外资管制放宽与城市劳动力收入变化

姚 博

一、引 言

经过改革开放四十多年的发展，中国利用外资取得了显著成就，连续二十多年居于发展中国家利用外资的首位，大量研究证明中国利用外资对国内各方面的发展起到了显著促进作用。中国《外商投资产业指导目录》第一版于1995 年颁布，此后，随着外商投资形势的不断发展，该目录经历了多次修订，每次修订的主要宗旨就是扩大外商投资范围、优化外商投资产业结构和区域结构。那么，大幅放宽外资管制和扩大外资范围，该举措对城市产业结构和收入分配会产生怎样影响？此外，应该如何看待外资管制放宽这一政策创新产生的效果？对这些问题的回答对未来《外商投资产业指导目录》进一步修订极为重要。

从已有的文献来看，关于经济全球化特别是针对我国逐步放宽外资管制政策带来的城市层面劳动力成本调整的研究，还是缺乏足够的经验证据支持。理论上讲，外资管制放宽属于外资自由化甚至是贸易自由化的探讨范畴，也就是说，外资管制放宽这种促进经济全球化的行为导致了地区经济增长，带来社会福利提升，但是贸易自由化必然会产生劳动力的收入再分配效应(Feenstra 和Hanson，1999)。以往研究多是从行业或企业角度考察外商投资带来的收入分配影响(邵敏和包群，2012；蔡宏波等，2015)。然而，近年来一个新的研究方向就是从区域角度来研究国际贸易影响地区劳动力收入分配产生的变化(Kovak，2013；Hakobyan 和Melaren，2016)，尤其有一些研究聚焦了关于中国加入WTO 对各地区劳动力收入变化的影响(Yu，2015；Erten 和Leight，2017)。

本文首次基于城市不同产业结构和就业结构差异视角，分析了外资管制放宽这一政策创新带来的城市劳动力成本调整效应，故本研究在以下几个方面具有重要贡献和意义。①各个行业的外资管制放宽程度不同，每个城市的产业结构和各产业就业份额不同，因而不同的外资管制放宽程度会改变各个城市的劳动力收入增长变化趋势。②外资管制放宽会导致国内企业市场竞争激烈，尤其是在生产加工型部门，对农产品加工行业依赖较高城市的劳动力收入增长所受到外资管制放宽冲击影响会大于对有色金属冶炼压延业依赖较高城市的劳动力收入增长所受到外资管制放宽冲击的影响。③外资管制放宽对城市劳动力收入增长的影响主要体现于对低人力资本劳动力的收入增长冲击，因而外资管制放宽抬高了城市的技能溢价水平，同时伴随着城市各个行业外资管制放宽程度的提升，低人力资本劳动力的就业质量和工作性质也会发生变化。④发现外资管制放宽对劳动力收入产生冲击并没有包含城市的人口结构变化，即如果放开劳动力人口户籍限制，那么外资管制放宽导致的劳动力成本调整效应可能会加快城市的人口结构转型。

二、文献综述与理论机制

目前已有大量文献研究了国际贸易带来的收入不平等影响。例如，从国家和行业层面分析关税削减、进出口贸易增加引起的低技能劳动力收入与高技能劳动力收入的差距变化(Autor 等，2013；Adao 等，2017)。当然也有不少研究从企业层面探讨了关税削减、贸易增加对企业劳动力就业、工资的影响(Amiti 和Davis，2011；Helpman 等，2017；余淼杰和梁中华，2014；李胜旗和毛其淋，2018)。另外，还有诸多文献采用企业数据研究贸易自由化对企业规模、企业生产率、企业研发、产品质量、人口迁移、出口国内附加值的影响(Tombe 和Zhu，2015；余淼杰和李乐融，2016；盛斌和毛其淋，2017)。

本文是关于外资管制放宽的话题，所以经过梳理可以发现，针对外商投资的已有研究主要集中在外商投资从东道国的产业结构、环境污染、出口影响视角展开探讨(Helpman 等，2004；Hakobyan 和Mclaren，2016；李磊等，2018；邵朝对等，2021)，或者是后来出现了外资撤资、外资企业退出风险、外商投资营商环境恶化的研究(韩民春和张丽娜，2014；高凌云等，2017； 龑孙浦阳和张 ，2019)。目前，尚没有关于外资管制放宽变化会如何影响城市劳动力收入效应的研究，所以从地区层面来探讨城市产业结构和就业结构的差异会如何影响外资管制放宽政策带来的城市劳动力收入增长区别则是一个很值得探索的论题。本文从该视角进行研究，是对外资自由化产生的城市经济效应影响的有益理论补充。

外资管制放宽会导致国内企业市场竞争加剧，致使城市劳动力的收入水平下降，本文研究目的在于寻求外资管制放宽在城市层面会如何影响劳动力收入变化，重点在于着力寻找剔除已有研究中的工龄、年龄、教育等个体特征以外城市宏观层面所受外资管制放宽的因素影响，进而对劳动力收入水平下降的情形进行解释。下面，本文将从外资管制放宽视角下探讨国内企业经营和地方政府行为的变化，梳理放宽外资管制会导致城市劳动力收入下降的因果机制。

自20 世纪90 年代以来，特别是经历了1997 年亚洲金融危机、2001 年加入WTO、2008 年欧美次贷危机多个事件以后，中国加大鼓励对外商投资的改革开放力度，大批外资受我国政策优惠和廉价劳动力吸引进入我国各地。与此同时，外资进入加剧了国内企业的市场竞争，尤其是从事生产加工型的企业受到来自国外产品技术优势的冲击，为了与外资企业争夺市场份额，只能依靠低价策略，造成国内企业的规模和利润大幅下滑，城市劳动力的收入增长相应受到冲击。这种情形在生产加工型部门尤为常见，跨国资本的逐利本性和运作模式将我国本土企业置于全球价值链的低端，使得这类企业为了争取市场份额而牺牲工人的工资和福利(杨长志和冼国明，2013)。有关沿海地区生产加工型企业工人待遇低下的诸多报道说明，大部分依靠出卖劳动力的工资收入并没有达到当地的最低工资标准，即使达到政府规定的工资标准，也是要依靠劳动力的多频次或高强度加班来完成(邵敏和包群，2013)。

此外，在外资管制放宽的背景下，地方政府的行为决策也会发生微妙变化。地方政府具有招商引资的压力，为了在招商引资的绩效考核中表现优异，随着国家对外资管制的放宽，地方政府出现招商引资的恶性竞争，所以国内企业对劳工权益的漠视，不只是企业的自身行为，更源于地方政府对外商投资的庇护。地方政府往往处于招商引资的压力和政绩的利益考虑，在劳动方与资本方的较量中，地方政府总是会偏袒资本方，为了展现本地区有廉价劳动力的优势，各级地方政府会主动表现出压低劳工权益而取悦外资的管理姿态(陈岑和周云波，2016)。因此，地方政府在招商引资过程中，并不会严格依照劳动法保护本地劳动力的就业和收入权益，而是会采用本地的红头文件来加以变通。因此，有关劳动力的权益政策就会被扭曲，劳动力的收入及待遇受到负面影响。综上所述，本文提出假说1。

假说1：随着外资管制的不断放宽，我国城市劳动力的收入增长受到负面影响，这对于生产加工型部门的劳动力来说会更加明显。

正是由于外资管制放宽对我国各类行业的劳动力收入冲击主要体现在生产加工型部门，所以随着外资的大量进入，面临激烈的市场竞争，国内企业对人力资本的需求会转型升级，具有高人力资本的劳动力会表现出就业灵活性优势，并且高人力资本劳动力依靠自身知识和技能在就业市场展现出较强的谈判能力，所以高人力资本劳动力收入变化受外资管制大量放宽冲击的影响较小(Fan，2017)。然而，低人力资本劳动力与日益要求较高的工作岗位越来越不匹配，如果低人力资本劳动力自身不能够通过学习培训提升自己的劳动技能水平和增补其相关的知识，那么企业就会压低他们的工资及福利待遇，甚至会减少对低人力资本劳动力的雇佣规模，所以外资管制放宽会促使城市层面国内企业增加对高人力资本劳动力的需求，减少对低人力资本劳动力的需求，即产生了城市层面的技能溢价。由此，提出假说2。

假说2：外资管制放宽提高了城市的技能溢价，与高人力资本劳动力相比，低人力资本劳动力收入增长受外资管制放宽的冲击更大。

通过将文献分析和理论假说结合起来，可以厘清外资管制放宽如何影响劳动力收入的机制。具体而言，国家对外资管制的大量放宽，出现大批外资引入，导致国内企业的市场竞争加剧，企业利益受损，生产加工型部门企业会首当其冲，同时地方政府受招商引资任务绩效的考核，漠视城市劳动力的劳工权益保护，所以劳动力收入总体表现增长下滑。相比于高人力资本劳动力具有较强的就业灵活性和谈判能力，低人力资本劳动力的收入增长受到的冲击更大一些。

不过需要注意的是，本文从城市劳动力收入增长视角识别的是外资管制放宽对不同城市劳动力收入增长的相对差异，也即受外资管制放宽冲击较大的城市相比于其他城市的劳动力收入增长相对变化，这并不是说外资管制放宽导致中国劳动力收入水平的绝对下降，所以研究结论只能是反映外资管制放宽带来的收入分配相对效应而不是增长的绝对效应。事实上，我国地级城市在1998—2012 年劳动力工资收入水平是明显上升的，城镇在岗员工的月平均工资收入由1998 年的795 元增长到2012 年的2180元，增幅达1.7 倍，当然这与本文的探讨重点并不违背。此外，外资管制放宽还带来了产品价格下降、产品种类增多等居民福利效应(Fan 和Yeaple，2014)，所以并不能依据本文的研究判断得出外资管制放宽对地区经济增长和社会福利产生不利影响的结论，本文的分析重点在于从城市劳动力收入变化角度探讨外资管制放宽所带来的影响。

三、模型、变量设计与数据说明

（一）实证模型

本文为了考察外资管制放宽对城市劳动力收入增长的影响，采用如下的公式(1)进行估计。

考虑到劳动力收入变化受外资管制放宽的影响可能需要一定的反应时间，故实证分析采用长差分模型，Δ lnincome 为1998—2012 年城市劳动力的收入变化，Rconfdi 为1997—2011 年城市外资管制放宽的变化，这里采用滞后1 年是由于收入增长对外资管制放宽冲击存在时滞，并且滞后1 期可以减少外资管制放宽内生性的影响，X 为一系列控制变量，ε为随机扰动项。在实际回归中，加入了省份固定效应，这样可以控制城市劳动力收入增长受外资管制放宽以外其他因素的影响，另外采用长差分模型，可以排除省份层面随时间变化的地区宏观因素干扰，在稳健性检验中还加入了其他政策因素变量的冲击，标准误聚类到省份层面。由于外资管制放宽程度为负值，所以其值越小，说明外资管制放宽程度越大，也即如果1α为负值，表明外资管制放宽推动了劳动力收入增长，如果1α为正值，意味着外资管制放宽抑制了劳动力收入增长。

（二）变量设计

1. 外资管制放宽

关于城市外资管制放宽指标采用式(2)计算。

其中，qcj1996为1996 年城市c 行业j 在城市-行业层面的劳动力就业，qc1996为城市c 在1996 年的就业，qcj1996/表示城市c 各个行业的就业权重，ln confdij为外资管制程度的对数值，关于外资管制程度的数据采集见数据来源部分的说明。表示各个行业在2011 年与1997 年外资管制程度变量的长差分。式(2)反映了城市层面外资管制放宽变化是由行业层面的外资管制程度在2011 年与1997 年之间的差分值来加权表示，加权系数为1996 年各个行业占城市所有行业的就业份额比值，所以它可以反映如果一个行业在某城市的就业量比重较大，那么该行业的外资管制放宽对该城市的收入增长冲击会比较突出。Rconfdi 指标反馈的含义中既包含各个行业的外资管制放宽差异，又包括城市在外资管制放宽时的行业劳动力就业结构差异。

由于本文的实证分析中对部门类型进行了区分，所以这里对部门类型进行补充说明。在《外商投资产业指导目录》中，制造业和服务业的划分很清晰，限制外资和禁止外资的服务行业主要有内外贸、房地产、旅游业、金融业、贸易金融业、印刷出版业、电力和城市公用事业、运输服务业、广播影视和新闻业、科学研究、赌博业等，本文将这类行业定义为商贸服务型部门。对于制造工业，根据行业的劳动力要素使用密集度和技术复杂度对产业进行划分，该目录中如出现加工、普通制造、生产、开采等条目的行业，像农林牧渔相关工业、食品、烟草、塑料、木材、纺织、金属冶炼、一般机械加工业等，本文将这类行业定义为生产加工型部门；该目录中如出现开发、设备、设计、部件、制成品、特种、机组、通信等条目的行业，像石油化工、电子、航空航天、医疗器械、医药、船舶、通信设备等行业，本文将这类行业定义为技术研发型部门。

2. 城市收入增长变化

为了验证同一个劳动力的收入变化在不同时期所受到外资管制放宽冲击的影响，尤其是在探讨对城市劳动力的收入增长变化影响时，更需要反映城市特征虚拟变量变化引起的城市劳动力收入增长趋势，所以这里要把城市层面特征的劳动力收入变化与个体层面特征的收入增长影响因素区分开来，故本文使用明瑟个人收入函数，首先用个人的收入对数对工龄、工龄平方、学历及个人其他特征变量和城市特征变量进行回归，采用如下模型：

其中，lnincome 为个体收入的对数，收入指标需要结合样本基期的居民消费价格指数进行平减，work 和2work 分别为个体的工龄和工龄的平方，edu 为不同的受教育学历，d um _person 为剔除工龄、教育学历以外的个人其他特征变量包括年龄、性别、工作企业的所有制、婚否等因素的虚拟变量，dum_ city 为包括城市人口规模、GDP、财政收入、居民可支配收入、产业结构、劳动供给等因素在内的城市特征虚拟变量，为了减少异方差，均需要对其取对数，u 为随机扰动项。回归中加入行业虚拟变量和职业虚拟变量，有关各个变量的解释说明见统计描述部分。从模型(3)的回归结果①结果见附录中表1，可扫描本文二维码在其附录中查阅之，下同。可以看出，所有变量的系数均符合经济学逻辑。然后，依据城市人口规模、GDP、财政收入、居民可支配收入、产业结构、劳动供给6 个系数，估算得出城市层面特征虚拟变量的估计值，该估计值φ即为剔除个体特征因素以后的城市劳动力收入水平ln incomec，用城市平均收入对该估计值进行标准化处理，再取标准化后的城市收入水平在2012 年与1998 年的差分值，即为城市层面的劳动力收入增长变化，具体如公式(4)。

该方法测算出来的指标 Δ ln incomec不是反映城市层面收入增长的绝对水平，而是体现某城市收入增长与所有城市收入增长的偏离程度。

（三）数据来源

1.外资管制放宽程度数据的采集

我国《外商投资产业指导目录》第一版颁布是在1995 年，到目前为止共经历了8次修订，分别是1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年、2015 年、2017 年、2019年。本文将目录中描述的行业匹配到Census Industry Classification(CIC)普查分类4 位码行业，如果4 位码行业中有任何一个条目被列为“禁止”或“限制”，那么该行业的外商投资受到管制，将CIC 行业与城镇住户调查数据的大类行业进行匹配，测算大类行业受到外资管制的CIC 普查4 位码行业的比例，构建出1997—2011 年每个大类行业的外资管制指标，用2011 年的外资管制指标减去1997 年的外资管制指标，即可得每个大类行业的外资管制放宽程度变化状况。然后，依据各行业占城市所有行业的就业份额权重对每个大类行业的外资管制放宽变化进行加权平均，即得到每个城市的外资管制放宽程度变化状况。这里选择1997—2011 年作为样本期，是因为第一次修订《外商投资产业指导目录》是在1997 年，已经可以测算当年的外资管制程度，而2013 年以后城镇住户调查数据结构有了变化，并且2011 年有第5 次《外商投资产业指导目录》的修订，可以测算2011 年的外资管制程度，因此选择1997—2011 年的《外商投资产业指导目录》进行对比，可以较好地看出外资管制的放宽情况。由于大部分行业和大多城市的外资管制越来越宽松，属于外资鼓励的产业越来越多，所以外资管制放宽程度的数据为负值。另外，根据后文的研究需要，对城市的所有部门进行分类，并按照生产加工型部门、技术研发型部门和商贸服务型部门重新计算各类部门的外资管制放宽程度，计算权重为1996 年各个行业部门的就业份额占城市所有行业部门就业份额的比重。

2. 收入数据的采集

城镇住户调查数据(urban household survey，UHS)主要是采集城镇地区的常住人口，从1986 年开始，每年一次，采集的家庭住户每年会更换一部分，包含有家庭成员信息、财产信息、就业信息、收入信息、支出信息、消费信息、居住信息等状况。由于2015年以后的数据还没有全部公开，只能获取上海、辽宁、四川3 个地区的城市数据，对于考察全国范围的城市层面来说，样本太少，因此本文主要以2015 年以前的数据为主进行分析。当然，在2013 年UHS 的调查问卷内容还出现了一些小幅度调整，但通过对数据的整理统计和模拟发现，这并不影响对整体样本的分析。因此，结合《外商投资产业指导目录》历次修订情况，本文最终选取劳动力收入的时间段为1998—2012 年，这样就可以保证该样本期内有多次《外商投资产业指导目录》的修订，能够反映出外资管制放宽有较大变化，从而可以全面地考察城市劳动力收入增长受到外资管制放宽的冲击。

由于数据获取方法不同，本文得到的是全国28 个省份213 个城市的劳动力收入数据样本。从其样本中可以看出，城市劳动力样本数据覆盖的范围比较分散，并且各个地区的市场化程度、外商投资水平、城市支柱产业差异也较大，这213 个城市劳动力就业几乎占全国劳动力就业人口的85%以上。通过对城镇住户调查数据收入信息的整理发现，很多样本关键信息缺失严重，比如有的样本缺失城市，有的样本收入为负值，有的样本年龄太小，有的样本从事工作所属行业不明确。因此，需要对样本数据进行鉴别和整理，主要就是删除一些关键信息如年龄、收入、城市出现明显错误的样本，删除行业属于政府机关和行政事业单位的样本，这些行业的收入水平是由国家制定，不受外商投资等市场机制变化的影响。对一些非关键信息如籍贯、婚否、学历、工作性质等出现错误的样本进行微调。

3. 工业企业数据库

由于城镇住户调查数据对行业的分类只有农业、制造业和金融业，而本文的研究需要从城市层面受外资管制放宽影响的产业角度进行考察，因此要对行业进行细分，故本文采用国家统计局工业企业数据库中规模以上企业和国有企业调查数据，根据企业所属的城市信息和4 分位行业信息，可以加总得到每个城市的行业就业数据，并把它作为城市-行业层面外资管制放宽指标变量的就业权重，关于企业所属行业的归类根据工业企业数据库中的企业名称和经营范围参照外商投资产业的劳动力要素密集度和技术密集度方法，同样分为生产加工型部门、技术研发型部门、商贸服务型部门。从该数据库中还可以获取后文实证中所需的1998—2012 年企业的就业、投资、利润、工资、中间品进口、中间投入等基本信息。

从具体各个主要变量的描述统计结果①结果见附录中表2。可以看出，1998—2012 年，在劳动力个体特征中，男性居多，人均月工资为1171 元；在城市特征中，样本城市的收入增长率平均为54.03%；在部门特征中，城市全部部门的外资管制程度平均放宽18.95%。

四、外资管制放宽对城市劳动力收入的影响估计

（一）基本估计结果

根据模型(1)采用OLS 进行估计，结果如表1 所示(本文对不同部门类型分别进行汇报：全部部门、生产加工型、技术研发型、商贸服务型)。表1 中第(1)列没有加入省份固定效应；第(2)列加入了省份固定效应，以便吸收省份层面其他因素对收入增长变化的冲击干扰；第(3)列为外资管制放宽影响收入增长变化的边际效应，即对所有控制变量都取中位数值后的估计结果，控制变量为没有包含政策冲击的城市层面特征变量。由于估计中被解释变量收入增长变化来自劳动力个体的城市特征虚拟变量，而关键解释变量外资管制放宽的样本变异来自城市层面，因此所有回归在计算标准误时都聚类到城市所属地区的省份。

从表1 中可以看出，外资管制放宽比较大的城市，其收入增长较慢，以其第(2)列为例，对于全部部门，收入增长对外资管制放宽的弹性为1.3107，对于生产加工型部门，收入增长对外资管制放宽的弹性为2.5031，对于技术研发型部门，收入增长对外资管制放宽的弹性为0.2265，对于商贸服务型部门，收入增长对外资管制放宽的弹性为0.3965，但并不显著。也就是说，外资管制放宽对劳动力收入增长程度会产生降低影响，并且主要原因在于对生产加工型部门的外资管制放宽，技术研发型部门的外资管制放宽对收入增长程度会产生一定的下降影响，商贸服务型部门的外资管制放宽带来的城市劳动力收入增长程度下降变化并不明显。那么这又说明了什么？如果对全部部门的外资管制放宽增加1 个百分点，使得1998—2012 年所有城市的劳动力收入增长幅度会下降1.3107%，对于处在10%和90%分位数的两个城市来说，在样本期内外资管制分别下降了2.2 个百分点和13.7 个百分点，那么外资管制放宽较大城市的劳动力收入增长要比外资管制放宽较小城市的劳动力收入增长在样本期内多下降15%，对生产加工型部门的外资管制放宽每增加1 个百分点产生的影响就更为突出，会使得外资管制放宽程度较大城市的劳动力收入增长比外资管制放宽程度较小城市的劳动力收入增长在1998—2012 年多下降28%。

表1 收入增长变化受外资管制放宽影响的估计

在其第(3)列中，对于全部部门、生产加工型部门、技术研发型部门和商贸服务型部门，收入增长对外资管制放宽的弹性分别为0.8372、1.1638、0.1727、0.2120，对变量中位数值的边际效应估计结果意味着，对于劳动力个体其他特征和所处城市层面特征都相同的话(都取中位数值)，仅仅是因为一个城市比另外一个城市的全部部门外资管制多放宽1 个百分点，导致前一个城市的劳动力收入增长比后一个城市明显下降0.8372 个百分点，对于生产加工型部门的外资管制放宽所带来的劳动力收入增长幅度下降在两个城市之间的差距为1.1638 个百分点。由此可见，外资管制放宽是城市劳动力收入增长程度下降的主要影响因素，尤其是生产加工型部门的外资管制放宽所带来的城市劳动力收入增长冲击效果更为严重。由此，印证了假说1。

（二）稳健性分析

1. 内生性讨论

内生性问题会导致OLS 估计出现严重偏倚，尽管模型中控制了省份层面固定效应，但仍然存在一些不可观测的因素，也就是说遗漏变量可能会导致内生性问题。例如，外资管制放宽幅度较大的城市内部有一些其他未能观测的特征(营商环境较差、人口规模太小等)都会影响劳动力的收入增长。适合的工具变量选择需要满足两个条件：外生性和高度相关性。本文采用21 世纪初期各个城市拥有世界2000 强跨国公司办事处的个数和各个城市的基督教教徒数量作为工具变量来解决内生性问题。选择依据如下：一是21 世纪初期，世界2000 强企业不断地进驻中国各个城市，最为典型的就是开设分公司和设置办事处，主要表现在区域性中心城市设立分公司，在有大量业务往来的地级中小城市设置办事处或经销商，而这些城市又与跨国公司的外资引进有很大关联，同时又是外资管制亟需要获得放宽的目标城市。二是随着改革开放的深入，我国不断扩大与西方国家之间的发展交流，国外来华工作或经商工作人员基督教教徒数量增加。很显然，无论是世界2000 强跨国公司办事处个数还是基督教教徒数量都与当前城市劳动力收入增长之间呈现的相关数量关系不大。

关于跨国公司在中国设立办事处的数据，采用美国福布斯在2008 年排行榜中对2000 家跨国公司的调查统计数据。对于各个城市的基督教教徒数量，采用世界宗教研究所基督教调研课题组2011 年编著的中国基督教调研报告资料，整理得出我国内地各个城市的基督教教徒数量。

两阶段最小二乘法(IV-TSLS)的估计结果①结果见附录中表3。表明，对于全部部门来说，在跨国公司办事处个数作为工具变量的第一阶段估计中，工具变量的估计系数为负，表明跨国公司办事处个数越多的城市越容易放宽对外商投资的管制，当一个城市的跨国公司办事处个数增加1 个百分点，那么该城市的外资管制放宽程度可能会提升4.2647%；第二阶段的估计结果显示，外资管制放宽的估计系数显著且为2.1384，并且比OLS 估计的对应系数1.3107 明显增大，说明工具变量估计仍然得出外资管制放宽导致城市的劳动力收入增长程度有所下降，并且OLS 估计可能低估了外资管制放宽带来城市劳动力收入增长变慢的影响。当工具变量为基督教教徒数量时，第一阶段和第二阶段的估计系数分别为-3.1180 和1.8517。该结果同样说明，在基督教教徒数量越多的城市，对外资管制的放宽程度越容易不断扩大，外资管制放宽会导致城市劳动力收入增长程度下降的基本结论没有改变。对于生产加工型部门、技术研发型部门和商贸服务型部门的分析与此相同，不再赘述。

2. 其他变量与政策冲击

劳动力收入增长可能会受其他政策和变量的冲击，基本估计中虽然控制了省份固定效应，可能会吸收一部分变量冲击干扰的影响，但是宏观层面较大的影响因素仍会存在，这里进一步排除一些政策要素的影响，有进出口、大学扩招和最低工资。需要说明的是，考虑到这几个政策冲击变量之间可能存在相关性，为了避免这种相关性对估计结果造成干扰，这里首先采用分别回归法进行检验。

加入WTO 以后，随着关税的大幅削减，导致我国的进出口也出现了快速增长，大量的进口和出口规模可能会影响城市的劳动力收入变化(张川川，2015)。例如，从直觉上可以感受到，沿海地区具有海运的进口和出口便利优势，那么港口城市的大量进口和出口规模增长就可能会使其与非港口城市的劳动力收入增长产生差异。为了控制这一因素，本文构建了城市层面的进口和出口冲击变量，需要体现不同部门人均进口和出口额的加权值，权重为各个部门在1996 年的就业比重，具体如下：

式(5)中，Δi mjt和Δe xjt分别为2011 年与1997 年城市-行业的进口和出口变化，qcj1996为某城市-行业的就业量，qc1996为某城市的就业量，qj1996为某行业的就业量，行业层面的进口和出口数据由工业统计年鉴得到。其结果①结果见附录中表4 第(1)列和第(2)列。显示，进口和出口对城市劳动力收入的影响均为正，表明进口规模和出口规模都对劳动力收入增长产生影响，在全部部门和生产加工型部门的影响更为突出，但影响系数在统计上均不显著，而在控制进口和出口规模以后，城市的外资管制放宽依然会对劳动力收入增长程度产生降低的影响。

1999 年随着《21 世纪教育振兴行动计划》政策的出台，我国实施了第一批大学扩招，2002 年以后大专毕业生和2003 年以后本科毕业生出现了大幅增加，大学毕业生在就业市场的大量供给也可能会影响劳动力市场的收入增长，不同城市的大学毕业生规模存在很大差别，如果该城市的大学生规模与外资管制政策存在相关性，那么外资管制放宽对收入增长的影响就会出现城市偏误。为了控制这一影响，本文在回归中加入了城市层面的大学生供给数量，这里采用2011 年与1999 年各城市每万人口中具有大学受教育程度人口数的增长变化加权值代替，权重为各部门在1996 年的就业份额，各个城市具有大学受教育程度人口数量由城市统计年鉴得到。其估计结果②结果见附录中表4 第(3)列。显示，大学扩招带来的大学生供给冲击导致城市的劳动力收入增长程度降低，在控制住该变量指标后，外资管制放宽对劳动力收入增长程度的降低作用并没有受到影响。

2003 年起中国实施了最低工资保障制度，最低工资也会影响城市劳动力收入水平变化。中国不同地区的城市最低工资标准差别很大，为了考察这一变量是否会作用于外资管制放宽对城市劳动力收入增长的影响，本文也将最低工资标准与外资管制放宽程度放在一起对劳动力收入增长进行回归，最低工资标准变量为各城市在2011 年与2003 年的最低工资标准增长变化的加权值，权重为各部门在1996 年的就业份额，城市的最低工资标准数据取自各地的统计年鉴。该估计结果③结果见附录中表4 第(4)列。所示，最低工资标准有助于提高劳动力的收入增长水平，但加入不断调整的最低工资标准变量并不会对外资管制放宽会抑制城市劳动力收入增长产生改变作用。

此外，本文为了识别各种政策变量之间的相关性是否会对核心解释变量估计结果造成影响，又进行了逐步回归法检验，逐步回归法的结果显示，即使存在进出口、大学扩招、最低工资各项政策冲击，或者是这几项政策之间存在相互影响，但外资管制放宽会抑制城市劳动力收入增长的结论依然与前面一致。

五、基于人力资本的探讨

前文分析显示，所有的劳动力人力资本水平是同质的，那么这里进一步对劳动力的人力资本水平进行区分。本文将样本内学历水平为大专、本科及以上的劳动力定义为高人力资本，将高中、初中及以下的劳动力定义为低人力资本，通过模型(3)分别测算了高人力资本和低人力资本的收入增长变化，并且也区分高人力资本和低人力资本重新计算了城市的外资管制放宽指标，基于某城市某行业的高人力资本占该城市高人力资本的比例作为权重再次测算城市高人力资本的外资管制放宽指标，基于某城市某行业的低人力资本占该城市低人力资本的比例作为权重再次测算城市低人力资本的外资管制放宽指标①采用CIC 行业4 位码来区分高人力资本和低人力资本的劳动力就业权重。，这样做的目的就可以保证大部分城市和大部分行业都有足够多的高人力资本和低人力资本样本个数。

其估计结果②结果见附录中表5 第(1)列和第(2)列。表明，外资管制放宽程度对其收入增长程度下降的影响主要体现在低人力资本劳动力上，也就是说，外资管制放宽每提升1 个百分点，低人力资本劳动力的收入增长程度就会下降1.4259%，这比表1 中的所有劳动力收入增长程度下降系数1.3107%要明显，外资管制放宽对高人力资本劳动力的收入增长程度也会带来下降影响，但是估计系数并不显著。对于生产加工型和技术研发型部门，同样是外资管制放宽导致低人力资本劳动力的收入增长程度明显下降，而高人力资本劳动力的收入增长所受到的影响变化不大。外资管制放宽导致降低了低人力资本劳动力的收入增长程度，其背后的原因，本文认为当面临外资管制放宽时，高人力资本具有较高的知识和技术水平，使得其抗冲击的能力要强于低人力资本劳动力，尤其是高人力资本对工作岗位具有较强的不可被替代性，另一方面，外资管制放宽可能通过降低产品价格抑制低人力资本劳动力的产出绩效，同时也增强了对低人力资本劳动力的替代性，最终降低了低人力资本劳动力的收入增长程度。

外资管制放宽对低人力资本劳动力的收入增长程度产生了降低效果，但并不影响高人力资本劳动力的收入变化，这就有可能拉大了他们之间的收入差距(Dai 和Xu，2017)，造成技能溢价，因此需要验证一下外资管制放宽是否带来了城市的技能溢价效应。对样本中每个城市估计一个明瑟收入函数，即用劳动力的对数工资对高人力资本虚拟变量(学历为大专、本科及以上)、工龄、工龄平方、个体其他特征虚拟变量、城市特征虚拟变量、行业特征、职业特征等变量进行回归，高人力资本虚拟变量(学历为大专、本科及以上)前的系数即为该城市的技能溢价。按照1998—2012 年各个城市的技能溢价高低进行排序，发现在10%分位数城市的技能溢价均值在1998—2012 年下降了8%，在90%分位数城市的技能溢价均值在1998—2012 年上升了22%。接着用1998—2012 年城市的技能溢价作为因变量，城市层面的外资管制放宽程度表示自变量，进行回归。其回归结果①结果见附录中表5 第(3)列。显示，外资管制放宽程度大的城市，技能溢价提升较快，外资管制放宽增加1 个百分点，城市的技能溢价变化就会提升0.5169 个百分点。附录中表5 第(4)列为基于外资管制放宽与城市技能溢价中位数值进行的边际效应估计结果，表明如果一个城市的外资管制比另外一个城市的外资管制多放宽1 个百分点，那么前一个城市的技能溢价将会比后一个城市多上升0.3027 个百分点。至此，假说2 得到了验证。

六、影响机制分析和进一步讨论

（一）影响机制：企业绩效与地方政府行为

接下来，本文从外资管制放宽影响企业经营效益和地方政府行为的角度来考察城市劳动力收入增长下滑的内在机制。

从表2 的估计结果可以看出，外资管制放宽明显提高了企业的竞争程度，外资管制放宽每增加1 个百分点，企业面临的市场竞争将会提升3.4150%。外资管制放宽削弱了企业的产品优势，降低了企业的投资水准、利润和工资水平，外资管制放宽每增加1 个百分点，企业的产品优势就会削弱0.4421%，投资能力水平下降1.5802%，经营利润下滑0.3371%，劳动力收入水平降低0.0621%。这也从企业经营层面反映了外资管制放宽对国内企业的生产经营造成冲击，劳动力的收入增长出现下滑。

表2 企业绩效

前文的理论分析表明，随着国家对外资管制的不断放宽，地方政府的招商引资行为可能存在恶性竞争，劳动力权益保护政策也会出现扭曲，所以需要检验外资管制放宽对地方政府行为的影响作用。这里主要考虑4 个指标：各地区的外商投资企业个数；各地区的外商投资项目合同个数；各地区的实际利用外资金额；各地区的劳动者权益保护诉讼案件。外商投资企业个数、外商投资项目合同个数、实际利用外资金额数据来自各地区的统计年鉴。各地区的劳动者权益保护诉讼案件数据来自中国裁判文书网和北大法宝收录的劳动者权益案件文书，同时由于许多中高级法院也有自己的裁判文书公开网站，因此还要结合各个中高级法院的文书公开情况和年度工作报告对劳动者权益案件数据进行补充。其估计结果如表3 第(1)列～第(4)列所示，表明外资管制放宽每增加1 个百分点，城市的外商投资企业个数就会提升5.3372%，外商投资项目合同个数增加1.1081%，实际利用外资金额上升3.0356%，同时劳动者权益保护诉讼案件也会提升0.7834%，这说明外资管制放宽确实提高了地方政府的招商引资行为导向程度，并且劳动者权益受到侵犯的案件也越来越多。

以上分析完整地反映了外资管制放宽导致企业竞争加剧和地方政府出于招商引资的绩效考核而忽视了劳动力权益保护的行为变化，从而导致城市劳动力收入增长变慢的作用机制。此外，根据蒋殿春和王春宇(2020)的研究，外资企业进入中国市场，会使得城市内部把更多优质资源配置在高技术行业，并且也容易强化企业的进入退出效应，故外资进入可能通过资源的优化配置推动地区产业升级和生产率提升，带来劳动力收入增加。所以需要对外资管制放宽是否通过引起产业升级和生产率提升带动劳动力收入增长的影响效果进行验证。对此，这里主要选取2 个指标。其一是产业升级。采用各地区的高技术产业主营业务收入占制造业总产值的比重来表示，关于高技术产业主营业务收入和制造业总产值的数据来自各地区的高技术产业统计年鉴和工业统计年鉴。其二是生产率。采用地区的全要素生产率tfp 来表示，tfp 计算采用ACF 方法进行估算。计算tfp 时的资本、劳动力、中间品投入、总产出数据均取自工业企业数据库，回归时，因变量均取对数值。从表3 中第(5)列和第(6)列结果可以看出，外资管制放宽对高技术产业升级和企业生产率提升影响作用并不显著，这表明我国经济发展过程中的产业升级和生产率提升并不包含外资管制放宽的组成效应。对此，顾永红和胡汉辉(2007)研究认为，如果东道国与投资母国的技术差距过大，或者是东道国的中间品本地化生产能力太低，那么外商投资就不会促进东道国的产业升级。唐东波(2012)进一步认为以加工贸易为主的我国“港澳台”投资反而抑制了国内企业的技术进步和产业升级。因此，从这个角度就可以理解外资管制放宽通过促进产业升级和生产率提升进而影响劳动力收入增长的作用很小。

表3 地方政府行为

（二）就业质量与工作性质

进一步利用城镇住户调查数据统计可以看到，在劳动力样本中，换工作的个体占到了48.6%，这些劳动力换工作的原因中有80.7%认为是目前的工作收入太低，想要找到更高的工资和更好的福利条件，而在没有换工作的人群中有72.1%的人认为没有找到更好的工作岗位。为此，本文再对外资管制放宽是否会影响劳动力就业不稳定性增加进行验证。这主要有两个考虑：一方面，外资管制放宽带来劳动力收入增长下滑，导致劳动力变换工作的可能性增加(Cosar 等，2016)。另一方面，外资管制放宽导致劳动力就业不稳定性增强，频繁变换工作反过来又会限制其收入增长。

在城镇住户调查的就业信息中，劳动力会被问到“您是否换过工作单位？” “在到现单位工作之前，一共换过几次？”本文依据这两条信息来识别劳动力变换工作的概率与频率，对于变换过城市的劳动力样本，由于目前城市的外资管制放宽变化跟以前城市工作单位的收入之间关系不大，因此剔除变换过城市的劳动力样本。这里有两个因变量。其一为是否换过工作，change＝{0，1}，取值为1，表示变换过工作，取值为0，表示没有变换过工作，采用离散变量的概率模型logit 回归。其二为变换工作的次数，frequency 取值＝{0，15}，属于离散的计数型数据变量，采用泊松分布模型进行分析。回归中，对高人力资本、低人力资本进行区分①区分办法与第五部分的分析相同，所有估计均以1996 年该类部门劳动力的就业份额为权重。，分别以城市的高人力资本劳动力、低人力资本劳动力的是否变换工作和工作变换次数为因变量，自变量依然是城市层面的外资管制放宽变化。从表4 回归结果可以看出，外资管制放宽明显导致低人力资本劳动力变换工作的概率更大，并且换工作的次数也会显著上升，估计系数表明，如果城市的外资管制放宽增加1 个百分点，该城市的低人力资本劳动力换工作概率将会提升2.1315%，变换工作的次数也多了1.6737 次，而高人力资本劳动力变换工作并不受外资管制放宽程度的影响。

表4 变换工作

本文再从劳动力的工作性质角度分析外资管制放宽对劳动力收入增长程度带来的下降影响。对其主要考察3 个指标：①在民营企业的劳动力规模，采用1998—2012年人口与就业统计年鉴中的分地区民营企业就业人数增长变化表示。②城市个体户，采用1998—2012 年人口与就业统计年鉴中的分地区个体就业人数增长变化表示。③短聘合同工，来自世界银行对中国企业投资环境调查报告数据中的城市企业雇员结构，3 年以下工作岗位即为非长期承诺性聘用，采用1998—2012 年分地区短期合同工的增长变化表示。表5 中第(1)列、第(3)列、第(5)列分别为外资管制放宽引起的民营企业劳动力数量、个体户数量、短期聘用岗位数量变化情况。其估计系数表明，外资管制放宽增加1 个百分点，将导致城市的民营企业劳动力数量增长0.2193%，个体户数量增长1.3041%，短期聘用岗位数量增长0.8720%。从表5 中第(2)列、第(4)列、第(6)列看出，3 个交叉项的估计系数比表1 中基准估计系数1.3107 明显变大，也即民营企业劳动力数量的增长加强了外资管制放宽对城市劳动力收入增长的削弱作用，个体户数量增长和短期聘用岗位数量增长同样强化了外资管制放宽对降低城市劳动力收入增长程度的作用。

表5 工作性质

（三）人口结构

外资管制放宽可能会引起城市人口结构变化。外资管制放宽对劳动力收入增长产生削弱作用表现在于城市层面，恰恰说明了劳动力在城市之间无法流动，如果城市层面的外资管制放宽冲击同时导致城市的低人力资本流入、高人力资本流失、劳动适龄人口减少，那么城市劳动力收入增长放缓的动因中就包含有低人力资本流入、高人力资本流失、劳动适龄人口减少的人口结构变化组成效应。因此，需要验证外资管制放宽是否促进了城市层面的低人力资本流入、高人力资本流失、劳动适龄人口减少这几个因素。低人力资本流入，采用1998—2012 年人口普查数据中每年的城市流入人口，并基于学历(高中、初中及以下)占的比重测算城市低人力资本流入水平的增长率；高人力资本流失，采用1998—2012 年人口普查数据中每年的城市流出人口，并基于学历(大专、本科及以上)占的比重测算出城市的高人力资本流失水平的增长率；劳动适龄人口，采用1998—2012 年人口普查数据中每年城市的16 岁～59 岁年龄劳动人口水平，并测算其增长率。自变量为城市层面的外资管制放宽程度变化情况，估计结果如表6 所示。从其中可以看出，估计系数符号符合预期，外资管制放宽促进了低人力资本流入、增加了高人力资本流失、降低了劳动适龄人口增长率，但3 个估计系数均不显著，也就是说外资管制放宽并没有引起城市人口结构变化，这说明本文的基准估计结果并不包含人口结构变化的组成效应。

表6 人口结构

七、研究结论与政策建议

本文考察了1997—2011 年外资管制放宽对城市劳动力收入增长的影响。其结果表明，受外资管制放宽程度影响较大的城市劳动力收入增长程度明显下降，生产加工型部门的外资管制放宽产生的效果最为突出。低人力资本劳动力的收入增长受外资管制放宽冲击的影响更大，外资管制放宽较大的城市技能溢价提升也较快。外资管制放宽导致城市收入增长下滑的内在机制在于大量的外资引进使得国内企业的生存经营受到挤压，同时地方政府出于招商引资的绩效考核压力而缺乏对劳动者权益保护的动力。收入增长下滑与劳动力工作变换之间的关系非常密切，外资管制放宽促进城市低人力资本劳动力更大概率和更加频繁地变换工作。伴随着城市民营企业劳动力规模壮大、个体户和短聘合同数量的增加，再次说明外资管制放宽对城市劳动力收入增长程度的降低作用会传导到低人力资本劳动力的就业不稳定性方面。此外，外资管制放宽并没有引起城市人口结构的变化效应，也即城市劳动力收入增长变慢并没有包含由于低人力资本流入、高人力资本流失和劳动适龄人口率下降的组成成分。

基于本研究的政策建议有以下三个方面。

第一，应该重视并改善受外资管制放宽冲击影响较大劳动力群体的生活。2019 年11 月7 日，国务院印发了《进一步做好利用外资工作的意见》，明确将进一步放开外商投资领域的限制。本研究结果显示，劳动力收入增长受外资管制放宽影响较大的人群主要是：所在地区属于外资管制放宽较大的城市；从事于受外资管制放宽影响较大的生产加工型部门行业；城市的低人力资本劳动力；在与外资企业产品竞争激烈的本土企业工作；在不稳定性工作岗位上班。对此，在进一步放宽外资管制的过程中，需要充分考虑这几类人群的收入增长损失，采取适当的收入分配政策对他们进行补偿调节。

第二，促进低人力资本向高人力资本的大量转型升级，推动企业由生产加工型向技术研发型和品牌商贸服务型转变。本研究结果显示，外资管制放宽增加了城市的技能溢价，这说明提升城市的人力资本储备和技能水平可以对外资管制放宽给城市劳动力收入增长造成的不利影响起到缓冲作用。在所有企业部门中，生产加工型部门企业的收入增长受外资管制放宽影响最大，而外资管制放宽对城市的技术研发型部门和商贸服务型部门企业的收入增长影响很小。因此，推进生产加工型企业向技术研发型和品牌商贸服务型的综合方向转变，有利于减少其劳动力收入增长受外资管制放宽的冲击影响。

第三，实现人力资本跨城市流动。对于受外资管制放宽影响较大的城市，如果通过对低人力资本进行全方位的技能培训升级，抑或是吸引高人力资本大量流入，那么人力资本的转换优势就可以对冲外资管制放宽的冲击，该城市的劳动力收入增长程度就不会下降太快。因此，促进人力资本跨城市流动，可以降低外资管制放宽对城市劳动力收入增长所产生的调整成本。