資。需要說明的是，考慮到這幾個政策沖擊變量之間可能存在相關性，為了避免這種相關性對估計結果造成干擾，這里首先采用分別回歸法進行檢驗。

加入WTO 以后，隨著關稅的大幅削減，導致我國的進出口也出現了快速增長，大量的進口和出口規?？赡軙绊懗鞘械膭趧恿κ杖胱兓?張川川，2015)。例如，從直覺上可以感受到，沿海地區具有海運的進口和出口便利優勢，那么港口城市的大量進口和出口規模增長就可能會使其與非港口城市的勞動力收入增長產生差異。為了控制這一因素，本文構建了城市層面的進口和出口沖擊變量，需要體現不同部門人均進口和出口額的加權值，權重為各個部門在1996 年的就業比重，具體如下：

式(5)中，Δi mjt和Δe xjt分別為2011 年與1997 年城市-行業的進口和出口變化，qcj1996為某城市-行業的就業量，qc1996為某城市的就業量，qj1996為某行業的就業量，行業層面的進口和出口數據由工業統計年鑒得到。其結果①結果見附錄中表4 第(1)列和第(2)列。顯示，進口和出口對城市勞動力收入的影響均為正，表明進口規模和出口規模都對勞動力收入增長產生影響，在全部部門和生產加工型部門的影響更為突出，但影響系數在統計上均不顯著，而在控制進口和出口規模以后，城市的外資管制放寬依然會對勞動力收入增長程度產生降低的影響。

1999 年隨著《21 世紀教育振興行動計劃》政策的出臺，我國實施了第一批大學擴招，2002 年以后大專畢業生和2003 年以后本科畢業生出現了大幅增加，大學畢業生在就業市場的大量供給也可能會影響勞動力市場的收入增長，不同城市的大學畢業生規模存在很大差別，如果該城市的大學生規模與外資管制政策存在相關性，那么外資管制放寬對收入增長的影響就會出現城市偏誤。為了控制這一影響，本文在回歸中加入了城市層面的大學生供給數量，這里采用2011 年與1999 年各城市每萬人口中具有大學受教育程度人口數的增長變化加權值代替，權重為各部門在1996 年的就業份額，各個城市具有大學受教育程度人口數量由城市統計年鑒得到。其估計結果②結果見附錄中表4 第(3)列。顯示，大學擴招帶來的大學生供給沖擊導致城市的勞動力收入增長程度降低，在控制住該變量指標后，外資管制放寬對勞動力收入增長程度的降低作用并沒有受到影響。

2003 年起中國實施了最低工資保障制度，最低工資也會影響城市勞動力收入水平變化。中國不同地區的城市最低工資標準差別很大，為了考察這一變量是否會作用于外資管制放寬對城市勞動力收入增長的影響，本文也將最低工資標準與外資管制放寬程度放在一起對勞動力收入增長進行回歸，最低工資標準變量為各城市在2011 年與2003 年的最低工資標準增長變化的加權值，權重為各部門在1996 年的就業份額，城市的最低工資標準數據取自各地的統計年鑒。該估計結果③結果見附錄中表4 第(4)列。所示，最低工資標準有助于提高勞動力的收入增長水平，但加入不斷調整的最低工資標準變量并不會對外資管制放寬會抑制城市勞動力收入增長產生改變作用。

此外，本文為了識別各種政策變量之間的相關性是否會對核心解釋變量估計結果造成影響，又進行了逐步回歸法檢驗，逐步回歸法的結果顯示，即使存在進出口、大學擴招、最低工資各項政策沖擊，或者是這幾項政策之間存在相互影響，但外資管制放寬會抑制城市勞動力收入增長的結論依然與前面一致。

五、基于人力資本的探討

前文分析顯示，所有的勞動力人力資本水平是同質的，那么這里進一步對勞動力的人力資本水平進行區分。本文將樣本內學歷水平為大專、本科及以上的勞動力定義為高人力資本，將高中、初中及以下的勞動力定義為低人力資本，通過模型(3)分別測算了高人力資本和低人力資本的收入增長變化，并且也區分高人力資本和低人力資本重新計算了城市的外資管制放寬指標，基于某城市某行業的高人力資本占該城市高人力資本的比例作為權重再次測算城市高人力資本的外資管制放寬指標，基于某城市某行業的低人力資本占該城市低人力資本的比例作為權重再次測算城市低人力資本的外資管制放寬指標①采用CIC 行業4 位碼來區分高人力資本和低人力資本的勞動力就業權重。，這樣做的目的就可以保證大部分城市和大部分行業都有足夠多的高人力資本和低人力資本樣本個數。

其估計結果②結果見附錄中表5 第(1)列和第(2)列。表明，外資管制放寬程度對其收入增長程度下降的影響主要體現在低人力資本勞動力上，也就是說，外資管制放寬每提升1 個百分點，低人力資本勞動力的收入增長程度就會下降1.4259%，這比表1 中的所有勞動力收入增長程度下降系數1.3107%要明顯，外資管制放寬對高人力資本勞動力的收入增長程度也會帶來下降影響，但是估計系數并不顯著。對于生產加工型和技術研發型部門，同樣是外資管制放寬導致低人力資本勞動力的收入增長程度明顯下降，而高人力資本勞動力的收入增長所受到的影響變化不大。外資管制放寬導致降低了低人力資本勞動力的收入增長程度，其背后的原因，本文認為當面臨外資管制放寬時，高人力資本具有較高的知識和技術水平，使得其抗沖擊的能力要強于低人力資本勞動力，尤其是高人力資本對工作崗位具有較強的不可被替代性，另一方面，外資管制放寬可能通過降低產品價格抑制低人力資本勞動力的產出績效，同時也增強了對低人力資本勞動力的替代性，最終降低了低人力資本勞動力的收入增長程度。

外資管制放寬對低人力資本勞動力的收入增長程度產生了降低效果，但并不影響高人力資本勞動力的收入變化，這就有可能拉大了他們之間的收入差距(Dai 和Xu，2017)，造成技能溢價，因此需要驗證一下外資管制放寬是否帶來了城市的技能溢價效應。對樣本中每個城市估計一個明瑟收入函數，即用勞動力的對數工資對高人力資本虛擬變量(學歷為大專、本科及以上)、工齡、工齡平方、個體其他特征虛擬變量、城市特征虛擬變量、行業特征、職業特征等變量進行回歸，高人力資本虛擬變量(學歷為大專、本科及以上)前的系數即為該城市的技能溢價。按照1998—2012 年各個城市的技能溢價高低進行排序，發現在10%分位數城市的技能溢價均值在1998—2012 年下降了8%，在90%分位數城市的技能溢價均值在1998—2012 年上升了22%。接著用1998—2012 年城市的技能溢價作為因變量，城市層面的外資管制放寬程度表示自變量，進行回歸。其回歸結果①結果見附錄中表5 第(3)列。顯示，外資管制放寬程度大的城市，技能溢價提升較快，外資管制放寬增加1 個百分點，城市的技能溢價變化就會提升0.5169 個百分點。附錄中表5 第(4)列為基于外資管制放寬與城市技能溢價中位數值進行的邊際效應估計結果，表明如果一個城市的外資管制比另外一個城市的外資管制多放寬1 個百分點，那么前一個城市的技能溢價將會比后一個城市多上升0.3027 個百分點。至此，假說2 得到了驗證。

六、影響機制分析和進一步討論

（一）影響機制：企業績效與地方政府行為

接下來，本文從外資管制放寬影響企業經營效益和地方政府行為的角度來考察城市勞動力收入增長下滑的內在機制。

從表2 的估計結果可以看出，外資管制放寬明顯提高了企業的競爭程度，外資管制放寬每增加1 個百分點，企業面臨的市場競爭將會提升3.4150%。外資管制放寬削弱了企業的產品優勢，降低了企業的投資水準、利潤和工資水平，外資管制放寬每增加1 個百分點，企業的產品優勢就會削弱0.4421%，投資能力水平下降1.5802%，經營利潤下滑0.3371%，勞動力收入水平降低0.0621%。這也從企業經營層面反映了外資管制放寬對國內企業的生產經營造成沖擊，勞動力的收入增長出現下滑。

表2 企業績效

前文的理論分析表明，隨著國家對外資管制的不斷放寬，地方政府的招商引資行為可能存在惡性競爭，勞動力權益保護政策也會出現扭曲，所以需要檢驗外資管制放寬對地方政府行為的影響作用。這里主要考慮4 個指標：各地區的外商投資企業個數；各地區的外商投資項目合同個數；各地區的實際利用外資金額；各地區的勞動者權益保護訴訟案件。外商投資企業個數、外商投資項目合同個數、實際利用外資金額數據來自各地區的統計年鑒。各地區的勞動者權益保護訴訟案件數據來自中國裁判文書網和北大法寶收錄的勞動者權益案件文書，同時由于許多中高級法院也有自己的裁判文書公開網站，因此還要結合各個中高級法院的文書公開情況和年度工作報告對勞動者權益案件數據進行補充。其估計結果如表3 第(1)列～第(4)列所示，表明外資管制放寬每增加1 個百分點，城市的外商投資企業個數就會提升5.3372%，外商投資項目合同個數增加1.1081%，實際利用外資金額上升3.0356%，同時勞動者權益保護訴訟案件也會提升0.7834%，這說明外資管制放寬確實提高了地方政府的招商引資行為導向程度，并且勞動者權益受到侵犯的案件也越來越多。

以上分析完整地反映了外資管制放寬導致企業競爭加劇和地方政府出于招商引資的績效考核而忽視了勞動力權益保護的行為變化，從而導致城市勞動力收入增長變慢的作用機制。此外，根據蔣殿春和王春宇(2020)的研究，外資企業進入中國市場，會使得城市內部把更多優質資源配置在高技術行業，并且也容易強化企業的進入退出效應，故外資進入可能通過資源的優化配置推動地區產業升級和生產率提升，帶來勞動力收入增加。所以需要對外資管制放寬是否通過引起產業升級和生產率提升帶動勞動力收入增長的影響效果進行驗證。對此，這里主要選取2 個指標。其一是產業升級。采用各地區的高技術產業主營業務收入占制造業總產值的比重來表示，關于高技術產業主營業務收入和制造業總產值的數據來自各地區的高技術產業統計年鑒和工業統計年鑒。其二是生產率。采用地區的全要素生產率tfp 來表示，tfp 計算采用ACF 方法進行估算。計算tfp 時的資本、勞動力、中間品投入、總產出數據均取自工業企業數據庫，回歸時，因變量均取對數值。從表3 中第(5)列和第(6)列結果可以看出，外資管制放寬對高技術產業升級和企業生產率提升影響作用并不顯著，這表明我國經濟發展過程中的產業升級和生產率提升并不包含外資管制放寬的組成效應。對此，顧永紅和胡漢輝(2007)研究認為，如果東道國與投資母國的技術差距過大，或者是東道國的中間品本地化生產能力太低，那么外商投資就不會促進東道國的產業升級。唐東波(2012)進一步認為以加工貿易為主的我國“港澳臺”投資反而抑制了國內企業的技術進步和產業升級。因此，從這個角度就可以理解外資管制放寬通過促進產業升級和生產率提升進而影響勞動力收入增長的作用很小。

表3 地方政府行為

（二）就業質量與工作性質

進一步利用城鎮住戶調查數據統計可以看到，在勞動力樣本中，換工作的個體占到了48.6%，這些勞動力換工作的原因中有80.7%認為是目前的工作收入太低，想要找到更高的工資和更好的福利條件，而在沒有換工作的人群中有72.1%的人認為沒有找到更好的工作崗位。為此，本文再對外資管制放寬是否會影響勞動力就業不穩定性增加進行驗證。這主要有兩個考慮：一方面，外資管制放寬帶來勞動力收入增長下滑，導致勞動力變換工作的可能性增加(Cosar 等，2016)。另一方面，外資管制放寬導致勞動力就業不穩定性增強，頻繁變換工作反過來又會限制其收入增長。

在城鎮住戶調查的就業信息中，勞動力會被問到“您是否換過工作單位？” “在到現單位工作之前，一共換過幾次？”本文依據這兩條信息來識別勞動力變換工作的概率與頻率，對于變換過城市的勞動力樣本，由于目前城市的外資管制放寬變化跟以前城市工作單位的收入之間關系不大，因此剔除變換過城市的勞動力樣本。這里有兩個因變量。其一為是否換過工作，change＝{0，1}，取值為1，表示變換過工作，取值為0，表示沒有變換過工作，采用離散變量的概率模型logit 回歸。其二為變換工作的次數，frequency 取值＝{0，15}，屬于離散的計數型數據變量，采用泊松分布模型進行分析?；貧w中，對高人力資本、低人力資本進行區分①區分辦法與第五部分的分析相同，所有估計均以1996 年該類部門勞動力的就業份額為權重。，分別以城市的高人力資本勞動力、低人力資本勞動力的是否變換工作和工作變換次數為因變量，自變量依然是城市層面的外資管制放寬變化。從表4 回歸結果可以看出，外資管制放寬明顯導致低人力資本勞動力變換工作的概率更大，并且換工作的次數也會顯著上升，估計系數表明，如果城市的外資管制放寬增加1 個百分點，該城市的低人力資本勞動力換工作概率將會提升2.1315%，變換工作的次數也多了1.6737 次，而高人力資本勞動力變換工作并不受外資管制放寬程度的影響。

表4 變換工作

本文再從勞動力的工作性質角度分析外資管制放寬對勞動力收入增長程度帶來的下降影響。對其主要考察3 個指標：①在民營企業的勞動力規模，采用1998—2012年人口與就業統計年鑒中的分地區民營企業就業人數增長變化表示。②城市個體戶，采用1998—2012 年人口與就業統計年鑒中的分地區個體就業人數增長變化表示。③短聘合同工，來自世界銀行對中國企業投資環境調查報告數據中的城市企業雇員結構，3 年以下工作崗位即為非長期承諾性聘用，采用1998—2012 年分地區短期合同工的增長變化表示。表5 中第(1)列、第(3)列、第(5)列分別為外資管制放寬引起的民營企業勞動力數量、個體戶數量、短期聘用崗位數量變化情況。其估計系數表明，外資管制放寬增加1 個百分點，將導致城市的民營企業勞動力數量增長0.2193%，個體戶數量增長1.3041%，短期聘用崗位數量增長0.8720%。從表5 中第(2)列、第(4)列、第(6)列看出，3 個交叉項的估計系數比表1 中基準估計系數1.3107 明顯變大，也即民營企業勞動力數量的增長加強了外資管制放寬對城市勞動力收入增長的削弱作用，個體戶數量增長和短期聘用崗位數量增長同樣強化了外資管制放寬對降低城市勞動力收入增長程度的作用。

表5 工作性質

（三）人口結構

外資管制放寬可能會引起城市人口結構變化。外資管制放寬對勞動力收入增長產生削弱作用表現在于城市層面，恰恰說明了勞動力在城市之間無法流動，如果城市層面的外資管制放寬沖擊同時導致城市的低人力資本流入、高人力資本流失、勞動適齡人口減少，那么城市勞動力收入增長放緩的動因中就包含有低人力資本流入、高人力資本流失、勞動適齡人口減少的人口結構變化組成效應。因此，需要驗證外資管制放寬是否促進了城市層面的低人力資本流入、高人力資本流失、勞動適齡人口減少這幾個因素。低人力資本流入，采用1998—2012 年人口普查數據中每年的城市流入人口，并基于學歷(高中、初中及以下)占的比重測算城市低人力資本流入水平的增長率；高人力資本流失，采用1998—2012 年人口普查數據中每年的城市流出人口，并基于學歷(大專、本科及以上)占的比重測算出城市的高人力資本流失水平的增長率；勞動適齡人口，采用1998—2012 年人口普查數據中每年城市的16 歲～59 歲年齡勞動人口水平，并測算其增長率。自變量為城市層面的外資管制放寬程度變化情況，估計結果如表6 所示。從其中可以看出，估計系數符號符合預期，外資管制放寬促進了低人力資本流入、增加了高人力資本流失、降低了勞動適齡人口增長率，但3 個估計系數均不顯著，也就是說外資管制放寬并沒有引起城市人口結構變化，這說明本文的基準估計結果并不包含人口結構變化的組成效應。

表6 人口結構

七、研究結論與政策建議

本文考察了1997—2011 年外資管制放寬對城市勞動力收入增長的影響。其結果表明，受外資管制放寬程度影響較大的城市勞動力收入增長程度明顯下降，生產加工型部門的外資管制放寬產生的效果最為突出。低人力資本勞動力的收入增長受外資管制放寬沖擊的影響更大，外資管制放寬較大的城市技能溢價提升也較快。外資管制放寬導致城市收入增長下滑的內在機制在于大量的外資引進使得國內企業的生存經營受到擠壓，同時地方政府出于招商引資的績效考核壓力而缺乏對勞動者權益保護的動力。收入增長下滑與勞動力工作變換之間的關系非常密切，外資管制放寬促進城市低人力資本勞動力更大概率和更加頻繁地變換工作。伴隨著城市民營企業勞動力規模壯大、個體戶和短聘合同數量的增加，再次說明外資管制放寬對城市勞動力收入增長程度的降低作用會傳導到低人力資本勞動力的就業不穩定性方面。此外，外資管制放寬并沒有引起城市人口結構的變化效應，也即城市勞動力收入增長變慢并沒有包含由于低人力資本流入、高人力資本流失和勞動適齡人口率下降的組成成分。

基于本研究的政策建議有以下三個方面。

第一，應該重視并改善受外資管制放寬沖擊影響較大勞動力群體的生活。2019 年11 月7 日，國務院印發了《進一步做好利用外資工作的意見》，明確將進一步放開外商投資領域的限制。本研究結果顯示，勞動力收入增長受外資管制放寬影響較大的人群主要是：所在地區屬于外資管制放寬較大的城市；從事于受外資管制放寬影響較大的生產加工型部門行業；城市的低人力資本勞動力；在與外資企業產品競爭激烈的本土企業工作；在不穩定性工作崗位上班。對此，在進一步放寬外資管制的過程中，需要充分考慮這幾類人群的收入增長損失，采取適當的收入分配政策對他們進行補償調節。

第二，促進低人力資本向高人力資本的大量轉型升級，推動企業由生產加工型向技術研發型和品牌商貿服務型轉變。本研究結果顯示，外資管制放寬增加了城市的技能溢價，這說明提升城市的人力資本儲備和技能水平可以對外資管制放寬給城市勞動力收入增長造成的不利影響起到緩沖作用。在所有企業部門中，生產加工型部門企業的收入增長受外資管制放寬影響最大，而外資管制放寬對城市的技術研發型部門和商貿服務型部門企業的收入增長影響很小。因此，推進生產加工型企業向技術研發型和品牌商貿服務型的綜合方向轉變，有利于減少其勞動力收入增長受外資管制放寬的沖擊影響。

第三，實現人力資本跨城市流動。對于受外資管制放寬影響較大的城市，如果通過對低人力資本進行全方位的技能培訓升級，抑或是吸引高人力資本大量流入，那么人力資本的轉換優勢就可以對沖外資管制放寬的沖擊，該城市的勞動力收入增長程度就不會下降太快。因此，促進人力資本跨城市流動，可以降低外資管制放寬對城市勞動力收入增長所產生的調整成本。