范愛軍2009 年12 月4 日實體資本跨國流動對東道國行業(yè)工資趨同化的影響

1、管理世界2010年第3期論文題目：實體資本跨國流動對東道國行業(yè)工資趨同化的影響 范愛軍 劉偉華（山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 濟(jì)南 250100）英文題目： 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)作者簡介：范愛軍(1955-) 男 ，漢族，山東省海陽市人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。中國世界經(jīng)濟(jì)學(xué)會常務(wù)理事，享受國

2、務(wù)院政府特殊津貼，山東省有突出貢獻(xiàn)中青年專家。主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)和國際經(jīng)貿(mào)問題研究。已在國內(nèi)外重要學(xué)術(shù)期刊發(fā)表論文180余篇，近期發(fā)表的相關(guān)論文主要有： 1、“中國各類出口產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢實證分析” 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)2002年第2期；2、“十五”中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的幾個問題綜述 經(jīng)濟(jì)研究2000年第7期；3、中國工業(yè)品的國際競爭力 世界經(jīng)濟(jì)2006年第11期；4、中國對東盟地區(qū)的貿(mào)易流量分析 亞太經(jīng)濟(jì)2008年第3期；5、出口貿(mào)易對我國三次產(chǎn)業(yè)勞動力流向的影響分析 世界經(jīng)濟(jì)研究2008年第5期；6、中國技術(shù)效率的地區(qū)差異與增長收斂 經(jīng)濟(jì)學(xué)家2009年4期。第二作者簡介：劉偉華（1985-）女，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)

3、學(xué)院碩士研究生。作者信址：濟(jì)南市山大南路27號山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院辦公室，范愛軍收郵政編碼：250100范愛軍聯(lián)系電話手機(jī)），（0531）88364625(O)，88363939（H）電子信箱： 范愛軍 2009年12月4日實體資本跨國流動對東道國行業(yè)工資趨同化的影響本文得到山東大學(xué)“985工程”三期創(chuàng)新基地建設(shè)項目資助和教育部哲學(xué)社會科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項目（項目編號：06JZD0015）的資助。文責(zé)自負(fù)。摘要：本文從要素價格均等化理論入手，試將其進(jìn)行行業(yè)擴(kuò)展，進(jìn)一步探究其理論適用性。同時，根據(jù)已有理論提出相關(guān)假設(shè)，并以此作為研究視角，利用我國2

4、003-2007年19個行業(yè)的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為觀測對象建立面板數(shù)據(jù)模型,分行業(yè)實證實體資本的跨國流動對我國行業(yè)工資差距的影響。研究表明，總體上行業(yè)引資對我國行業(yè)間工資差距的減少具有正向促進(jìn)作用，但同時，由于行業(yè)特征、引資規(guī)模以及引資質(zhì)量的不同使得FDI對不同行業(yè)工資波動程度具有異質(zhì)性。關(guān)鍵詞：行業(yè)工資差異 內(nèi)生性 總體矩估計一、引言雖然此次金融風(fēng)暴使得全球經(jīng)濟(jì)放緩，但憑借經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展和投資環(huán)境的日趨完善，中國依然成為吸引外資最多的發(fā)展中國家之一。多年來，F(xiàn)DI浪潮的涌入不僅帶動了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對我國勞動市場也產(chǎn)生了重要影響。根據(jù)要素價格均等化定理，當(dāng)某一要素流入密集使用該要素的產(chǎn)品時，會降

5、低產(chǎn)品中該要素的報酬，相對提高其它要素的價格。FDI作為一種資本要素引入我國，長期也會遵循資本邊際報酬遞減的規(guī)律，隨著產(chǎn)品中資本勞動比的不斷上升，其不可避免地會對我國勞動力工資產(chǎn)生重要影響。如果對不同行業(yè)不同規(guī)模的引資同時試推要素價格均等化定理，不禁會引發(fā)如下思考：目前分行業(yè)引資對我國行業(yè)間勞動工資差距的凈影響是否顯著？如若顯著，主要表現(xiàn)在哪些行業(yè)？該凈效應(yīng)是遵循要素價格均等化定理促使我國行業(yè)工資趨同化還是與之背離加大行業(yè)間的收入分配差距？這種工資影響的凈效應(yīng)是否存在著明顯的行業(yè)差異性？另外，隨著我國引資規(guī)模的不斷攀升，其行業(yè)傾向也日趨明顯，結(jié)合國內(nèi)不同行業(yè)的固有屬性、分行業(yè)引資規(guī)模、質(zhì)量及F

6、DI的水平技術(shù)溢出效應(yīng)與工資溢出效應(yīng)，使得目前FDI對我國不同行業(yè)工資差距影響的凈效應(yīng)進(jìn)一步不確定化和復(fù)雜化。筆者認(rèn)為，F(xiàn)DI對我國行業(yè)工資差距影響路徑的復(fù)雜性主要體現(xiàn)在以下四方面的不同：首先，F(xiàn)DI不同量。作為我國資本的補(bǔ)充，外資逐利性的特點使其必然會較多流入資本報酬相對高的行業(yè)，因此不同行業(yè)外資流入的絕對比重和相對比重不同，存在著行業(yè)引資的規(guī)模差異。其次，F(xiàn)DI不同質(zhì)。我國行業(yè)引資隨宏觀政策、中觀環(huán)境等外生影響變量動態(tài)變化,且知識、技術(shù)密集型的行業(yè)外資流加大，這大大提高了FDI的知識與技術(shù)含量，進(jìn)而促進(jìn)了我國勞動生產(chǎn)率的提高，影響我國相關(guān)行業(yè)工資。第三，由于行業(yè)的固有屬性，不同行業(yè)資本勞動

7、的有機(jī)構(gòu)成差異較大，這樣即使運用比較靜態(tài)分析，鎖住引入FDI的質(zhì)和量，引入單位同質(zhì)的FDI也會對不同要素密集型行業(yè)的工資產(chǎn)生不同影響。最后，通過不同行業(yè)FDI對相應(yīng)內(nèi)資企業(yè)工資的水平溢出效應(yīng)不同，加成、復(fù)合FDI對行業(yè)工資差距的影響力度。行業(yè)和企業(yè)層面實證的基本結(jié)論表明外資企業(yè)比國內(nèi)企業(yè)支付更高的工資，這樣會對內(nèi)資企業(yè)的工資拉動產(chǎn)生影響，如Aitken，Harrison和Lipsey（1996）研究發(fā)現(xiàn)在墨西哥和委內(nèi)瑞拉，外資企業(yè)有增加行業(yè)平均工資的傾向，因此行業(yè)外資可通過對內(nèi)資工資的水平溢出效應(yīng)作為間接路徑，進(jìn)一步影響我國不同行業(yè)的工資差距?；谏鲜鲇绊懧窂綇?fù)雜性的分析及筆者提出的幾點思考，

8、使得本文細(xì)化FDI工資效應(yīng)的研究具有一定的理論和現(xiàn)實價值。文章的第二部分通過綜述現(xiàn)有文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)相關(guān)研究存在著一定的理論和實證空白，提出可能的相關(guān)假設(shè)及研究的立足點；第三部分對研究變量進(jìn)行統(tǒng)計分析，指出存在的內(nèi)生性問題及其解決方法；第四部分建模，量化不同行業(yè)實體資本流動對于我國行業(yè)間工資趨同化的影響；最后，總結(jié)實證結(jié)果，并結(jié)合我國目前行業(yè)工資發(fā)展現(xiàn)狀探究相關(guān)原因。二、研究現(xiàn)狀及本文視角（一）文獻(xiàn)簡要總結(jié)與評價目前，已有相關(guān)文獻(xiàn)中FDI對東道國工資水平影響的研究主要集中在三個層面：一是內(nèi)、外資企業(yè)水平工資的比較，如Yaohui Zhao(2001)， 邵永發(fā)（2004）等，經(jīng)驗數(shù)據(jù)一般支持外資公司

9、支付高工資的假說；二是圍繞外資對內(nèi)資企業(yè)的工資溢出效應(yīng),如Aitken，Harrison，Lipsey（1996）等。對于一些國家如英國、美國、印度尼西亞、波蘭等國，外商直接投資對于國內(nèi)企業(yè)的工資水平有正的影響，而對另一些國家如墨西哥、委內(nèi)瑞拉、保加利亞、羅馬尼亞影響不大甚至為負(fù)。陳麗敏，謝懷筑（2004）認(rèn)為FD I的流入只導(dǎo)致外資部門工資水平的提高,而未發(fā)生工資溢出效應(yīng),即當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的工資水平并未同步提高，因而外資和當(dāng)?shù)仄髽I(yè)之間存在顯著的工資差異；樓海淼、姜東升和韓琳( 2004)運用分布滯后模型對1989- 2002 年國內(nèi)9 個地區(qū)的外國直接投資和當(dāng)?shù)芈毠て骄べY進(jìn)行分析, 發(fā)現(xiàn)FDI

10、對各地區(qū)職工平均工資的提高有著較大的影響；第三是FDI對我國異質(zhì)勞動力工資差異及地區(qū)收入分配不均的影響。如Yaohui Zhao（2001）實證認(rèn)為外資對內(nèi)資企業(yè)的工資溢價在不同的教育背景上分配不一樣。受教育少的工人在國有企業(yè)中比在外資企業(yè)中賺得更多，而受教育多的人在外資企業(yè)中比國有企業(yè)中賺得更多，如謝小青(2005) ，龍嬌云( 2004) 認(rèn)為FD I對熟練工的積極影響要大于對非熟練工的影響。在外資對收入分配影響的研究方面，國內(nèi)外學(xué)者則得出不同的結(jié)論。Chung Chen,Lawrence Chang 和Yiming Zhang (1995)的研究報告指出外商直接投資加劇了中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展

11、的不平衡和地區(qū)間的工資分配不平等；趙瑩( 2003)從對外開放的角度在理論和實證上研究中國改革開放對收入差距的影響, 結(jié)果表明, 伴隨著對外開放而來的大量外商直接投資和外資企業(yè)支付的效率工資, 使素質(zhì)較高的技術(shù)工人的工資大大上升,擴(kuò)大了中國的收入差距；然而，也有相關(guān)學(xué)者贊同引進(jìn)FD是縮小我國地區(qū)間工資率差距的有效途徑。宣燁，趙曙東（2005）認(rèn)為FDI越是集中的地區(qū)越能提高當(dāng)?shù)氐膭趧恿屯恋氐纫氐膬r格；勞動力跨地區(qū)流動可以擴(kuò)散這種效應(yīng)。降低勞動力跨地區(qū)流動障礙，促進(jìn)勞動力跨地區(qū)的流動；引導(dǎo)FDI(包括國內(nèi)資本)轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)相對落后的地區(qū)，擴(kuò)大FDI的價格效應(yīng)是縮小我國地區(qū)間工資率差距的有效途徑；

12、 同樣，何璋、覃東海( 2003) 以中國為例進(jìn)行跨省研究也得出相似結(jié)論，他們認(rèn)為以外商直接投資/GDP 比值所表示的開放程度與收入分配之間存在明顯的反向關(guān)系, 即FDI比重的增加會縮小中國的收入差距。雖然國內(nèi)外學(xué)者已有大量理論和經(jīng)驗研究從不同角度分析外資的引入對東道國工資的影響，但仔細(xì)分析，我們不難發(fā)現(xiàn)FDI工資效應(yīng)的文獻(xiàn)主要是立足東道國或東道國某一行業(yè)、地區(qū)整體工資水平的研究，抑或圍繞不同質(zhì)勞動力（受教育、技能水平的高低不同）工資分配展開，而行業(yè)間的相關(guān)研究非常薄弱，細(xì)化到中觀行業(yè)層面的聯(lián)合、對比分析就更為鮮見。（二）筆者假設(shè)與立足點根據(jù)要素價格均等化定理，筆者認(rèn)為從長期看，引入FDI總體

13、上是降低行業(yè)間的工資差異，但對于具體行業(yè)，由于其行業(yè)屬性（如壟斷程度、人力資本需求等門檻效應(yīng)）的不同，使得FDI在對行業(yè)內(nèi)要素的影響上具有差異性。一般而言，競爭性較強(qiáng)的行業(yè)，其內(nèi)部工資差異大都較小，在完全競爭市場的假定下，長期也會導(dǎo)致勞動價格相對均等化。筆者這里所謂的相對均等化即最終行業(yè)工資差額應(yīng)趨向常數(shù)而非零，對人力資本要求高的行業(yè)（如信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、金融業(yè)等）支付圍繞其人力資本回報的應(yīng)得的高工資，而對人力資本要求低的行業(yè)（如農(nóng)、林、牧、漁業(yè)）支付報酬相對較低。這種勞動收益率相對平均化的趨勢是市場化下要素自由流動的必然結(jié)果，因為實體資本在全球范圍內(nèi)的互通流動，使得東道國、乃至東

14、道國各行業(yè)資本要素對生產(chǎn)函數(shù)的約束力減弱，故人力資本的高低可作為衡量工資水平的重要標(biāo)準(zhǔn)。同時，之所以做此推斷其中一個重要前提是：實體資本FDI要比人力資本（勞動力）的流動性更強(qiáng)，而這一點符合目前國際要素流動的現(xiàn)狀?；谇拔乃鲂袠I(yè)引資的四點不同，筆者進(jìn)一步提出假設(shè)，在短期，對于資本密集型行業(yè)，外資引入以前，資本相對稀缺，該行業(yè)工資低于行業(yè)平均水平，純粹資本 此處純粹資本指技術(shù)、管理經(jīng)驗較少，純粹簡單資本占主體，與下文以“大禮包”形式的外資相對應(yīng)，即反映FDI不同質(zhì)。的引入使得行業(yè)資本的稀缺性降低，勞動價格相對提升，從而縮小了該行業(yè)工資與行業(yè)平均工資的差距。另一方面，由于FDI不同質(zhì)，對于人力資

15、本要求高的行業(yè)，非純粹的FDI可視作純粹資本、先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗的“大禮包”，F(xiàn)DI中非純粹資本因素和擁有較高人力資本含量的行業(yè)勞動力有機(jī)結(jié)合，則可以進(jìn)一步提高該行業(yè)人力資本含量，提高其勞動生產(chǎn)率，故可能反而提升相應(yīng)行業(yè)的工資水平，加大該行業(yè)工資與行業(yè)平均工資的差距，或者雖然無法提高相應(yīng)行業(yè)工資水平但至少削弱、減緩了因引進(jìn)資本要素導(dǎo)致相對價格（利率、工資）相對均等化的進(jìn)程。本文旨在以假設(shè)作為契機(jī)，通過2003-2007年的最新面板數(shù)據(jù)量化分析現(xiàn)階段該凈效應(yīng)的大小及方向，以期回答前文提出的幾點思考。另外，通過行業(yè)間的聯(lián)合、對比分析，實證外資對不同行業(yè)工資與行業(yè)平均工資差距影響的大小，檢驗前文提出

16、的FDI對行業(yè)工資影響的相關(guān)假設(shè)，關(guān)注FDI工資效應(yīng)是否具有明顯的行業(yè)異質(zhì)作用，同時力求作出相關(guān)解釋。三、研究變量的統(tǒng)計描述從2004-2007年我國19個行業(yè)引資規(guī)模看，制造業(yè)一直以來是我國吸引外資的重頭行業(yè)，結(jié)合我國制造業(yè)主要生產(chǎn)勞動密集型產(chǎn)品的特點，這一現(xiàn)象同主流觀點認(rèn)為的外資進(jìn)入旨在利用我國勞動力豐富的比較優(yōu)勢相一致。但縱向來看，制造業(yè)吸引外資占我國引資總量的比重持續(xù)下降，由2004年的70.95%下降到54.66%。該趨勢一方面由于印度等同樣具有低廉勞動力優(yōu)勢的發(fā)展中國家進(jìn)一步開放，使得國際資本流動在國別選擇上具有一定的替代效應(yīng)，另一方面我國引資傾斜優(yōu)惠政策等因素使得其他行業(yè)尤其是服

17、務(wù)業(yè)的引資比重不斷上升，這也可以部分解釋制造業(yè)引資比重的逐年下降；批發(fā)和零售業(yè)、信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、居民服務(wù)業(yè)和其它服務(wù)業(yè)引資比重平穩(wěn)遞增；值得注意的是，房地產(chǎn)業(yè)引資所占比重僅次于制造業(yè)，雖然2005年相對比重略有回落到8.982%，但第二年反彈至13.06%，2007年該比重激增至22.86%，這與我國相應(yīng)年度房地產(chǎn)泡沫的微漲相吻合，也可以側(cè)面反映外資可能是我國房價飆升的一個助推之一；四年內(nèi)（20042007），公共管理和社會組織、水力、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)引資所占比重較小，均不超過0.5%，縱向比較數(shù)據(jù)變化幅度也不太大；與2006年數(shù)據(jù)相比，2007年

18、電力、煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)的引資比重具有較大降幅。與之相似，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)引資比重2007年也有明顯的下降（見表1）。表1 中國不同行業(yè)的引資占比及其行業(yè)平均工資變動情況行業(yè)吸引外資所占比例（%）平均工資增幅（%）行業(yè)20042005200620072004200520062007采掘業(yè)0.887350.5883990.7307450.65461323.3299222.2353917.9821616.60982電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)1.8740562.3114422.033241.43450616.2809314.9873914.72517.5352房地產(chǎn)業(yè)9.8138748.9815

19、1313.0584322.855718.9046689.9882439.70312417.03871公共管理 和社會組織0.0029690.0061330.0112190.00058813.3650916.4461411.5971723.10886建筑業(yè)1.2726050.8126031.0917220.58078411.2563212.2787814.4232114.33622交通運輸、 倉儲及 郵政業(yè)2.0993743.0042433.1495252.68398615.0754416.1634315.3194115.4774教育0.0633510.0294240.0466510.04341

20、413.0425713.47314.4233923.79105金融業(yè)0.4164280.3641790.4660220.34411820.1496219.4425921.8815925.85285居民服務(wù)業(yè)和其它服務(wù)業(yè)0.2605150.4310180.799770.9665919.70542617.5946913.7783913.8104科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)0.4846450.5642960.7999451.22603414.3293316.2802516.3118821.84337農(nóng)、林、 牧、漁業(yè)1.8379361.1906570.9511971.2359189.2122269

21、.17093713.4913917.56098批發(fā)和 零售業(yè)1.2198421.7215842.8394043.57977218.1369417.9370116.3703217.77176水力、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)0.3778820.2305190.3096920.36490310.2604410.625379.40147818.11648衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)0.144120.0650810.0240710.01547513.8515213.0579613.5404818.2442文化、體育 和娛樂業(yè)0.7385130.506310.3829860.6033220.0486410.395

22、5614.1621117.36201信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)1.5109521.6817991.6986351.9864688.5101115.9197410.367879.968054制造業(yè)70.9504470.3740263.5930254.6555712.2999412.2853314.0191716.24179住宿和 餐飲業(yè)1.3870040.9285921.3132851.39317813.1011510.546479.73515212.0676租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)4.6581416.2081886.7004435.3750489.87818915.779612.6524414.02

23、656資料來源：中國歷年統(tǒng)計年鑒。從平均工資增幅上看，建筑業(yè)、交通運輸、倉儲及郵政業(yè)、居民服務(wù)業(yè)和其它服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)增幅平穩(wěn)，分別在14%、15%、14%、17%左右浮動，采掘業(yè)、信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件增幅回落，其他大部分行業(yè)2007年較2006年平均工資出現(xiàn)大幅度提升，其中公共管理和社會組織、房地產(chǎn)、教育業(yè)表現(xiàn)尤為明顯；在平均工資水平方面（見圖1），雖然信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)工資增幅減緩，但絕對水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出歷年平均水平，遙遙領(lǐng)先，2007年金融業(yè)平均工資由第二躍居第一。另外科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、文化、體育和娛樂業(yè)、交通運輸、倉儲業(yè)及郵電

24、業(yè)、衛(wèi)生、體育和娛樂業(yè)均超出行業(yè)平均工資；從工資收入總量來看壟斷行業(yè)職工平均工資遠(yuǎn)超過全國平均水平。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2007年職工平均工資最高的是金融業(yè)，平均工資為49435元，其次是信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，達(dá)到了49225元，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)工資最低僅為11086元，行業(yè)平均工資為27582.79元，最高的壟斷行業(yè)工資約為行業(yè)平均工資的2倍，最低行業(yè)工資的4.5倍。從壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)工資之間的差距來看，壟斷行業(yè)與其他行業(yè)工資差距呈逐漸加大的趨勢。據(jù)計算2004年的行業(yè)職工工資的標(biāo)準(zhǔn)差僅為6105.31,2007年達(dá)到了9965.11。在這里，筆者需要強(qiáng)調(diào)，現(xiàn)在行業(yè)間工資差

25、距是如何表現(xiàn)，即不論目前行業(yè)間工資差距總體是變大或變小，這和本文探究的要素價格均等化定理是否能擴(kuò)展用應(yīng)用到行業(yè)，即外資的引入是否縮小行業(yè)工資差距是兩個維度的研究，二者的結(jié)論不會矛盾。圖1 2003-2007年中國行業(yè)平均工資的變動情況資料來源：中國統(tǒng)計年鑒2008四、實證分析（一）模型的建立與說明根據(jù)經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)，最終產(chǎn)品部門的廠商，面臨著一個完全競爭的產(chǎn)品市場，由于是在開放經(jīng)濟(jì)條件下，故廠商在生產(chǎn)要素的使用方面由國內(nèi)和國外兩種供給途徑。相對資本要素較強(qiáng)的流動性而言，人力資本的國際流動摩擦阻力要大得多，故對國內(nèi)代表廠商的勞動力供給僅僅立足于本國，從而構(gòu)建擴(kuò)展的C-D生產(chǎn)函數(shù)如下： （1）其中

26、, 分別各部門使用國內(nèi)、外為中間產(chǎn)品的種類，和分別代表第i種國內(nèi)、外中間產(chǎn)品，為一國的對外開放度，為勞動力資本數(shù)量，為外部沖擊，具有馬爾可夫性質(zhì)(Markov Property)，即。故最終企業(yè)的利潤最大化問題為：，分別為國內(nèi)、外最終產(chǎn)品的價格。通過上述最大化問題的一階條件（F.O.C），我們得到如下關(guān)系： （2）（對國內(nèi)中間產(chǎn)品的需求函數(shù)） （3）（對國外中間產(chǎn)品的需求函數(shù)） （4）綜合方程（2）（3）（4），得出工資是使用國外中間產(chǎn)品的函數(shù)，而一般而言行業(yè)吸引外資金額很大程度上可以作為使用國外資本額的代理變量，換而言之，理論上行業(yè)吸引外資可以影響行業(yè)的工資水平。另外方程（2），（3）和（4

27、）分別提供了三條國外生產(chǎn)要素（即FDI）影響我國行業(yè)工資的途徑：國內(nèi)、外產(chǎn)品的價格機(jī)制傳導(dǎo)（方程（3）&（4）以及結(jié)合外部沖擊產(chǎn)生影響如外資的技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)溢出效應(yīng)等（方程（2）&（3）， 也即吻合筆者前文在FDI對我國行業(yè)工資差距影響路徑的復(fù)雜性以及下文FDI內(nèi)生性問題的分析。同時，基于本文的研究目的和面板數(shù)據(jù)的特點和本文對FDI行業(yè)工資影響問題探討，并結(jié)合筆者提出的內(nèi)生性問題，筆者在基本模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行一定的技術(shù)修整，以對數(shù)形式探討變量影響彈性，同時加入可能影響行業(yè)工資的其他控制變量，以避免遺漏重要解釋變量帶來的系數(shù)估計有偏和不一致的弊端，增強(qiáng)模型的有效性，擴(kuò)展的回歸模型如下： , i=1

28、n, t=1T （5）其中為解釋變量集合（即下文中的FDI，Indust-fdi, l.dw, edu的集合），假設(shè)找到L（LK）個工具變量，為工具變量的集合(即下文中的r, t, l.fdi, e 的集合)，滿足秩條件，K為解釋變量的個數(shù)。下標(biāo)i、j、t分別代表行業(yè)、工具變量個數(shù)、時間，為回歸系數(shù)。為獨立同分布誤差項，為行業(yè)異質(zhì)性的截距項，二者構(gòu)成復(fù)合擾動項（composite error term）。在估計方法上，筆者選用廣義矩估計（），該估計方法放松了對模型擾動項同方差和無自相關(guān)的嚴(yán)格假定，故GMM使得非球形擾動項的面板數(shù)據(jù)使用工具變量的系數(shù)估計比兩階段最小二乘法更為有效。1.變量選擇及

29、其符號預(yù)期影響一國工資水平的因素很多，基于本文的研究視角，選擇的主要變量包括：dw：行業(yè)工資差異水平, 衡量行業(yè)工資的趨同或差異。用各行業(yè)平均工資與總體行業(yè)平均工資對數(shù)離差表示。FDI：行業(yè)引資狀況。用實際吸引外商直接投資金額剔除物價并取對數(shù)。由于要素價格均等化的長期效應(yīng)，預(yù)期系數(shù)符號為負(fù)。Indust-fdi:行業(yè)虛擬變量與fdi的交互項，放松對面板數(shù)據(jù)固定系數(shù)的嚴(yán)格假設(shè)，更具行業(yè)特性，符合實際（且后文GMM回歸互動項系數(shù)基本顯著），預(yù)期符號因行業(yè)而異。其它控制變量的選?。簂.dw：行業(yè)工資差異的滯后期，由于內(nèi)部人外部人等工資剛性的相關(guān)理論，使得行業(yè)工資的相對變動存在著一定的阻力，同時由于l

30、.dw作為被解釋變量的滯后期，經(jīng)濟(jì)變量慣性的共同作用，使得該變量預(yù)期符號為正。edu：人力資本的代理變量。用各行業(yè)就業(yè)人數(shù)中，高中及以上學(xué)歷（包括高中、大學(xué)、?？拼髮W(xué)、本科和研究生）所占比表示。一般來講，一個行業(yè)的人力資本存量越高，外資企業(yè)雇傭的勞動者素質(zhì)越高，則外資企業(yè)的收益就越高，F(xiàn)DI的流入量就越大。Lucas認(rèn)為人力資本存量對FDI的區(qū)位選擇具有重要影響，造成FDI沒有從富國流向窮國的重要原因之一就是人力資本的差異，Noorbakhsh等人（2001）用勞動年齡人口的中學(xué)教育時間和中學(xué)加上高等教育時間這兩個指標(biāo)作為人力資本的代理變量，研究表明人力資本的存量和流量對于FDI的流入具有重要

31、的正影響，故該變量預(yù)期符號為正。L:行業(yè)勞動人數(shù)。根據(jù)勞動市場的供求理論，在勞動需求一定或變化不大的前提下，供給擴(kuò)大會降低工資報酬，故預(yù)期符號為負(fù)。在單位選擇上，前四個變量以美元計價，教育水平和行業(yè)勞動人數(shù)分別采用百分比和人員數(shù)。2.FDI內(nèi)生性問題的提出一方面根據(jù)經(jīng)典國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論FDI會通過價格機(jī)制、收入機(jī)制等影響到東道國工資水平；另一方面，由于要素的逐利性，F(xiàn)DI流入東道國的原因之一是利用當(dāng)?shù)氐土畡趧庸べY的比較優(yōu)勢，即工資水平可以反向吸引FDI，同時東道國勞動力市場的供求狀況、受教育程度、宏觀經(jīng)濟(jì)政策等也都會對外資的流向具有一定的引導(dǎo)作用，故使得東道國行業(yè)引資規(guī)模與相應(yīng)行業(yè)工資具有相關(guān)性

32、（下文在對解釋變量FDI內(nèi)生性的檢驗結(jié)果表明二者相關(guān)性顯著）。這種內(nèi)生性的存在，將會直接導(dǎo)致估計系數(shù)有偏，進(jìn)而使分析結(jié)論無效。解決內(nèi)生性問題，最好的方法是引入工具變量（Instrumental Variable），同時保證對工具變量的選取必須盡量滿足其和目標(biāo)解釋變量相關(guān)，與模型的隨機(jī)擾動項無關(guān)的性質(zhì)。另外，通過對變量進(jìn)行Hausman 檢驗得出Probchi2 = 0.0193，拒絕所有的解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，即認(rèn)為模型存在內(nèi)生解釋變量，故應(yīng)采用工具變量法。3.從實證文獻(xiàn)中選取方程外的工具變量r:出口退稅率。陳平、黃建梅（2003）運用協(xié)整分析等工具研究了出口退稅政策對中國出口的影響，

33、發(fā)現(xiàn)出口退稅政策通過實際有效匯率對企業(yè)出口盈利水平產(chǎn)生顯著影響；鄭桂環(huán)等（2004）建立起了一個趨勢模型研究了出口退稅政策對中國出口增長的影響結(jié)果表明出口退稅政策的實施確實促進(jìn)了出口增長；謝建國、陳莉莉（2008）運用出口決策模型分析認(rèn)為出口退稅能夠有效促進(jìn)中國工業(yè)制成品出口的長期增長，且存在顯著的行業(yè)差異。上述研究一般認(rèn)為出口退稅對中國的出口增長起著顯著的激勵作用。由于FDI與出口貿(mào)易的連鎖互動，即出口退稅率的提高可以促進(jìn)外資投資我國出口外貿(mào)行業(yè)，獲取政策優(yōu)惠，使得出口退稅率與行業(yè)引資規(guī)模具有一定的相關(guān)性，且下文弱工具變量檢驗過程系數(shù)顯著。t：關(guān)稅率。傳統(tǒng)的理論認(rèn)為國外對東道國出口與對東道國

34、投資具有替代關(guān)系，東道國若需吸引FDI，應(yīng)設(shè)立高關(guān)稅障礙。以汽車行業(yè)為例，2006年1月1日起，我國進(jìn)一步降低了100多個稅目的進(jìn)口關(guān)稅，其中進(jìn)口小轎車，小客車、越野車等汽車整車的關(guān)稅由30%降至28%。從2006年7月1日起，關(guān)稅進(jìn)一步降至25%，而2006年汽車制造業(yè)新增外商直接投資項目951個，同比減少了6.31%；新增吸收合同外資總額51.8億美元，同比減少5.49%；實際使用外資金額21.41億美元，同比減少37.13%。，故關(guān)稅率與我國吸引外資具有較強(qiáng)相關(guān)性。LFDI：行業(yè)剔除物價后實際吸收外資金額的滯后一期。模型引入該工具變量一方面是考慮到從外資進(jìn)入到真正運作存在著一定時滯，且經(jīng)

35、濟(jì)變量本身具有一定的慣性，即自相關(guān)比較強(qiáng)；另一方面引入變量滯后期可以解決模型出現(xiàn)同期變量內(nèi)生性問題。e:匯率。一方面，本國匯率水平下降,可以降低跨國公司在本國的單位生產(chǎn)成本，提高該國的相對競爭優(yōu)勢，從而促進(jìn)FDI的流入，反之，會導(dǎo)致FDI流入的減少；另一方面，匯率下降可以提高本國出口產(chǎn)品的競爭力，由于資本要素的逐利性以及上文提到的外資與本國出口的鏈動作用，可以進(jìn)一步引資投入到出口優(yōu)勢明顯的行業(yè)。同時，現(xiàn)有的實證文獻(xiàn)也證明了二者具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。如：王鳳麗（2008）從長期和短期的角度分析了人民幣匯率和我國對外直接投資之間的均衡關(guān)系，認(rèn)為不論從長期還是短期來看人民幣的升值對我國對外直接投資有促

36、進(jìn)作用；于津平，趙佳（2007）探討了人民幣-美元匯率與FDI的相互作用關(guān)系。另外除了已有文獻(xiàn)及理論支持上述工具變量選擇的合理性之外，筆者在下文也對上述工具變量外生性選擇做了進(jìn)一步的統(tǒng)計檢驗（見表3）。4.數(shù)據(jù)來源及處理由于我國2003年開始使用新國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的統(tǒng)一口徑，我們選擇時間跨度為20032007年的數(shù)據(jù)作為研究對象, 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件采用stata10.0。統(tǒng)計數(shù)據(jù)集擁有19個橫截面單位，5個時間單位時間跨度的面板數(shù)據(jù)（Panel Data）。數(shù)據(jù)源自歷年中國統(tǒng)計年鑒、中國對外經(jīng)濟(jì)年鑒、中國物價年鑒、中國財政年鑒、中國勞動統(tǒng)計年鑒，手工整理得到。定義2003年的物價

37、P2003=1，折算以后各年物價指數(shù)，以此消除研究變量的物價因素。同時，將涉及的變量取其自然對數(shù)做調(diào)整，這樣在不改變統(tǒng)計數(shù)據(jù)性質(zhì)的情況下，不僅可以有效消除上述時間序列中存在的異方差，降低數(shù)據(jù)偏度以使數(shù)據(jù)得到更好的擬合，同時可以反映變量長期的績效彈性。筆者未對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性及自相關(guān)處理，一方面由于FDI是非平衡數(shù)據(jù) 2003年公共管理、教育、金融、居民服務(wù)業(yè)和其它服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究等行業(yè)實際外商直接無法得到，構(gòu)成非平衡面板數(shù)據(jù)。但由于時間跨度短，自相關(guān)（可能不顯著）影響不大，最主要因為下文選取的是動態(tài)回歸，被解釋變量的滯后期可以很強(qiáng)地包含時間T的因素，可以從一定程度上緩解一下由于被解釋變量

38、與其它解釋變量之間因共同時間趨勢導(dǎo)致相關(guān)，回歸顯著而造成虛假回歸的可能。另外分析模型的方差膨脹因子（VIF）根據(jù)經(jīng)驗法則VIF=maxVIF1VIFk不超過10則不存在多重共線性問題。，我們發(fā)現(xiàn)存在多重共線性，故下文在模型精確設(shè)定時，進(jìn)行逐步回歸，剔除影響其它變量顯著性的不顯著解釋變量，使得最終回歸系數(shù)檢驗效果可信度增強(qiáng)。（二）回歸結(jié)果通過對基本模型，即模型1的回歸，我們發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)基本符合筆者前文預(yù)期的符號，但教育水平edu的系數(shù)雖然符合預(yù)期，但統(tǒng)計不顯著，結(jié)合前文筆者提到的模型方差膨脹因子大于10的多重共線性可能，我們剔除影響其他主要解釋變量顯著性的edu。同時，為了增強(qiáng)模型的可信度，對工

39、具變量選取進(jìn)一步修正，即通過出口退稅率、關(guān)稅率滯后期的組合選定，帶入模型，同時檢驗其可靠性得到模型2-5（見表2和表3）。表2 回歸模型1-5模型模型 1模型 2模型 3模型 4模型5工具變量集合e r l.t l.fdiE r l.t l.fdie l.r l.fdie l.t l.fdie r l.fdi另外由于各解釋變量的單位選取的人為控制，故系數(shù)的相對大小、符號及其顯著性而非估計系數(shù)的絕對大小是筆者分析FDI分行業(yè)對工資差距影響力度的重點。表3 工具變量的擬合效果模型方程的可識別性弱工具變量檢驗工具變量外生性檢驗LM 統(tǒng)計量P值結(jié)論F 統(tǒng)計量10% 臨界值結(jié)論Sargan 統(tǒng)計量P值結(jié)

40、論模型229.2670可識別8.19110.27弱3.6280.3046外生模型327.5290可識別10.049.08強(qiáng)3.6210.1636外生模型426.7130可識別9.5359.08強(qiáng)2.3080.3154外生模型526.9630可識別9.6889.08強(qiáng)1.7340.4201外生從表3可以看出模型2-5中，LM檢驗，p-value為0，認(rèn)為方程可以識別，Sargan statistic，接受原假設(shè)，認(rèn)為本文選取的工具變量是有效的，都是不取決于模型的外生變量，即滿足工具變量選擇條件之二（與方程擾動項不相關(guān)）；模型3-5 中Cragg-Donald F統(tǒng)計量大于相應(yīng)10%臨界值，故不存

41、在弱工具變量問題，即滿足工具變量選擇條件IV與內(nèi)生解釋變量FDI有較強(qiáng)的相關(guān)性的要求。因此結(jié)合上文不拒絕外資作為內(nèi)生解釋變量的統(tǒng)計結(jié)果已經(jīng)表3對選用工具變量有效性的檢驗， 筆者認(rèn)為本文對工具變量的選用得到了理論（前文從實證文獻(xiàn)中選取方程外的工具變量部分做了詳細(xì)分析）和實證支持。另外，在模型的橫向?qū)Ρ确矫?，模?中Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量為10.04，相關(guān)性更強(qiáng)一些，模型5次之，表明出口退稅率及關(guān)稅率對我國行業(yè)引資具有重要影響；同時由于模型5比模型4工具變量相關(guān)性檢驗方面更強(qiáng)，即當(dāng)期關(guān)稅率比其滯后一期作為工具變量相關(guān)性強(qiáng)，這反映出關(guān)稅對行業(yè)引資的拉動較具時效性；模型2與模型3

42、比較，我們發(fā)現(xiàn)出口退稅率滯后一期要比當(dāng)期出口退稅率對行業(yè)引資的影響更為明顯，這符合筆者前文所述的出口退稅率首先通過影響出口貿(mào)易，并以此作為中介鏈動，加大對外商直接投資的吸引力度。在FDI系數(shù)的顯著性檢驗方面（表3），雖然模型3-5變量估計系數(shù)總體差別不大，但相對而言模型3擬合得更好，系數(shù)顯著性更強(qiáng)，故作為我們進(jìn)一步分析的主要依據(jù)。表3 表3中行業(yè)名稱表示行業(yè)虛擬變量與該行業(yè)吸引外資生成的交互項，即前文中的Indust-fdi。 模型的回歸結(jié)果變量名模型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）-

43、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）工資對數(shù)離差滯后期0.6816635*（10.54）0.6859523*（10.71）0.685889*（10.71）0.6845236*（10.57）0.6843219*（10.55）Edu0.0002973（0.34）無無無無電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)0.0011749（0.43）0.0018556（0.98）0.001854（0

44、.98）0.0018174（0.95）0.001812（0.95）房地產(chǎn)業(yè)-0.0074175*（-2.23）-0.0068014*（-2.46）-0.00681*（-2.46）-0.0069448*（-2.48）-0.0069651*（-2.48）公共管理和社會組織-0.0074925（-1.1）-0.0059781(-1.20)-0.006(-1.2)-0.0065611#(-1.29)-0.0066434#(-1.31)建筑業(yè)-0.0114157*(-4.51)-0.0110412*(-4.48)-0.01102*(-4.44)-0.010644*(-4.23)-0.0105879*(-

45、4.20)交通運輸、倉儲及郵政業(yè)0.0002424(0.13)0.0007463(0.50)0.000763(0.5)0.0011152(0.72)0.0011673(0.76)教育-0.0048177(-0.63)-0.0025366(-0.65)-0.00253(-0.65)-0.0022888(-0.58)-0.0022538(-0.57)金融業(yè)0.0129449*(2.95)0.0138088*(3.93)0.013796*(3.92)0.013512*（3.79）0.0134701*（3.77）居民服務(wù)業(yè)和其它服務(wù)業(yè)-0.0197348*（-2.37）-0.0214649*（-2.8

46、8）-0.02153*（-2.87）-0.0228206*（-2.99）-0.023012*（-3.02）科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)0.0031787（0.84）0.0039393#（1.32）0.003924#（1.31）0.0035903（1.19）0.003541（1.17）農(nóng)、林、牧、漁業(yè)-0.0290945*（-5.81）-0.0294282*（-5.92）-0.02943*（-5.92）-0.0294839*（-5.87）-0.0294918*（-5.86）批發(fā)和零售業(yè)-0.0084053*（-3.82）-0.0079514*（-4.24）-0.00794*（-4.22）-0.

47、0077341*（-4.05）-0.0077035*（-4.03）水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)-0.0227055*（-5.05）-0.0229529*（-4.89）-0.02299*（-4.85）-0.023782*（-4.95）-0.0238991*（-4.97）衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)-0.0088433*（-2.44）0.0080459*（-3.06）-0.00808*（-3.02）-0.0087475*（-3.21）-0.0088466*（-3.25）文化、體育和娛樂業(yè)-0.0082146*（-1.83）-0.0085012*（-1.80）-0.00854*（-1.8）-0.0093

48、842*（-1.94）-0.0095088*（-1.97）信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)0.0070764#（1.47）0.0073176#（1.51）0.007297#（1.51）0.0068562#（1.40）0.0067911#（1.38）制造業(yè)0.000349（0.05）0.0021142（0.41）0.002176（0.42）0.0035033(0.66)0.0036994(0.70)住宿和餐飲業(yè)-0.0215812*(-5.10)-0.0221365*(-5.38)-0.02216*(-5.36)-0.0226493*(-5.41)-0.0227216*(-5.42)租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)

49、-0.0052451*(-1.84)-0.0045773*(-2.21)-0.00458*(-2.21)-0.0046199*(-2.21)-0.0046259*(-2.21)工具變量e r l.t l.fdiE r l.t l.fdie l.r l.fdiE l.t l.fdie t l.fdi注：（1）系數(shù)括號內(nèi)的值是T統(tǒng)計量，*表示估計系數(shù)在1%水平上顯著，*表示估計系數(shù)在5%水平上顯著，#表示估計系數(shù)在20%水平上顯著。括號內(nèi)數(shù)據(jù)表示系數(shù)的t統(tǒng)計量（2）由于本文所采用的是面板數(shù)據(jù)，此處列出隨機(jī)效應(yīng)模型，一方面由于引入行業(yè)虛擬變量與研究解釋變量的交互項，另一方面通過hausman檢驗，選

50、用隨機(jī)效應(yīng)。同時，采用固定效應(yīng)模型時，解釋變量的顯著性較差，故本表沒有給出固定效應(yīng)的估計結(jié)果。五、研究結(jié)論及相關(guān)解釋1.行業(yè)引資總體上對我國行業(yè)工資趨同具有促進(jìn)作用，符合筆者猜測的國際要素流動不僅僅體現(xiàn)在宏觀層面的國際工資趨同，且從中觀層面對行業(yè)內(nèi)的工資差異也有顯著影響。Log（FDI）系數(shù)為負(fù)（表3），同時保持與對應(yīng)行業(yè)外資交互項系數(shù)的代數(shù)和為負(fù)，表明外資引入對我國行業(yè)間的工資趨的拉動作用顯著。另外，行業(yè)勞動力人數(shù)及工資離差的滯后期系數(shù)均顯著，且變量估計符號符合理論預(yù)期，即勞動人數(shù)與工資差距負(fù)相關(guān)、工資離差與其滯后值由于經(jīng)濟(jì)慣性，時間正向自相關(guān)較為顯著。2.外資對壟斷程度較大的行業(yè)工資影響不

51、明顯。實證結(jié)果表明公共管理和社會組織、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、交通運輸、倉儲及郵政業(yè)等壟斷程度較大的行業(yè)交互項系數(shù)不顯著。一方面可能由于行業(yè)的開放度不高，行業(yè)引資所占比重不高，2007年上述行業(yè)引資占我國吸引外資總量的比重分別為0.000588%、1.4%、2.68%；另一方面根據(jù)內(nèi)部人-外部人理論，使得勞動力進(jìn)入以上行業(yè)阻力更大，工資剛性較為明顯，削弱了FDI促使勞動要素相對均等化的進(jìn)程。3.行業(yè)引資對金融業(yè)工資趨同的拉動減緩。金融業(yè)的交互項系數(shù)為正且統(tǒng)計顯著，說明近年來金融業(yè)引資比重雖然不高一直保持在3-4%，但該行業(yè)特點減緩了外資對金融業(yè)要素價格相對均等化的進(jìn)程。正如筆者假設(shè)，可能

52、是由于金融業(yè)工資一直高于行業(yè)平均水平，人力資本要求相對較高，由于行業(yè)引資不同質(zhì)，以及金融業(yè)的行業(yè)特點，使得引資后該行業(yè)勞動力的人力資本含量進(jìn)一步提高，勞動力要素價格相對上升。另外從微觀上看，外資企業(yè)雇傭了本地勞動后，為了使其達(dá)到自己的標(biāo)準(zhǔn)和處于長期使用的目的，勢必會對本地的人員進(jìn)行大量的培訓(xùn)，提高本地熟練勞動力的素質(zhì)。而這些熟練勞動在自身的素質(zhì)得到提升之后，在轉(zhuǎn)換工作的時候就會要求更高工資，從而提升了熟練勞動行業(yè)的工資水平，這樣就出現(xiàn)精英就業(yè)格局，進(jìn)而使得引資對相關(guān)行業(yè)的工資趨同進(jìn)程減緩。4.制造業(yè)引資促進(jìn)其行業(yè)工資趨同，但在行業(yè)影響異質(zhì)性方面凈效應(yīng)不明顯。作為我國引資主力的制造業(yè)，總體上FD

53、I系數(shù)為負(fù)，拉近了制造業(yè)工資與行業(yè)平均工資的差距。勞動密集型的產(chǎn)業(yè)無疑成為中國的比較優(yōu)勢所在，外資流向發(fā)展中國家的重要原因是尋求低成本的勞動力，這是因為跨國公司經(jīng)營的目的是為了獲得利潤，并根據(jù)利潤最大化的原則在全球范圍內(nèi)進(jìn)行低成本的組合。一直以來制造業(yè)工資低于行業(yè)平均水平，F(xiàn)DI有助于制造業(yè)行業(yè)工資與平均水平差距變小，說明外資引入在擴(kuò)大當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的同時，使得制造業(yè)對低廉勞動力需求相對擴(kuò)大，行業(yè)資本雖仍相對稀缺，但約束程度減弱，提高了相應(yīng)行業(yè)的勞動報酬，使得制造業(yè)工資上升，和行業(yè)工資差距拉小，即符號為負(fù)，這和筆者前文假設(shè)相符。但同時制造業(yè)交互項系數(shù)不顯著，即FDI對其行業(yè)工資的異質(zhì)性不明顯。一方面

54、可能由于筆者選取的時間跨度2003-2007年，此階段我國FDI引資流向的相對比重開始有所側(cè)重，雖然制造業(yè)引資仍占我國引資總量的半壁江山，但與之前年度相比，外商直接投資的結(jié)構(gòu)逐漸由原來的制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，流向知識密集型行業(yè)的外資比重開始增強(qiáng)，且這些行業(yè)的引資空間仍不斷上升，故其FDI對該行業(yè)工資的特異性影響不是很明顯；另一方面根據(jù)“合成謬誤”，隨著越來越多的發(fā)展中國家融入到全球生產(chǎn)體系后，為爭取到更多國際直接投資的發(fā)展中國家，相互間以壓低工資水平的方式展開殘酷的競爭，使得低端勞動力市場中的非熟練勞動力工資水平上升緩慢。另外，由于中國人口眾多，存在著眾多隱性失業(yè)，所以非熟練勞動供給相對于企業(yè)的雇傭需求雖然因外部資本的流入而擴(kuò)大，但需求彈性在短期內(nèi)相對較小，這也可以解釋外資對制造業(yè)工資提升力度減緩的結(jié)果。綜上所述，總體上行業(yè)引資對我國行業(yè)間工資差距的減少具有促進(jìn)作用，但由于行業(yè)特征、引資規(guī)模以及引資質(zhì)量的不同使得FDI對不同行業(yè)工資波動存在一定的異質(zhì)性。對于壟斷程度高的行業(yè)，由于引資比重過小，工資剛性過高，使得行業(yè)FDI工資效應(yīng)異質(zhì)性不明