1、 管理世界 2010 年第 3 期论文题目：实体资本跨国流动对东道国行业工资趋同化的影响范爱军 刘伟华（山东大学经济学院 济南 250100）英文题目： Research on the impct of FDI on inter-industrious wage- gap for the host coutries FAN Ai-jun LIU Wei-hua(Economic school of Shandong University, Jinan 250100)作者简介：范爱军(1955-) 男 ，汉族，山 东省海阳市人，经济学博士，山东大学经济学院教授，博士生导师。中国世界 经济学会常务
2、理事，享受国 务院政府特殊津贴，山东省有突出贡献中青年专家。主要从事产业经济和国际经贸问题研究。已在国内外重要学术期刊发表论文 180 余篇，近期发表的相关论文主要有： 1、“中国各类出口产业比较优势实证分析” 中国工业经济2002 年第 2 期；2、“十五”中国产业发展政策的几个问题综述 经济研究2000 年第 7 期；3、中国工业品的国际竞争力 世界经济2006 年第 11 期；4、中国对东盟地区的贸易流量分析 亚太经济2008 年第 3 期；5、出 口 贸 易 对 我 国 三 次 产 业 劳 动 力 流 向 的 影 响 分 析 世界经济研究2008 年第 5 期；6、中国技术效率的地区差
3、异与增长收敛 经济学家2009 年 4 期。第二作者简介：刘伟华（1985-）女，山东大学经济学院硕士研究生。作者信址：济南市山大南路 27 号山东大学经济学院办公室，范爱军收邮政编码：250100范爱军联系电话：13853183011（手机）， （0531）88364625(O)，88363939（H）电子信箱：fanaj 1范爱军 2009 年 12 月 4 日实体资本跨国流动对东道国行业工资趋同化的影响 1摘要：本文从要素价格均等化理论入手， 试将其进行行业扩 展， 进一步探究其理论适用性。同时，根据已有理论提出相关假设，并以此作 为研究视角，利用我国 2003-2007 年 19 个
4、行业的相关经济数据作为观测对象建立面板数据模型,分行业实证实 体资本的跨国流动对我国行业工资差距的影响。研究表明，总体上行业引资对我国行业间 工资差距的减少具有正向促进作用，但同时，由于行业特征、引 资规模以及引资质量的不同使得 FDI 对不同行业工资波动程度具有异质性。关键词：行业工资差异 内生性 总体矩估计一、引言虽然此次金融风暴使得全球经济放缓，但凭借经济的稳定发展和投资环境的日趋完善，中国依然成为吸引外资最多的发展中国家之一。多年来，FDI 浪潮的涌入不仅带动了我国经济的发展，对我国劳动市场也产生了重要影响。根据要素价格均等化定理，当某一要素流入密集使用该要素的产品时，会降低产品中该要
5、素的报酬，相对提高其它要素的价格。FDI 作为一种资本要素引入我国，长期也会遵循资本边际报酬递减的规律，随着产品中资本劳动比的不断上升，其不可避免地会对我国劳动力工资产生重要影响。如果对不同行业不同规模的引资同时试推要素价格均等化定理，不禁会引发如下思考：目前分行业引资对我国行业间劳动工资差距的净影响是否显著？如若显著，主要表现在哪些行业？该净效应是遵循要素价格均等化定理促使我国行业工资趋同化还是与之背离加大行业间的收入分配差距？这种工资影响的净效应是否存在着明显的行业差异性？另外，随着我国引资规模的不断攀升，其行业倾向也日趋明显，结合国内不同行业的固有属性、分行业引资规模、质量及 FDI 的
6、水平技术溢出效应与工资溢出效应，使得目前FDI 对我国不同行业工资差距影响的净效应进一步不确定化和复杂化。笔者认为，FDI 对我国行业工资差距影响路径的复杂性主要体现在以下四方面的不同：首先，FDI 不同量。作为我国资本的补充，外资逐利性的特点使其必然会较多流入资本报酬相对高的行业，因此不同行业外资流入的绝对比重和相对比重不同，存在着行业引资的规模差异。其次，FDI 不同质。我国行业引资随宏观政策、中观环境等外生影响变量动态变化,且知识、技术密集型的行业外资流加大，这大大提高了 FDI 的知识与技术含量，进而促进了我国劳动生产率的提高，影响我国相关行业工资。第三，由于行业的固有属性，不同行业资
7、本劳动的有机构成差异较大，这样即使运用比较静态分析，锁住引入 FDI 的质和量，引入单位同质的 FDI 也会对不同要素密集型行业1本文得到山东大学“985 工程” 三期 创新基地建设项目资助和教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目（项目编号：06JZD0015）的资助。文责自负。2的工资产生不同影响。最后，通过不同行业 FDI 对相应内资企业工资的水平溢出效应不同，加成、复合 FDI对行业工资差距的影响力度。行业和企业层面实证的基本结论表明外资企业比国内企业支付更高的工资，这样会对内资企业的工资拉动产生影响，如 Aitken，Harrison 和Lipsey（1996）研究发现在墨西哥和委内瑞
8、拉，外资企业有增加行业平均工资的倾向，因此行业外资可通过对内资工资的水平溢出效应作为间接路径，进一步影响我国不同行业的工资差距。基于上述影响路径复杂性的分析及笔者提出的几点思考，使得本文细化 FDI 工资效应的研究具有一定的理论和现实价值。文章的第二部分通过综述现有文献，发现相关研究存在着一定的理论和实证空白，提出可能的相关假设及研究的立足点；第三部分对研究变量进行统计分析，指出存在的内生性问题及其解决方法；第四部分建模，量化不同行业实体资本流动对于我国行业间工资趋同化的影响；最后，总结实证结果，并结合我国目前行业工资发展现状探究相关原因。二、研究现状及本文视角（一）文献简要总结与评价目前，已
9、有相关文献中FDI对东道国工资水平影响的研究主要集中在三个层面：一是内、外资企业水平工资的比较，如Yaohui Zhao(2001)， 邵永发（2004）等，经验数据一般支持外资公司支付高工资的假说；二是围绕外资对内资企业的工资溢出效应,如Aitken，Harrison，Lipsey （1996）等。对于一些国家如英国、美国、印度尼西亚、波兰等国，外商直接投资对于国内企业的工资水平有正的影响，而对另一些国家如墨西哥、委内瑞拉、保加利亚、罗马尼亚影响不大甚至为负。陈丽敏，谢怀筑（2004）认为FD I的流入只导致外资部门工资水平的提高,而未发生工资溢出效应,即当地企业的工资水平并未同步提高，因而
10、外资和当地企业之间存在显著的工资差异；楼海淼、姜东升和韩琳( 2004) 运用分布滞后模型对1989- 2002 年国内 9 个地区的外国直接投资和当地职工平均工资进行分析, 发现FDI 对各地区职工平均工资的提高有着较大的影响；第三是FDI对我国异质劳动力工资差异及地区收入分配不均的影响。如Yaohui Zhao （2001）实证认为外资对内资企业的工资溢价在不同的教育背景上分配不一样。受教育少的工人在国有企业中比在外资企业中赚得更多，而受教育多的人在外资企业中比国有企业中赚得更多，如谢小青(2005) ，龙娇云( 2004) 认为FD I对熟练工的积极影响要大于对非熟练工的影响。在外资对收
11、入分配影响的研究方面，国内外学者则得出不同的结论。Chung Chen,Lawrence Chang 和Yiming Zhang (1995)的研究报告指出外商直接投资加剧了中国地区经济发展的不平衡和地区间的工资分配不平等；赵莹( 2003)从对外开放的角度在理论和实证上研究中国改革开放对收入差距的影响, 结果表明, 伴随着对外开放而来的大量外商直接投资和外资企业支付的效率工资, 使素质较高的技术工人的工资大大上升,扩大了中国的收入差距；然而，也有相关学者赞同引进FD是缩小我国地区间工资率差距的有效途径。宣烨，赵曙东（2005）认为FDI越是集中的地区越能提高当地的劳动力和土地等要素的价格；劳
12、动力跨地区流动可以扩散这种效应。降低劳动力跨地区流动障碍，促进劳动力跨地区的流动；引导FDI( 包括国内资本)转向经济相对落后的地区，扩大FDI的价格效应是缩小我国地区间工资率差距的有效途径； 同样，何璋、覃东海( 2003) 以中国为例进行跨省研究也得出相似结论，他们认为以外商直接投资/GDP 比值所表示的开放程度与收入分配之间存在明显的反向关系, 即FDI比重的增加会缩小中国的收入差距。虽然国内外学者已有大量理论和经验研究从不同角度分析外资的引入对东道国工资的3影响，但仔细分析，我们不难发现 FDI 工资效应的文献主要是立足东道国或东道国某一行业、地区整体工资水平的研究，抑或围绕不同质劳动
13、力（受教育、技能水平的高低不同）工资分配展开，而行业间的相关研究非常薄弱，细化到中观行业层面的联合、对比分析就更为鲜见。（二）笔者假设与立足点根据要素价格均等化定理，笔者认为从长期看，引入 FDI 总体上是降低行业间的工资差异，但对于具体行业，由于其行业属性（如垄断程度、人力资本需求等门槛效应）的不同，使得 FDI 在对行业内要素的影响上具有差异性。一般而言，竞争性较强的行业，其内部工资差异大都较小，在完全竞争市场的假定下，长期也会导致劳动价格相对均等化。笔者这里所谓的相对均等化即最终行业工资差额应趋向常数而非零，对人力资本要求高的行业（如信息传输、计算机服务和软件业、金融业等）支付围绕其人力
14、资本回报的应得的高工资，而对人力资本要求低的行业（如农、林、牧、渔业）支付报酬相对较低。这种劳动收益率相对平均化的趋势是市场化下要素自由流动的必然结果，因为实体资本在全球范围内的互通流动，使得东道国、乃至东道国各行业资本要素对生产函数的约束力减弱，故人力资本的高低可作为衡量工资水平的重要标准。同时，之所以做此推断其中一个重要前提是：实体资本 FDI 要比人力资本（劳动力）的流动性更强，而这一点符合目前国际要素流动的现状。基于前文所述行业引资的四点不同，笔者进一步提出假设，在短期，对于资本密集型行业，外资引入以前，资本相对稀缺，该行业工资低于行业平均水平，纯粹资本 1的引入使得行业资本的稀缺性降
15、低，劳动价格相对提升，从而缩小了该行业工资与行业平均工资的差距。另一方面，由于 FDI 不同质，对于人力资本要求高的行业，非纯粹的 FDI 可视作纯粹资本、先进技术、管理经验的“大礼包” ，FDI 中非纯粹资本因素和拥有较高人力资本含量的行业劳动力有机结合，则可以进一步提高该行业人力资本含量，提高其劳动生产率，故可能反而提升相应行业的工资水平，加大该行业工资与行业平均工资的差距，或者虽然无法提高相应行业工资水平但至少削弱、减缓了因引进资本要素导致相对价格（利率、工资）相对均等化的进程。本文旨在以假设作为契机，通过 2003-2007 年的最新面板数据量化分析现阶段该净效应的大小及方向，以期回答
16、前文提出的几点思考。另外，通过行业间的联合、对比分析，实证外资对不同行业工资与行业平均工资差距影响的大小，检验前文提出的 FDI 对行业工资影响的相关假设，关注 FDI 工资效应是否具有明显的行业异质作用，同时力求作出相关解释。三、研究变量的统计描述从 2004-2007 年我国 19 个行业引资规模看，制造业一直以来是我国吸引外资的重头行业，结合我国制造业主要生产劳动密集型产品的特点，这一现象同主流观点认为的外资进入旨在利用我国劳动力丰富的比较优势相一致。但纵向来看，制造业吸引外资占我国引资总量的比重持续下降，由 2004 年的 70.95%下降到 54.66%。该趋势一方面由于印度等同样具
17、有低廉劳动力优势的发展中国家进一步开放，使得国际资本流动在国别选择上具有一定的替代效应，另一方面我国引资倾斜优惠政策等因素使得其他行业尤其是服务业的引资比重不断上升，这也可以部分解释制造业引资比重的逐年下降；批发和零售业、信息传输、计算机服务和软件业、居民服务业和其它服务业引资比重平稳递增；值得注意的是，房地产业引资所占比重仅次于制造业，虽然 2005 年相对比重略有回落到 8.982%，但第二年反1 此处纯粹资本指技术、管理经验较少，纯粹简单资本占主体，与下文以“大礼包”形式的外资相对应，即反映 FDI 不同质。4弹至 13.06%，2007 年该比重激增至 22.86%，这与我国相应年度房
18、地产泡沫的微涨相吻合，也可以侧面反映外资可能是我国房价飙升的一个助推之一；四年内（20042007） ，公共管理和社会组织、水力、环境和公共设施管理业、卫生、社会保障和社会福利业引资所占比重较小，均不超过 0.5%，纵向比较数据变化幅度也不太大；与 2006 年数据相比，2007 年电力、煤气及水的生产供应业的引资比重具有较大降幅。与之相似，租赁和商务服务业引资比重 2007 年也有明显的下降（见表 1） 。表 1 中国不同行业的引资占比及其行业平均工资变动情况行业吸引外资所占比例（%） 平均工资增幅（%）行业 2004 2005 2006 2007 2004 2005 2006 2007采掘
19、业 0.88735 0.588399 0.730745 0.654613 23.32992 22.23539 17.98216 16.60982电力、煤气及水的生产和供应业1.874056 2.311442 2.03324 1.434506 16.28093 14.98739 14.725 17.5352房地产业 9.813874 8.981513 13.05843 22.85571 8.904668 9.988243 9.703124 17.03871公共管理 和社会组织0.002969 0.006133 0.011219 0.000588 13.36509 16.44614 11.5971
20、7 23.10886建筑业 1.272605 0.812603 1.091722 0.580784 11.25632 12.27878 14.42321 14.33622交通运输、仓储及 邮政业2.099374 3.004243 3.149525 2.683986 15.07544 16.16343 15.31941 15.4774教育 0.063351 0.029424 0.046651 0.043414 13.04257 13.473 14.42339 23.79105金融业 0.416428 0.364179 0.466022 0.344118 20.14962 19.44259 21.
21、88159 25.85285居民服务业和其它服务业0.260515 0.431018 0.79977 0.966591 9.705426 17.59469 13.77839 13.8104科学研究、技术服务和地质勘查业0.484645 0.564296 0.799945 1.226034 14.32933 16.28025 16.31188 21.84337农、林、 牧、渔业 1.837936 1.190657 0.951197 1.235918 9.212226 9.170937 13.49139 17.56098批发和 零售业 1.219842 1.721584 2.839404 3.57
22、9772 18.13694 17.93701 16.37032 17.77176水力、环境和公共 0.377882 0.230519 0.309692 0.364903 10.26044 10.62537 9.401478 18.116485设施管理业卫生、社会保障和社会福利业0.14412 0.065081 0.024071 0.015475 13.85152 13.05796 13.54048 18.2442文化、体育 和娱乐业0.738513 0.50631 0.382986 0.60332 20.04864 10.39556 14.16211 17.36201信息传输、计算机服务和软件
23、业1.510952 1.681799 1.698635 1.986468 8.51011 15.91974 10.36787 9.968054制造业 70.95044 70.37402 63.59302 54.65557 12.29994 12.28533 14.01917 16.24179住宿和 餐饮业 1.387004 0.928592 1.313285 1.393178 13.10115 10.54647 9.735152 12.0676租赁和商务服务业 4.658141 6.208188 6.700443 5.375048 9.878189 15.7796 12.65244 14.02
24、656资料来源：中国历年统计年鉴。从平均工资增幅上看，建筑业、交通运输、仓储及邮政业、居民服务业和其它服务业、批发和零售业增幅平稳，分别在 14%、15% 、14%、17% 左右浮动，采掘业、信息传输、计算机服务和软件增幅回落，其他大部分行业 2007 年较 2006 年平均工资出现大幅度提升，其中公共管理和社会组织、房地产、教育业表现尤为明显；在平均工资水平方面（见图 1） ，虽然信息传输、计算机服务和软件业工资增幅减缓，但绝对水平远远超出历年平均水平，遥遥领先，2007 年金融业平均工资由第二跃居第一。另外科学研究、技术服务和地质勘查业、电力、煤气及水的生产和供应业、文化、体育和娱乐业、交
25、通运输、仓储业及邮电业、卫生、体育和娱乐业均超出行业平均工资；从工资收入总量来看垄断行业职工平均工资远超过全国平均水平。根据国家统计局的统计数据，2007 年职工平均工资最高的是金融业，平均工资为 49435 元，其次是信息传输、计算机服务和软件业，达到了 49225 元，农、林、牧、渔业工资最低仅为 11086 元，行业平均工资为 27582.79 元，最高的垄断行业工资约为行业平均工资的 2 倍，最低行业工资的 4.5 倍。从垄断行业和非垄断行业工资之间的差距来看，垄断行业与其他行业工资差距呈逐渐加大的趋势。据计算 2004 年的行业职工工资的标准差仅为 6105.31,2007 年达到了
26、 9965.11。在这里，笔者需要强调，现在行业间工资差距是如何表现，即不论目前行业间工资差距总体是变大或变小，这和本文探究的要素价格均等化定理是否能扩展用应用到行业，即外资的引入是否缩小行业工资差距是两个维度的研究，二者的结论不会矛盾。6各 行 业 平 均 工 资70001400021000280003500042000490002003 2004 2005 2006 2007年 份采 掘 业电 力 、 煤 气 及 水 的 生 产 和 供 应业房 地 产 业公 共 管 理 和 社 会 组 织建 筑 业交 通 运 输 、 仓 储 及 邮 政 业教 育金 融 业居 民 服 务 业 和 其 它 服
27、 务 业科 学 研 究 、 技 术 服 务 和 地 质 勘查 业农 、 林 、 牧 、 渔 业批 发 和 零 售 业水 利 、 环 境 和 公 共 设 施 管 理 业卫 生 、 社 会 保 障 和 社 会 福 利 业文 化 、 体 育 和 娱 乐 业信 息 传 输 、 计 算 机 服 务 和 软 件业制 造 业住 宿 和 餐 饮 业租 赁 和 商 务 服 务 业全 行 业 平 均 工 资系 列 21系 列 22系 列 23系 列 24系 列 25系 列 26系 列 27系 列 28系 列 29系 列 30系 列 31系 列 32系 列 33系 列 34系 列 35系 列 36系 列 37系 列
28、 38系 列 39系 列 40系 列 41系 列 42系 列 43系 列 44系 列 45系 列 46系 列 47系 列 48系 列 49系 列 50系 列 51系 列 52系 列 53系 列 54系 列 55系 列 56系 列 57系 列 58系 列 59系 列 60系 列 61系 列 62系 列 63系 列 64系 列 65系 列 66系 列 67系 列 68系 列 69系 列 70系 列 71系 列 72系 列 73系 列 74系 列 75系 列 76系 列 77系 列 78系 列 79系 列 80系 列 81系 列 82系 列 83系 列 84系 列 85系 列 86系 列 87系 列
29、 88系 列 89系 列 90系 列 91系 列 92系 列 93系 列 94系 列 95图 1 2003-2007 年中国行业平均工资的变动情况资料来源：中国统计年鉴 2008四、实证分析（一）模型的建立与说明根据经典经济学假设，最终产品部门的厂商，面临着一个完全竞争的产品市场，由于是在开放经济条件下，故厂商在生产要素的使用方面由国内和国外两种供给途径。相对资本要素较强的流动性而言，人力资本的国际流动摩擦阻力要大得多，故对国内代表厂商的劳动力供给仅仅立足于本国，从而构建扩展的 C-D 生产函数如下：（1）*AA11y *00Y=H()tiiiizxdxd其中 , 分别各部门使用国内、外为中间
30、产品的种类， 和 分别代表第 i 种国内、* ix*i外中间产品， 为一国的对外开放度， 为劳动力资本数量， 为外部冲击，具有马yHtz尔可夫性质(Markov Property)，即 。1 1(|,.)(|),tttkttprobzprobk故最终企业的利润最大化问题为： * * AAAA111*y *0000,max=H(.)*()-()i ftiiiiiiiiHypzxdxdxpdxpdwy7， 分别为国内、外最终产品的价格。fp*f通过上述最大化问题的一阶条件（F.O.C） ，我们得到如下关系：（2）1=(.)Hyiftwxpz（对国内中间产品的需求函数） （3）-i iftp（ ）（
31、对国外中间产品的需求函数） （4）*1-*()(.iyifx（ ）综合方程（2） （3） （4） ，得出工资是使用国外中间产品的函数， ，而一般而言*()Hwfx行业吸引外资金额很大程度上可以作为使用国外资本额的代理变量，换而言之，理论上行业吸引外资可以影响行业的工资水平。另外方程（2） ， （3）和（4）分别提供了三条国外生产要素 （即 FDI）影响我国行业工资的途径：国内、外产品的价格机制传导（方程*ix（3）&（4） ）以及结合外部冲击 产生影响如外资的技术转移与技术溢出效应等（方程tz（2）&（3） ） ， 也即吻合笔者前文在 FDI 对我国行业工资差距影响路径的复杂性以及下文FDI
32、内生性问题的分析。同时，基于本文的研究目的和面板数据的特点和本文对 FDI 行业工资影响问题探讨，并结合笔者提出的内生性问题，笔者在基本模型 的基础上进行一定的技术修整，*()Hwfx以对数形式探讨变量影响弹性，同时加入可能影响行业工资的其他控制变量，以避免遗漏重要解释变量带来的系数估计有偏和不一致的弊端，增强模型的有效性，扩展的回归模型如下：, i=1n, t=1T （5）logl +0itt itkitXwu其中 为解释变量集合（即下文中的 FDI，Indust-fdi, l.dw, edu 的集合） ，假1=.ittkt设找到 L（L K）个工具变量， 为工具变量的集合 (即下文中的 r
33、, t, l.fdi, e 1=.Zjttlt的集合)，满足秩条件 ，K 为解释变量的个数。下标 i、j、t 分别代表行业、ztrankE工具变量个数、时间， 为回归系数。 为独立同分布误差项， 为行业异质性的截距it iu项，二者构成复合扰动项（composite error term） 。在估计方法上，笔者选用广义矩估计（） ，该估计方法放松了对模型扰动项同方差和无自相关的严格假定，故 GMM 使得非球形扰动项的面板数据使用工具变量的系数估计比两阶段最小二乘法更为有效。1.变量选择及其符号预期影响一国工资水平的因素很多，基于本文的研究视角，选择的主要变量包括：dw：行业工资差异水平, 衡量
34、行业工资的趋同或差异。用各行业平均工资与总体行业8平均工资对数离差表示。FDI：行业引资状况。用实际吸引外商直接投资金额剔除物价并取对数。由于要素价格均等化的长期效应，预期系数符号为负。Indust-fdi:行业虚拟变量与 fdi 的交互项，放松对面板数据固定系数的严格假设，更具行业特性，符合实际（且后文 GMM 回归互动项系数基本显著） ，预期符号因行业而异。其它控制变量的选取：l.dw：行业工资差异的滞后期，由于内部人外部人等工资刚性的相关理论，使得行业工资的相对变动存在着一定的阻力，同时由于 l.dw 作为被解释变量的滞后期，经济变量惯性的共同作用，使得该变量预期符号为正。edu：人力资
35、本的代理变量。用各行业就业人数中，高中及以上学历（包括高中、大学、专科大学、本科和研究生）所占比表示。一般来讲，一个行业的人力资本存量越高，外资企业雇佣的劳动者素质越高，则外资企业的收益就越高，FDI 的流入量就越大。Lucas 认为人力资本存量对 FDI 的区位选择具有重要影响，造成 FDI 没有从富国流向穷国的重要原因之一就是人力资本的差异，Noorbakhsh 等人（2001）用劳动年龄人口的中学教育时间和中学加上高等教育时间这两个指标作为人力资本的代理变量，研究表明人力资本的存量和流量对于 FDI 的流入具有重要的正影响，故该变量预期符号为正。L:行业劳动人数。根据劳动市场的供求理论，
36、在劳动需求一定或变化不大的前提下，供给扩大会降低工资报酬，故预期符号为负。在单位选择上，前四个变量以美元计价，教育水平和行业劳动人数分别采用百分比和人员数。2.FDI 内生性问题的提出一方面根据经典国际经济学理论 FDI 会通过价格机制、收入机制等影响到东道国工资水平；另一方面，由于要素的逐利性，FDI 流入东道国的原因之一是利用当地低廉劳动工资的比较优势，即工资水平可以反向吸引 FDI，同时东道国劳动力市场的供求状况、受教育程度、宏观经济政策等也都会对外资的流向具有一定的引导作用，故使得东道国行业引资规模与相应行业工资具有相关性（下文在对解释变量 FDI 内生性的检验结果表明二者相关性显著）
37、 。这种内生性的存在，将会直接导致估计系数有偏，进而使分析结论无效。解决内生性问题，最好的方法是引入工具变量（Instrumental Variable） ，同时保证对工具变量的选取必须尽量满足其和目标解释变量相关，与模型的随机扰动项无关的性质。另外，通过对变量进行 Hausman 检验得出 Probchi2 = 0.0193，拒绝所有的解释变量均为外生变量的原假设，即认为模型存在内生解释变量，故应采用工具变量法。3.从实证文献中选取方程外的工具变量r:出口退税率。陈平、黄建梅（2003）运用协整分析等工具研究了出口退税政策对中国出口的影响，发现出口退税政策通过实际有效汇率对企业出口盈利水平产
38、生显著影响；郑桂环等（2004）建立起了一个趋势模型研究了出口退税政策对中国出口增长的影响结果表明出口退税政策的实施确实促进了出口增长；谢建国、陈莉莉（2008）运用出口决策模型分析认为出口退税能够有效促进中国工业制成品出口的长期增长，且存在显著的行业差异。上述研究一般认为出口退税对中国的出口增长起着显著的激励作用。由于 FDI 与出口贸易的连锁互动，即出口退税率的提高可以促进外资投资我国出口外贸行业，获取政策优惠，使得出口退税率与行业引资规模具有一定的相关性，且下文弱工具变量检验过程系数显著。t：关税率。传统的理论认为国外对东道国出口与对东道国投资具有替代关系，东道国若需吸引 FDI，应设立
39、高关税障碍。以汽车行业为例，2006 年 1 月 1 日起，我国进一步降低了 100 多个税目的进口关税，其中进口小轿车，小客车、越野车等汽车整车的关税由 30%降9至 28%。从 2006 年 7 月 1 日起，关税进一步降至 25%，而 2006 年汽车制造业新增外商直接投资项目 951 个，同比减少了 6.31%；新增吸收合同外资总额 51.8 亿美元，同比减少5.49%；实际使用外资金额 21.41 亿美元，同比减少 37.13%。 ，故关税率与我国吸引外资具有较强相关性。LFDI：行业剔除物价后实际吸收外资金额的滞后一期。模型引入该工具变量一方面是考虑到从外资进入到真正运作存在着一定
40、时滞，且经济变量本身具有一定的惯性，即自相关比较强；另一方面引入变量滞后期可以解决模型出现同期变量内生性问题。e:汇率。一方面，本国汇率水平下降,可以降低跨国公司在本国的单位生产成本，提高该国的相对竞争优势，从而促进 FDI 的流入，反之，会导致 FDI 流入的减少；另一方面，汇率下降可以提高本国出口产品的竞争力，由于资本要素的逐利性以及上文提到的外资与本国出口的链动作用，可以进一步引资投入到出口优势明显的行业。同时，现有的实证文献也证明了二者具有较强的相关关系。如：王凤丽（2008）从长期和短期的角度分析了人民币汇率和我国对外直接投资之间的均衡关系，认为不论从长期还是短期来看人民币的升值对我
41、国对外直接投资有促进作用；于津平，赵佳（2007）探讨了人民币 -美元汇率与 FDI的相互作用关系。另外除了已有文献及理论支持上述工具变量选择的合理性之外，笔者在下文也对上述工具变量外生性选择做了进一步的统计检验（见表 3） 。4.数据来源及处理由于我国 2003 年开始使用新国民经济行业分类，为保持数据的统一口径，我们选择时间跨度为 20032007 年的数据作为研究对象, 计量经济学分析软件采用 stata10.0。统计数据集拥有 19 个横截面单位，5 个时间单位时间跨度的面板数据（Panel Data） 。数据源自历年中国统计年鉴 、 中国对外经济年鉴 、 中国物价年鉴 、 中国财政年
42、鉴 、 中国劳动统计年鉴 ，手工整理得到。定义 2003 年的物价 P2003=1，折算以后各年物价指数，以此消除研究变量的物价因素。同时，将涉及的变量取其自然对数做调整，这样在不改变统计数据性质的情况下，不仅可以有效消除上述时间序列中存在的异方差，降低数据偏度以使数据得到更好的拟合，同时可以反映变量长期的绩效弹性。笔者未对时间序列数据进行平稳性及自相关处理，一方面由于 FDI 是非平衡数据 1但由于时间跨度短，自相关（可能不显著）影响不大，最主要因为下文选取的是动态回归，被解释变量的滞后期可以很强地包含时间 T 的因素，可以从一定程度上缓解一下由于被解释变量与其它解释变量之间因共同时间趋势导
43、致相关，回归显著而造成虚假回归的可能。另外分析模型的方差膨胀因子（VIF） 2，我们发现存在多重共线性，故下文在模型精确设定时，进行逐步回归，剔除影响其它变量显著性的不显著解释变量，使得最终回归系数检验效果可信度增强。（二）回归结果通过对基本模型，即模型 1 的回归，我们发现回归系数基本符合笔者前文预期的符号，但教育水平 edu 的系数虽然符合预期，但统计不显著，结合前文笔者提到的模型方差膨胀因子大于 10 的多重共线性可能，我们剔除影响其他主要解释变量显著性的 edu。同时，为了增强模型的可信度，对工具变量选取进一步修正，即通过出口退税率、关税率滞后期的组合选定，带入模型，同时检验其可靠性得
44、到模型 2-5（见表 2 和表 3） 。表 2 回归模型 1-51 2003 年公共管理、教育、金融、居民服务业和其它服务业、科学研究等行业实际外商直接无法得到，构成非平衡面板数据。2根据经验法则 VIF=maxVIF1VIFk不超过 10 则不存在多重共线性问题。10模型 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5工具变量集合 e r l.t l.fdi E r l.t l.fdi e l.r l.fdi e l.t l.fdi e r l.fdi另外由于各解释变量的单位选取的人为控制，故系数的相对大小、符号及其显著性而非估计系数的绝对大小是笔者分析 FDI 分行业对工资差距影响力度的
45、重点。表 3 工具变量的拟合效果方程的可识别性 弱工具变量检验 工具变量外生性检验模型 LM 统计量P值 结论F 统计量10% 临界值 结论Sargan 统计量 P 值 结论模型 2 29.267 0 可识别 8.191 10.27 弱 3.628 0.3046 外生模型 3 27.529 0 可识别 10.04 9.08 强 3.621 0.1636 外生模型 4 26.713 0 可识别 9.535 9.08 强 2.308 0.3154 外生模型 5 26.963 0 可识别 9.688 9.08 强 1.734 0.4201 外生从表 3 可以看出模型 2-5 中， LM 检验，p-v
46、alue 为 0，认为方程可以识别，Sargan statistic，接受原假设，认为本文选取的工具变量是有效的，都是不取决于模型的外生变量，即满足工具变量选择条件之二（与方程扰动项不相关） ；模型 3-5 中 Cragg-Donald F 统计量大于相应 10%临界值，故不存在弱工具变量问题，即满足工具变量选择条件 IV 与内生解释变量 FDI 有较强的相关性的要求。因此结合上文不拒绝外资作为内生解释变量的统计结果已经表 3 对选用工具变量有效性的检验， 笔者认为本文对工具变量的选用得到了理论（前文从实证文献中选取方程外的工具变量部分做了详细分析）和实证支持。另外，在模型的横向对比方面，模型
47、 3 中 Cragg-Donald Wald F 统计量为 10.04，相关性更强一些，模型 5 次之，表明出口退税率及关税率对我国行业引资具有重要影响；同时由于模型 5 比模型 4 工具变量相关性检验方面更强，即当期关税率比其滞后一期作为工具变量相关性强，这反映出关税对行业引资的拉动较具时效性；模型 2 与模型 3 比较，我们发现出口退税率滞后一期要比当期出口退税率对行业引资的影响更为明显，这符合笔者前文所述的出口退税率首先通过影响出口贸易，并以此作为中介链动，加大对外商直接投资的吸引力度。在 FDI 系数的显著性检验方面（表 3） ，虽然模型 3-5 变量估计系数总体差别不大，但相对而言模
48、型 3 拟合得更好，系数显著性更强，故作为我们进一步分析的主要依据。表 31 模型的回归结果变量名 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5Log(FDI) -0.086181（-1.04）-0.0112586*（-2.01）-0.01135*（-1.97）-0.0132066*（-2.23）-0.0134817*（-2.28）Log(labor) -0.0472128#（-1.31）-0.0546528*（-1.68）-0.05494*（-1.67）-0.061095*（-1.83）0.0620045*（-1.58）1 表 3 中行业名称表示行业虚拟变量与该行业吸引外资生成的交互项，
49、即前文中的 Indust-fdi。11工资对数离差滞后期0.6816635*（10.54）0.6859523*（10.71）0.685889*（10.71）0.6845236*（10.57）0.6843219*（10.55）Edu 0.0002973（0.34）无 无 无 无电力、煤气及水的生产和供应业0.0011749（0.43）0.0018556（0.98）0.001854（0.98）0.0018174（0.95）0.001812（0.95）房地产业 -0.0074175*（-2.23）-0.0068014*（-2.46）-0.00681*（-2.46）-0.0069448*（-2.48）-0.0069651*（-2.48）公共管理和社会组织-0.0074925（-1.1）-0.0059781
