ＦＤＩ對我國內資企業員工工資的影響

摘要：目前，無論是以銷售收入還是以就業量衡量，FDI在我國制造業行業中的份額都是不斷提高的。那么，FDI的存在對我國內資企業的員工工資有什么影響？文中利用世界銀行關于我國2002年18個城市的制造業內資企業的數據，將企業員工分為生產員工和非生產員工兩類，然后實證分析FDI對這兩類員工工資的影響。結果發現，企業員工類型不同，企業所在城市生產率水平不同，FDI對內資企業的工資影響是不同的。

關鍵詞：FDI；生產員工；非生產員工；工資

中圖分類號：F27

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2008（05）-0021-06

一、引 言

如果外資企業對東道國內資企業產生了技術溢出效應，提高了內資企業的勞動生產率水平，那么內資企業將可能相應提高員工的工資水平。如果外資企業和內資企業在同一個勞動力市場上競爭，那么內資企業就會被迫支付高工資來防止員工外流到外資企業中。在上述情況下，外資的存在都會提高內資企業的工資水平^［8］。當然，如果內資企業在與外資企業的競爭中處于劣勢，市場份額不斷下降，導致企業經濟效益下降，這會壓低內資企業的工資水平。因此，外資企業的存在對東道國內資企業工資的影響是不確定的，這需要通過數據進行檢驗分析。

在FDI影響東道國工資水平的實證文獻中，最具代表性的是Aitken等^［3］和Lipsey等^［6］這兩篇論文。前者采用委內瑞拉、墨西哥和美國的數據進行了實證分析，結果發現FDI對委內瑞拉內資企業的高技術員工和低技術員工的工資存在明顯的負向影響，對墨西哥兩類技術員工沒有明顯的影響。但是美國數據表明FDI對工資產生明顯的正向影響。后者采用印度尼西亞1996年制造業行業的企業截面數據作了實證分析。結果表明，FDI的存在對該行業內資企業的白領和藍領工人的工資產生了顯著的正向影響。當行業從2位碼細分為3位和4位碼時，盡管這種正向的影響程度是逐漸減小的，但仍然在統計上顯著。此外，Girma等^［7］用英國制造業企業面板數據的實證分析表明：對所有企業而言，FDI并沒有對工資有明顯影響；但是對那些與外資企業生產率差距（productivity gap）小的內資企業所在的行業中，FDI對工資有明顯的正向影響。

具體到我國，FDI對工資影響的實證研究都是從行業和區域角度展開分析的。例如，楊澤文等^［1］采用2001年我國分地區分行業數據實證研究FDI對我國實際工資的影響。結果表明，FDI對各地區實際工資水平存在正向影響。

值得注意的是，在分析工資影響時，一般將企業員工分為生產和非生產工人（或者白領和藍領）兩部分，以此反映企業員工的不同技術水平。但是由于受到數據的限制，國內學者所采用的工資變量都是行業或區域所有員工的平均工資，沒有區分員工的技術類型；同時也沒有說明對內資員工工資的影響。本文創新之處在于，采用世界銀行關于我國2002年制造業內資企業的數據，將企業員工分為生產員工和非生產員工兩類來近似表示員工的不同技術層次。然后實證分析了FDI對內資企業中這兩類企業員工工資的影響。

二、研究方法

假定企業采用CES生產技術從事生產：

Y=A·［α1Kρ+α2Lρ］1/ρ（1）

其中，Y表示企業產出，A表示生產效率參數；K、L分別表示資本和勞動投入，α1和α2分別表示資本和勞動投入的系數（類似于柯布—道格拉斯生產函數中的資本和勞動的產出彈性系數）；ρ反映了資本和勞動之間的替代關系。

企業利潤函數為：Π=Y–wL–rK 。式中w是名義工資，r是資本名義收益率。

由利潤最大化的一階條件，可得到實際工資的表達式：

w=a2·A·［α1Kρ+α2Lρ］1-ρ[]ρ·Lρ-1=α2·Aρ·Y1-ρ·Lρ-1=α2·Aρ·y1-ρ（2）

式（2）中的第二個等號是通過代入CES生產函數得到的。式（2）表明，工資取決于生產效率參數A和企業的勞動生產率y（即Y/L）。

如果行業中外資對內資企業產生了技術溢出，那么可能通過影響生產效率參數A提高了企業的生產率。具體用公式表示為：

A=(FDI)φ（3）

在上式中，FDI表示行業中的外資存在情況。將式（3）代入式（2），然后兩邊取自然對數，可得到：

lnw=lnα2+(1-ρ)lny+ρφFDI （4）

從上述方程可看出，如果FDI對所在行業的內資企業產生技術溢出效應，會提高內資企業相應員工的工資水平。根據式（4）建立如下的實證模型：

lnwi=β0+β1FDIi+β2lnyi+γ·X+μi（5）

上述方程中，i表示企業，μ為隨機干擾項。X是一組控制變量。具體變量描述參考以下說明部分。

當FDI不產生技術溢出效應，即不存在式（4）那樣的函數關系時，如果FDI和內資企業在同一個勞動市場上雇用員工，就會通過增加勞動需求（只要勞動供給不是無限彈性的）迫使勞動市場上均衡的工資水平上升，同樣也會迫使內資企業的同類型員工工資上升。所以當不存在FDI技術溢出效應時，將FDI變量納入到式（5）中來考察FDI對內資企業員工工資的影響也是較為合理的。在式（5）中，如果實證結果表明FDI變量系數顯著為正，則說明FDI明顯提高了內資企業的工資水平，否則FDI對內資企業工資沒有正向影響。

三、數據說明

樣本來源于世界銀行2003年關于我國制造業企業的調研數據。該調研數據涉及我國18個城市，包括：本溪、長春、長沙、重慶、大連、貴陽、哈爾濱、杭州、江門、昆明、蘭州、南昌、南寧、深圳、溫州、武漢、西安和鄭州。制造業包括食品加工業、服裝皮革業、化工制品和醫藥業、生物技術制品及中草藥、冶金制品、家用電子、電子設備業、電子零部件以及汽車及零部件制造共9個行業的企業。本文實證分析的是內資企業。如果所在企業沒有國外股份時，則認為該企業是內資企業。

為了分析行業內FDI的存在對不同類型員工工資的影響，將企業員工分為兩類。一類是生產員工（production workers），由基本生產工人和輔助生產工人構成；另一類是非生產員工（non_production workers），由工程技術人員和管理人員構成。前者可作為低技術員工的代理變量；后者可作為高技術員工的代理變量。w-Zproduct表示生產員工的年度名義工資，用生產員工年度工資總額（千元）除以相應的員工人數得到。w_nonproduct表示非生產員工的年度名義工資，用非生產員工工資總額除以相應員工人數得到。由于僅有2002年的工資數據，這里采用截面數據進行實證分析。y為人均產出，由企業增加值（千元）與企業就業人數之比表示。其中，增加值由企業銷售收入減去銷售的總成本得到。FDI變量用企業所在行業中三資銷售收入的比重表示，數據來自于《中國統計年鑒》相應各期。

控制變量中，包括反映企業特征的變量：RD為研發強度，用研發支出與銷售收入之比表示。員工特征的變量Age（年齡）和Edu（教育水平）都是根據員工人數計算的加權平均值。Edu變量為多元離散變量，1-7數字表示碩博士、大學、大專、高中、初中、小學和小學以下，數字越大則教育水平越低。

表1 FDI對東、中和西部區域的內資企業工資的影響 []lnw_product[]ln方差后的穩健標準差。四、實證結果及解釋

（一）按企業地理區位分組的實證結果

由于我國區域之間無論是技術水平還是人力資本都存在著較大差距，對企業按照地理區位分組再進行實證分析，或許能發現區域間的差異。為此，將18個城市按照地理區位歸入東部、中部和西部三個區域。其中，大連、杭州、江門、深圳和溫州共5個城市屬于東部地區；本溪、長春、哈爾濱、長沙、南昌、武漢和鄭州共7個城市屬于中部地區；重慶、貴陽、昆明、蘭州、南寧和西安共6個城市屬于西部地區。

表1列出了FDI對東部、中部和西部三個區域內資企業的工資影響。前三列的FDI變量在統計上都不顯著，這表明行業內FDI對內資企業生產員工的工資沒有明顯影響。從表中后三列可以看出，FDI變量僅對東部地區的非生產員工工資產生明顯的正向影響。

考慮到我國生產員工（非熟練勞動力）的供給幾乎是無限彈性的，即使外資企業增加了對生產員工的需求，這對生產員工勞動市場的影響也是可以忽略不計的，因此FDI不影響生產員工的工資水平是易于理解的。但是為何FDI僅對東部地區的非生產員工的工資產生顯著的正向影響？這可能是由于東部地區的企業整體上技術力量較強，因此具有較高的技術吸收能力，能夠從行業中的外資企業那里獲得技術溢出效應，提高了企業生產率，從而相應提高了非生產員工的工資水平。但是中西部地區的企業整體上技術管理水平較差，因此技術吸收能力較低，不能從FDI那里獲得技術溢出效應。還有一種可能情況是，外資企業多位于東部沿海地區，而勞動力市場是區域性質的，因此外資企業更可能會與東部地區的企業在勞動市場上展開競爭，從而提高了東部地區內資企業的非生產員工的工資。

（二）按企業所在城市生產率分組的實證結果

將企業按地區分組的實證分析具有一定的啟示性，但是這種按地區分組的方法可能無法區分具體企業的特征，特別是企業的技術水平。為此，以下將企業所在城市按照總體生產率差異劃分為三個組別進行實證分析。

圖1中將18城市1999～2002年的lnTFP均值從小到大進行了排序。①從圖中可看出，這種排序基本上符合我國東部沿海地區技術相對先進而中西部地區技術相對落后的現實情況。但是也有例外：盡管西安屬于西部地區，但是生產率水平排在第六位；蘭州也屬于西部地區，但生產率水平處于18個城市的中游水平。這可能是因為這兩個城市工業基礎較好，總體技術水平較高的緣故。可見，按照生產率分組更能夠準確反映企業的技術水平。

圖1 制造業18城市1999-2002年InTEP均值根據上述18城市總體生產率的差異，將其分為三個組別：生產率較低組包括南寧、貴陽、昆明、本溪、重慶和南昌6個城市；生產率中等組，包括長春、哈爾濱、鄭州、蘭州、大連和長沙6個城市；生產率較高組，包括西安、武漢、溫州、江門、杭州和深圳6個城市。在上述分組的基礎上，以下實證分析FDI對三個城市組別中內資企業的員工工資的影響。

從表2第三列看，FDI對生產率較低城市組別的生產員工工資產生了明顯的負向影響。而表中后三列的實證結果顯示，隨著企業所在城市總體生產率水平的下降，FDI對非生產員工工資的影響從正向轉為負向。具體來說，對生產率較高的城市組別，FDI對非生產員工工資存在顯著的正向影響；對生產率中等城市組別，FDI對非生產員工工資正向影響小些；對生產率較低的城市組別，FDI對非生產員工工資產生了顯著的負向影響。

表2 FDI對內資企業員工工資的影響 []lnw_product[]lnw_nonproduct(1)

注：員工特征變量同表2，這里為了節省篇幅，沒有一一列出。其余同表2注釋。

由于生產率水平基本反映了企業的技術和管理水平，因此對生產率較低的城市來說，所在企業技術和管理水平較低，在市場競爭中處于不利地位。而行業內外資企業一般具有先進的技術和管理，在市場競爭中處于有利位置，獲取了更大的市場份額，結果減少了那些生產率較低的內資企業的市場份額，導致這類內資企業經濟效益下滑，最終壓低了其生產員工的工資。所以，FDI對生產率較低城市的企

① lnTFP是采用文中關于世界銀行數據中對應的1999～2003年企業面板數據，使用Levinsohn and Petrin方法估計出來的。對該方法的說明可參考Levinsohn 等^［5］。業產生了負向影響。至于對生產率中等以上的城市來說，盡管FDI的存在加劇了市場的競爭程度，但是這些城市所在企業的技術能力保證了在市場上的競爭地位，FDI的存在不會惡化企業的生產率，因此不僅不會對企業生產員工工資產生明顯的負向影響，還有可能產生正向影響。

至于為什么隨著內資企業所在城市總體生產率的下降，FDI對非生產員工工資的影響從正轉為負？原因可能有兩點：首先，生產率高低反映了企業的生產技術水平和經營管理能力。生產率高的企業，吸收能力強，在與同行業內外資企業的競爭過程中，能夠獲得外資企業的技術溢出效應，從而提高了生產率水平，并進一步提高了企業非生產員工的工資水平。那些生產率低的企業由于技術和管理相對落后，在與外資企業的市場競爭中處于不利位置，結果導致企業經濟效益下降，因而FDI的存在對企業非生產員工工資水平產生了負向影響。其次，從勞動市場來看，外資企業和內資企業若在同一個勞動市場上競爭，這會提高對非生產員工的需求；但是非生產員工的供給并不是無限彈性的，因此外資企業的存在提高了勞動力市場上非生產員工的工資。那么內資企業要防止這些非生產員工“跳槽”就必須支付高工資。由于生產率較高的城市同時也是外資企業所集中的地區，因此這種勞動市場上的競爭關系將迫使內資企業相應提高非生產員工的工資。

五、結 論

本文采用我國制造業2002年18個城市的企業數據，實證分析了FDI對內資企業生產和非生產兩類員工工資的影響。當將18個城市按照地理區位劃分為東部、中部和西部三個地區時，實證分析得到兩個結果：一是FDI對三個地區生產員工的工資都沒有明顯影響；二是FDI對中部和西部地區的非生產員工工資不存在明顯影響，但對東部地區相應員工的工資產生顯著的正向影響。

當將18個城市按照總體生產率差異劃分為生產率較高、中等和較低三個組別時，得到了更有意義的兩個結論：首先，無論對生產率較高還是對生產率中等的城市組別來說， FDI對生產員工工資沒有明顯影響；但是對生產率較低的城市組別來說，FDI對生產員工工資產生了顯著的負向影響。其次，隨著企業所在城市總體生產率水平的下降，FDI對非生產員工的工資影響從正向轉為負向。

由此得到如下兩點啟示：其一，FDI對內資企業工資的影響取決于內資企業的技術管理水平和吸收能力。當內資企業技術管理水平較高，學習吸收能力較強時，才會從外資企業那里獲得技術溢出，提高企業生產率水平，才可能會提高企業員工的工資。其二，FDI對內資企業工資的影響還受到勞動力市場供求狀況的影響。當某類別員工在勞動力市場上的供給傾向于無限彈性時，即使FDI的存在會增加該類別員工的需求，但是對整個勞動市場影響不明顯，因此不會對該類員工工資產生什么明顯的影響。

參考文獻：

［1］ 楊澤文，楊全發. FDI與實際工資：我國分地區分行業的實證分析 ［J］. 南開經濟研究，2004(1):44-48.

［2］ 楊澤文，楊全發. FDI 對中國實際工資水平的影響 ［J］. 世界經濟，2004(12):41-48.

［3］ Aitken B， Harrison A， Lipsey R E. Wages and foreign Ownership: a comparative study of Mexico， Venezuela， and the United States ［J］. Journal of International Economics， 1996，40:345-371.

［4］ Driffield N， Girma S. Regional foreign direct investment and wage spillovers: plant Level evidence from the electronics Industry ［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 2003，65(4): 453-474.

［5］ Levinsohn J， Petrin E.Estimating production functions using inputs to control for unobservables ［J］. Review of Economic Studies， 2003，70(2): 317-342.

［6］ Lipsey R E， Sjoholm F.FDI and wage spillovers in Indonesian manufacturing ［J］. Review of World Economics， 2004，140(2): 321-332.

［7］ Girma S， Greenaway D， Wakelin K. Who benefits from foreign direct investment in the UK? ［J］. Scottish Journal of Political Economy， 2001， 48(2): 119-133.

［8］ Gorg H， Greenway D.Much ado about nothing? Do domestic firms really benefit from foreign direct investment? ［J］ .The World Bank Research Observer， 2004，19(2): 171-197.

［9］ Moran T H， Graham E M， Blomstorm M.Does foreign direct investment promote development ［M］. Institute for International Economics Center for Global Development， 2005.

責任編輯、校對：郭燕慶

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文