勞動力成本上升促進了企業“走出去”嗎※

樊學瑞 高 波 王輝龍

內容提要：該文研究了國內勞動力成本上升對地區對外直接投資的影響，發現國內勞動力成本上升會使地區對外直接投資顯著增加，但存在地區差異：東部地區的影響最大，中部次之，西部地區則不受影響。根據研究結論，提出如下對策建議：進一步放松人口政策，增加勞動力供給；增加人力資本投資，提高勞動生產效率；培育企業家精神，鼓勵企業自主創新，增強企業國際競爭力。

一、 引 言

改革開放以來，中國吸引了大量外商直接投資，經濟實現了高速增長，并成為全球首屈一指的貿易大國。中國經濟取得的巨大成就是在充分發揮勞動力比較優勢基礎上實現的。根據Ceglowski & Golub(2010)的測算，1995-2002年中國單位勞動力成本只有美國的1/4左右，低于歐盟、亞洲、墨西哥、韓國以及大多數其他新興工業化國家。但近些年來，中國的廉價勞動力優勢正在逐漸消失。2003-2016年，中國城鎮單位人員平均工資年平均增長率13.5%，勞動生產率年平均增長率12.9%，工資增長速度超過勞動生產率增長速度，意味著單位勞動力成本明顯上升。2016年中國城鎮單位人員平均年工資為67569元，雖然相比于發達國家，還有一定的勞動力成本優勢，但已經超過印度尼西亞、印度、泰國等東南亞國家。這些數據表明中國的勞動力正在變得昂貴。

在勞動力成本上升的同時，中國對外投資也在迅猛增長。圖1顯示了1995-2016年中國勞動力工資水平與對外投資之間的關系，呈現出明顯的雙增長態勢。根據2018年世界投資報告(UNCTAD，2018)，2000-2017年中國對外投資存量從277.68億美元增加至14820.2億美元，增長了52倍。雖然2017年中國對外投資額出現自2003年以來的首次下降(與2016年比下降了36%)，但仍達到1250億美元，約占全球對外投資的1/4，僅次于美國和日本，是全球第三大對外投資國。勞動力成本上升會對中國企業的整體成本和盈利能力產生重要影響，企業可能會通過對外投資尋求廉價勞動力以降低生產成本。那么，勞動力成本上升真地導致企業對外投資增加了嗎？

圖1 中國勞動力工資與對外投資資料來源：《中國統計年鑒》、UNCTAD數據庫。

根據集中—鄰近(concentration-proximity)權衡假說，當企業避免貿易成本的收益超過在多個市場維持產能的成本時，企業就會進行海外投資(Markusen，1984；Helpman et al.，2004)。國內勞動力成本上升使得企業在國外進行生產的變動成本相對下降，從而降低了企業在國外市場維持產能的成本，提升了企業對外投資傾向。現實中，已有許多典型案例顯示企業為規避國內勞動力成本上升進行了生產轉移，并引起了廣泛討論。如，2008年華瑞服裝有限公司在越南建廠；2013年華堅公司在埃塞俄比亞開設工廠；2016年福耀玻璃在美國俄亥俄州建立新工廠。但在學術研究中，勞動力成本上升對中國企業對外投資的影響卻鮮有涉及。

本文研究了中國勞動力成本上升對國外投資的影響。與現有文獻相比，本文的一個主要貢獻就是研究視角的創新。現有文獻對勞動力成本上升的研究主要集中在勞動力成本上升對勞動力市場和產業結構(高波等，2012)、企業創新(賀曉宇和沈坤榮，2018)、經濟增長(詹新宇和方福前，2014)、出口結構和出口產品質量(王麗和韓玉軍，2018)的影響方面，對企業對外投資影響的研究幾乎沒有。本文的研究是對勞動力成本上升對中國經濟影響研究文獻的一個補充。

二、 理論模型

本理論模型的構建借鑒了Fan et al.(2018)的模型。假設有兩個國家(用下標i和j表示)，僅使用勞動力這一種要素投入，生產同質性產品和多樣化產品。同質性產品的生產效率在兩個國家間相同，即投入1單位勞動力生產1單位產品。多樣化產品在不同國家的生產效率是工資的函數。每個國家人口數量為Li，且無彈性提供1單位勞動時間。

1. 消費者行為

國家i的代表性消費者效用函數為：

(1)

(1)式中，y0為同質性產品，zi(w)為多樣化產品，?i為多樣化產品集合。α為消費者對同質性產品的消費支出份額，σ為多樣化產品之間的替代彈性。消費者對某種多樣化產品的需求可以寫為：

(2)

其中，Ei為消費者對多樣化產品的總支出；Pi為多樣化產品的總價格指數，其具體形式如(3)式：

(3)

2. 企業行為

3.企業決策

代表性企業是否通過對外投資進入國外市場，取決于貿易和對外直接投資所獲的利潤大小。具體來說，如果企業通過對外投資進入國外市場，其利潤函數為：

(4)

如果企業在國內生產并通過貿易進入國外市場的話，其利潤函數為：

(5)

則企業進行國外投資的條件為：πI-πE>0，即：

(6)

根據(6)式，定義函數G(wi)為：

(7)

地區勞動力工資上升會增強地區內企業進行國外直接投資意愿，地區對外投資額增加。

三、 研究設計

1. 計量模型設定

為了定量考察國內勞動力成本上升對地區企業對外投資的影響，以及這種影響在不同地區的差異，設定如下計量模型：

lnOFDIit=α0+α1lnWit+ΣαkXjit+δi+?t+εit

(8)

其中，i代表省(市)，t代表時間；OFDIit表示某省(市)i在t年的對外投資額；Wit表示某省(市)i在t年的勞動力工資；Xjit為一系列控制變量。在回歸中進一步控制了省級個體效應δi以及年份效應?t。

2. 指標說明和數據描述

(1) 對外投資額(OFDI)。使用各省(市)非金融類當年對外直接投資額，按照當年平均匯率將美元折算為人民幣，并做基期和取對數處理。

(2) 勞動力工資(W)。勞動力工資使用中國城鎮單位就業人員平均工資，做基期和取對數處理。

(3) 經濟發展水平(PGDP)。根據Dunning(1981)提出的投資發展路徑理論(IDP理論)，一國對外投資和經濟發展水平密切相關。隨著經濟水平的發展，一國將從一個FDI凈流入國變為凈流出國。因此，在回歸中控制地區經濟發展水平至關重要。本文使用人均GDP來表示地區經濟發展水平。實際回歸時，做基期和取對數處理。

(4) 生產率水平(LP)。根據(7)式，地區生產率水平也會顯著影響企業對外投資行為。在回歸中，本文使用勞動生產率作為地區生產率水平的代理變量。

(6) 人口規模(POP)。市場規模是影響企業投資決策的重要變量，因此需要在回歸中控制。本文使用人口規模作為市場規模的代理變量，取對數處理。

(7) 所有制結構(SOE)。根據蔣冠宏(2015)的研究，由于各種所有制企業可能有不同的外部激勵和自身素質，因此其對外投資行為會有所差異。國有企業具有一定的特定所有權優勢，如低息貸款和軟預算約束等，加之國家各種無形政策支持，可能會主動降低國有企業對外投資的門檻。因此，地區所有制結構會影響地區對外投資。本文使用國有及國有控股企業總銷售值占工業總銷售值比重作為地區所有制結構的代理變量。

本文所使用的原始數據均來自于WIND數據庫、EPS數據庫、中經網數據庫、《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》以及《中國工業統計年鑒》。為了消除通脹的影響，本文以2004年為基期，對一些數據做了基期調整。以上各變量的描述性統計如表1所示。[注]下文中使用到的工具變量和穩健性檢驗時加入的控制變量也在本描述性統計中。

表1 變量描述性統計

四、 實證結果及分析

1. 基準回歸

表2匯報了本文的基準回歸結果。模型(1)為混合最小二乘法回歸結果，結果顯示國內勞動力工資水平與對外直接投資回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明國內勞動力工資上升促進了對外直接投資，這與理論分析是一致的。模型(2)是雙向固定效應并使用聚類標準誤的回歸結果。與模型(1)相比，國內勞動力工資的回歸系數變小且顯著性水平下降，但仍在10%的水平上顯著為正。為了增加結果的穩健性，模型(3)采用了D-K(Driscoll & Kraay，1998)[注]D-K標準誤允許面板數據回歸后誤差項存在異方差與自相關，同時對可能存在的截面相關也保持穩健。此外，該方法對截面個數沒有限制，允許截面個數大于時間跨度。標準誤進行了面板固定效應估計。根據回歸結果，各變量的回歸系數和顯著性水平與模型(2)基本保持一致。控制變量中，國內勞動生產率的回歸系數在3個模型中都顯著為正，表明生產率水平是影響地區企業對外投資的重要變量。所有制結構的回歸系數在3個模型中都顯著為負，表明如果一個地區經濟中國有企業比重越高，其對外投資比重就越小。相比于國有企業，民營企業更愿意走出國門獲取更大的市場和利潤份額。實際匯率在模型(2)和模型(3)中顯著為正，表明貿易成本的變化會對企業對外投資產生影響。貿易成本越高，企業越傾向于對外投資。在高貿易成本的情況下，對外投資和國際貿易之間可能存在替代效應。

2. 分組回歸：地區差異分析

由于中國各省無論是地理位置還是經濟發展水平都存在相當大的差異，為了進一步考察經濟和地理因素對它們之間互動行為的影響，對樣本按照東、中、西部劃分進行區域研究[注]區域的劃分參考國土資源部對東部、中部和西部地區的劃分方式。，表3匯報了分地區雙向固定效應回歸結果。從回歸結果來看，東、中部地區勞動力工資水平與對外直接投資的回歸系數顯著為正，且系數均大于基準回歸結果中全國范圍內的系數，表明東、中部地區對勞動力成本的變化更加敏感。而西部地區勞動力工資的回歸系數在統計上不顯著，說明可能在西部地區勞動力工資尚未上漲至企業要進行對外投資的程度，也可能是因為西部地區本身的企業特質決定的，如企業家的企業家精神等。控制變量中，東部地區經濟發展水平和勞動生產率的提高會促使地區企業進行對外直接投資，國有經濟比重與企業對外投資顯著為負，這與全國層面的回歸保持一致。在中部地區，除經濟發展水平和國有經濟比重會顯著影響企業對外投資外，貿易成本(即匯率)的變動對中部地區企業對外投資的負向影響也十分顯著。對比模型(4)和模型(5)發現，除了勞動力成本以外，東部地區企業進行對外投資更多地考慮生產率優勢，而中部地區企業則更多地考慮貿易成本。

表2 基準回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內為聚類標準誤。下表同。

3. 內生性處理：工具變量回歸

雖然采用面板固定效應模型進行回歸可以在一定程度上緩解內生性問題，但仍然無法徹底解決回歸模型的內生性問題。對本文所研究的經濟系統而言，內生性問題的主要來源是遺漏變量和測量誤差，工具變量法是解決這一問題的有效辦法。但由于工具變量要滿足“排他性約束”，其選擇并不容易。根據以下邏輯，本文選擇各省歷年最低工資(MW)作為城鎮單位就業人員平均工資的工具變量。首先，最低工資標準是由各省人力資源和社會保障廳制定，其主要目的是保障勞動者個人及其家庭成員的基本生活，相對外生于本文的經濟系統。其次，從最低工資來看，最低工資標準遠低于城鎮單位就業人員平均工資。以北京為例，2016年最低工資標準為1720元，而城鎮單位就業人員平均月工資為7706元，相差4倍多。因此，現階段的最低工資標準不大可能直接影響企業的對外投資行為，其影響對外投資的唯一渠道可能就是與勞動力工資相關的內生解釋變量，滿足工具變量的“排他性約束”。如果將最低工資理解為多年前的工資水平(如2016年北京的最低工資標準與2002年城鎮單位就業人員平均月工資相似)，那么將其用作工具變量類似于Angrist(1990)經典文獻中利用歷史收入作為工具變量的做法。第三，最低工資標準與城鎮單位就業人員平均月工資是相關的。最低工資標準在制定時會根據職工平均工資水平進行調整。根據測算，兩個變量的相關系數為0.8593，且在1%的水平上顯著，表明二者之間有較強的正相關關系。綜上，本文選擇各省歷年最低工資標準作為工具變量，采用面板兩階段最小二乘法進行估計以解決內生性問題。各省歷年最低工資標準數據來自于各省人力資源和社會保障廳網站。實際回歸時，統一使用各省一類地區最低工資標準，并做基期和取對數處理。

表3 分地區回歸結果

本文根據多種統計量來檢驗所選取的工具變量的合理性：首先采用Kleibergen & Paap(2006)的LM統計量進行不可識別檢驗，結果表明在1%的水平上拒絕了“工具變量不可識別”的零假設；其次采用Kleibergen & Paap(2006)的Wald F統計量來進行弱識別檢驗。根據Stock & Yogo(2005)提供的臨界值，Wald F統計量均大于10%水平上的Stock-Yogo臨界值，因此拒絕工具變量是弱工具變量的假設。因此，本文選取的工具變量具有一定的合理性。

表4匯報了工具變量的回歸結果。從回歸結果來看，模型(7)至模型(10)工資的回歸系數都有所上升，說明固定效應回歸產生了向下的估計偏誤。從顯著性來看，勞動力工資在全國層面以及東、中部地區都顯著為正，西部地區仍不顯著。工具變量的回歸結果表明，在處理了內生性之后，國內勞動力工資上升促進地區對外投資的結論是可靠的。國內勞動力工資上升對地區對外投資的促進存在明顯的區域異質性，對中、東部地區而言，國內工資上升對地區的對外投資影響顯著，而對西部地區的影響不顯著。

表4 工具變量回歸結果

4. 穩健性檢驗：添加控制變量回歸

如前文所言，本文回歸偏誤一個可能來源就是變量遺漏偏誤，因此本文采用添加控制變量的辦法來進行穩健性檢驗。根據李磊等(2018)的研究，外資的水平溢出能夠對中國內資企業的對外直接投資產生顯著正向的影響。因此，本文在回歸中加入各省外商直接投資比重(FDI占GDP比重)這一變量來進行穩健性檢驗。結果顯示各變量的符號和顯著性與前文的回歸結果一致，表明本文的研究結論是穩健的。[注]鑒于篇幅約束，穩健性檢驗的回歸結果不再具體列出，需要者可向作者索取。

五、 主要結論和啟示

近年來，勞動力成本上升對中國經濟的影響已經引起了學者們和政策制定者的關注，但尚未有文獻研究勞動力成本上升對企業對外投資的影響。基于此，本文首先從理論上論證了國內勞動力成本上升會促使企業進行國外投資以降低生產成本謀取利潤。然后使用中國31個省份2005-2016年的面板數據證明了這一結論。實證結果表明，國內勞動力成本對地區企業對外投資有顯著的正向影響，并存在明顯的地區差異。東部地區企業對外投資受國內勞動力成本上升的影響最大，中部地區次之，而西部地區企業對外投資對國內勞動力成本的上升并不敏感。這一結論在使用工具變量回歸和添加控制變量回歸之后仍然成立，表明本文的理論和實證分析結論是可靠和穩健的。本文的研究為全面理解勞動力成本上升對中國經濟的影響提供了一個新的研究視角。根據本文的研究結論，可以得出以下啟示。

第一，進一步放松人口政策，增加勞動力供給。從數據來看，國內勞動力成本上升是一個不可逆的長期趨勢。勞動力人口比重(15～64歲人口占總人口比重)從2010年的74.53%開始逐年下降。勞動力人口供給減少一方面提高了勞動力市場均衡工資，另一方面也增加了企業的非工資性支出(福利性支出)，進一步提高了企業的用工成本。因此，要從人口供給端發力，全面放開生育，為經濟可持續發展提供充足動力。

第二，增加人力資本投資，提高勞動生產效率。實際上，勞動力工資上升不一定代表勞動力成本上升。如果勞動力工資上升是由勞動生產率的提高帶來的，甚至勞動生產率的提高超過了勞動力工資的上升幅度，那么實際勞動力成本是不變或者下降的。因此要通過提高勞動生產率來降低相對勞動力成本。

第三，培育企業家精神，鼓勵企業自主創新，增強企業國際競爭力。培育企業家的企業家精神，使其能夠正視國內勞動力成本上升帶來的經營壓力，通過自主創新等活動提高企業全要素生產率，從而降低相對勞動力成本，而不是通過對外投資來逃避利潤壓力。政府也應提供相應的服務，鼓勵企業創新，為企業的轉型升級創造條件。