劳动力市场灵活性对FDI 区位分布的影响基于中国31 省市数据的实证经验Word文档下载推荐.docx

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其二，劳动力市场的灵活性与决定结构性失业的制度因素有一定关联。

罗杰斯（Rodgers，2006）[7]提到了四种劳动力市场灵活性表现：

就业保护、雇主雇用和解雇员工的自由；

工资灵活性；

内部或者功能性的灵活性；

供给方面的灵活性。

丹妮尔（Danielle，2009）[8]修正EPL三个分项指标（正规就业、短期就业以及集体解雇）完善了劳动力市场灵活安全性指标。

本文在中国市场经济报告研究的基础上选择农民收入中的工资收入比重、城镇登记失业率和乡镇企业就业比重三个子指标，利用亚历山大等（Alexandreetal．，2010）[9]的构建劳动力市场灵活性的综合指标。

关于劳动力市场灵活性与FDI的关系，多数研究在实证过程中更多的是判断劳动力市场灵活性指标对FDI流入的总影响是否显著，而缺乏具体的影响渠道分析，特别是生产率渠道和成本渠道影响FDI的相关研究。

德维等（Dewitetal．，2003）[10]认为OECD国家劳动力市场灵活性是FDI流动的重要因素。

姚沃尔奇克等（Javorciketal．，2005）[11]只是从实证经验上证实劳动力市场灵活性对FDI的总影响，文章采用一系列反映个人和集体解雇（collectivedismissals）灵活性的劳动力市场规则的工具变量，利用19个西欧和东欧国家的1998～2001年企业FDI流动数据来检验劳动力市场灵活性对FDI的影响，结果显示较高的劳动力市场灵活性与高强度FDI流动相关。

帕尔孔（Parcon，2008）[12]在理论上提出了劳动力市场灵活性通过生产率渠道和成本渠道影响FDI的流动假设，但是缺乏充分的实证证据将两种渠道区分开来。

本文借鉴了德维等[10]和帕尔孔[12]的理论分析框架，提出劳动力市场灵活性通过生产率渠道和成本渠道影响FDI的假定，利用中国地区数据和中国劳动力市场灵活性的指标，估计了劳动力市场灵活性对地区FDI流入的影响、方向和程度。

二、相关理论研究综述

外商直接投资主要分为两种：

垂直型跨国公司主要是从事贸易和寻求国际要素价格的差异；

水平型跨国公司基于节约贸易成本的考虑，为当地市场提供生产及服务而不是出口到母国市场，但是这将导致较高的固定投资成本[13，14]。

随着全球竞争的加剧，发达国家在对外直接投资时，不管是垂直型还是水平型，更关注发展中国家比较低的劳动标准优于发达国家的优势。

他们认为较低的劳动标准和规则可能会迫使他们为了保持竞争优势降低劳动标准，但是负面效应是：

最终将使某些国家为了保持竞争优势降低和弱化劳动标准，导致“竞争到谷底”，陷入“囚徒困境”。

因此对于决定劳动力市场灵活性的劳动规则和制度对FDI的影响存在正面与负面两方面的争论。

主流文献认为非工资成本和劳动力市场规则对外商直接投资的负面影响是因为：

（1）由于劳动成本的提高，跨国公司回报率降低；

（2）跨国公司应对供给和需求冲击的能力降低。

虽然劳动成本对FDI的影响结论是不确定的，但是很多实证结果暗示他们之间是负向关系[15，16]。

OECD（2000）[17]利用1995～1998年数据研究75个国家FACB权利和FDI流入的关系时发现，劳动力市场制度对FDI流入有较强的负面效应。

哈兰和伍滕[6]认为，通过降低就业保护，增加劳动力市场灵活性，可以降低高风险企业潜在的冗余成本。

因此，就业规则和工资构成可以相互替代也可以相互补充，劳动力市场的相对灵活性不再是吸引外商直接投资的决定性因素。

高（Gao，2005）[18]。

在研究劳动力素质对FDI流入的影响时发现，劳动力素质对FDI在中国省市的区位选择上有正面的显著影响，且相比东亚发展中国家，发达国家的FDI对劳动力素质更为敏感。

但是也存在很多研究表明劳动力市场制度对FDI的正面效应。

库塞拉（Kucera，2001）[19]构建了国家水平的工人权利指标，利用127个国家样本，检验“传统观点”（conventionalwisdom）发现，劳动力市场上影响FDI决策的劳动成本和人力资本的性别歧视、童工以及工会制度并没有在经验上支持“传统观点”。

相反，劳动力标准越高，越有利于FDI的流入。

刚性的劳动力市场规则和机制一般认为是吸引FDI的不利因素，所以许多文献表明，以较低的退出成本为特征的劳动力市场灵活性是吸引FDI的重要因素[6]。

持同样观点的是德维等[10]，其发现国家之间不同的就业保护是决定FDI分布的重要因素，并且与此相关的成本越高，对FDI效应越明显。

道德等（Daudeetal．，2003）[20]研究拉丁美洲和加勒比地区的FDI决策机制时，发现FACB是影响FDI流入的重要因素，FACB权力越大，性别越是平等，FDI流入越大。

格尔克（Gorg，2005）[21]发现美国的FDI大多流入劳动市场灵活程度高的国家。

怀曼等（Whymanetal．，2006）[22]研究劳动力市场灵活性和FDI关系时，发现劳动力市场灵活性是外商投资决策的5大决定性因素之一，高风险投资的外商投资者将劳动力市场灵活性、劳动力的素质以及基础设施视为仅次于市场规模的第二大考虑因素。

综合看来，虽然从理论研究和实证研究上不能提供劳动力市场制度即劳动力市场灵活性对FDI影响的明确结论，重要的原因可能是不同的劳动力市场灵活性指标和劳动力市场制度工具变量的选择，更是鲜少分析劳动力市场灵活性影响FDI的机制和渠道分析。

虽然现有的理论研究[12]表明，劳动力市场灵活性对FDI影响主要通过生产率和成本两种渠道实现，但劳动力市场灵活性通过上述两种渠道对FDI影响效应尚未在实证中区分开来。

因此本文拟利用构建的劳动力市场灵活性指标，通过生产率标准和工资成本标准将面板数据分类，明确估计劳动力市场灵活性通过生产率渠道和成本渠道影响FDI的程度。

三、劳动力市场灵活性影响FDI理论框架

本文利用德维等[10]叫和帕尔孔[12]的理论框架研究劳动力市场灵活性如何影响潜在FDI来源国家的跨国公司（MNC）的区位选择。

帕尔孔[12]假定有两个类型的国家，本国和外国具有相同的生产成本。

德维[10]认为对称的生产成本假定可以将模型专注于雇佣制度和规则对公司区位选择的影响，模型的不足在于这个假定排除了垂直FDI的进入，因为垂直FDI的进入源于本国和外国生产成本的差异。

帕尔孔[12]放松了这一假定，认为MNC在潜在的众多FDI东道国之间选择，包含水平的FDI和垂直的FDI。

假定母国追求利润最大化的MNC已经充分认识到它的最佳选择是对外投资。

垄断厂商面临的一系列东道国C1，…，Cn。

假设模型存在两个时期：

第一个时期的需求是确定的，而第二个时期需求是不确定，两个时期的反需求曲线分别为：

p1=a-q1和p2=a-q2-μ，pt和qt是t时期（t=1，2）的价格和产量。

a是正的常数，μ是一个需求的随机扰动项，其均值E（μ）=0和方差Var（μ）=ν。

因为厂商在第二时期面临不确定性，所以它非常重视劳动力市场的灵活性。

在第二个时期出现需求减少时，它将通过减少工人来削减产量；

当需求增加时，它将通过增加雇佣来提高产量。

当劳动力市场处于刚性状态，调整产量都存在成本。

调整成本如下：

厂商在区位i的总的可变成本为：

Ci是区位i的边际生产成本，假定在两个时期都是一样的。

λi是区位i劳动力市场不灵活的程度，λi越大则表明区位i的劳动力市场粘性越大。

当厂商决定改变第二个时期的产量时，|q2-q1|>

0，否则|q2-q1|=0。

因此

（1）式的第二项反映了当产出变化时厂商的调整成本。

区位i的厂商的固定成本为：

为了最大化预期收益E（п）=п1+E（п2），厂商将会在每一个时期选择以下产量，最大化其预期收益：

由于厂商面临不确定性，

随λi递减。

因此如果区位i劳动力市场不够灵活（λi较高），厂商将会降低产量来应对不确定性。

厂商的最大化预期收益为：

（6）式中，预期收益对劳动市场灵活性程度的导数小于零，表明当区位i劳动力市场灵活性（λi较低）越高，跨国厂商将会获得较大的预期收益。

可见劳动力市场灵活性将会影响厂商的经济决策。

当厂商经历未预期到的需求减少时，可能会裁员，但是厂商必须处理相应的劳动规则，而且劳动合同一般是一年期，所以解雇成本很大；

同理，当厂商面临需求扩张时，雇佣新的员工以及延长工作时间都需要额外的成本。

因此，MNC厂商在选择东道国时应综合考虑劳动力市场的灵活性。

现有的劳动标准和规则制度都是保护劳动者的权益。

例如，如果没有严格的劳动规则和制度，厂商可能在现有工资下，任意延长工人的工作时间。

如果劳动力市场制度通过提高生产率有助于增强FDI的流入，那么劳动力市场灵活性会降低当地厂商的边际成本，因此（5）和（6）式中劳动力市场的灵活性系数可以写成边际成本的函数。

c′（λ）<

0，（6′）式的第一项为正，表明劳动力市场灵活性通过提高生产率对厂商的预期收益的影响为正，第二项表明在厂商面临不确定和调整产量时，劳动力市场灵活性通过调整成本对收益的负面效应。

所以

的符号不能确定，取决于这两项中哪一项占主导地位。

因此，假定劳动力市场灵活性通过两个渠道影响国家（地区）之间的FDI流动：

劳动力市场灵活性的提高会通过成本渠道和生产率渠道影响FDI的流入。

四、实证方法和数据描述

（一）计量方程的选择

为了检验劳动力市场灵活性对FDI的影响，计量方程如下：

其中FDIit用各地区三资企业的销售收入占全部工业销售收入比重衡量,flexibilityj是劳动力市场灵活性的测度指标，Xi是其他影响FDI流入的因素。

上式是FDI和劳动力市场灵活性的简约形式，劳动力市场灵活性对FDI流入的影响取决于其对厂商预期收入的净效应。

方程（7）假定劳动力市场灵活性和FDI流入的线性关系。

当劳动力市场灵活性对FDI的流入为负效应时，说明应通过降低劳动标准和规则提高劳动力市场的灵活性，来吸引更多的FDI。

当他们之间为正的影响时，表明劳动力市场的灵活性提高了劳动生产率。

可以看到当劳动力市场灵活性和FDI流入的关系假定为线性关系时，他们之间的关系只能为正或负值。

理论分析中认为劳动力市场规则和标准可能会通过降低生产的边际成本提高总的劳动生产率。

同时当MNC厂商调整产出时，劳动标准和规则会提高可变成本。

考虑这两种可能的途径，本文将会在估计劳动力市场灵活性指标作用的基础上加入劳动力市场灵活性平方项。

（二）劳动力市场灵活性指标的构建

关于劳动力市场灵活性指标flexibilityj，主要有劳动力市场指标、世界银行劳动力市场灵活性指标以及OECD国家构建就业保护严格程度（EPL）指标[23]。

罗杰斯[7]曾提到四种劳动力市场灵活性指标的调整方式来改善该指标涵盖的薄弱性：

内部或者功能性的灵活性（主要致力于生产或者动态的高效性）；

丹妮尔[8]通过修正EPL三个分项指标（正规就业、短期就业以及集体解雇）完善了劳动力市场灵活安全性指标。

在衡量角度上，将就业保护作为雇主调整就业水平的成本并综合考虑国家的相关制度、地方区域以及行业规定；

其次，增加了就业保护法律的执行情况，例如劳动仲裁以及失业补偿等。

本文在就业保护指标（EPL）的基础上构建劳动市场灵活性指标。

就业保护指标包含三个分项：

保护正规就业人员免于解雇的指标、集体解雇特殊要求的指标以及正规的临时就业的指标。

中国劳动力市场类似指标在《中国市场经济发展报告2008》[24]中有详细研究，本文参照亚历山大等[9]行业市场灵活性指标和波特拉（Portela，2000）[25]技术指标的构造方法，构建中国地区的劳动力市场灵活性的综合指标：

其中，f1，jt是j地区t年农民纯收入中工资收入的比重，反映中国二元劳动力市场工资灵活性程度。

中国实行集体合同和三方协商机制在一定程度上实现了城镇和农村劳动力工资的灵活性，农民纯收入中工资收入比重可反映二元劳动力市场中工资自主决定的程度。

f2,jt是j地区t年乡镇企业就业人数占全部就业人数的比重，类似EPL中临时就业指标。

中国劳动力市场的市场化改革中，非国有企业雇用劳动力完全根据劳动力市场供求情况和企业利润最大化的市场准则，是市场化行为。

f3,jt是j地区t年的失业率指标，类似集体解雇指标。

国有、集体企业及事业单位的人事改革，首次按照市场原则雇用和解雇员工，实现用工自由，体现了该类企业用工的自由程度。

利用自然对数形式，而且用0.5校正的目的在于保证每个指标的波动范围在0.5（当指标无穷小时）和1.5（指标无穷大时）之间。

此外对数分布能够保证指标在其中值附近波动[9]。

以上数据均来自相应年份的中国劳动统计年鉴。

（三）影响FDI抉择和定位的Xi要素

经济规模及东道国市场需求是任何FDI区位抉择的首要因素。

指标采用各地区2000～2010年各地区人均工业生产总值（lp）表示。

人力资本是FDI区位抉择的另一个重要因素。

它不仅直接影响内外资劳动生产率、外资企业的技术外溢和内资企业的吸收创新，而且也影响劳动力城乡间、行业间流动。

由于缺乏行业就业人员的受教育程度指标，本文选取31个省市地区的受教育程度，并根据文盲为0、小学为6、中学为9、高中12、大学16和研究生19的权重加权合成平均受教育年限指标education，数据来源于相应年份的中国劳动统计年鉴。

汇率效应rate，一般认为汇率水平对FDI的影响渠道有二：

一是，相对生产成本效应，东道国货币贬值降低了外商投资者在东道国以该国货币计价的生产成本，特别是劳动成本；

二是，相对财富效应，弗鲁特和斯坦（Froot&

Stein，1991）[26]提出相对财富假说，认为东道国货币的贬值能提高外国投资者的相对财富，从而有利于他们并购东道国企业。

汇率数据来源于国际货币基金组织的国际金融统计数据库。

贸易保护程度指标（trade）用贸易依存度来度量。

外商直接投资究竟是构成对贸易的替代，还是产生了对贸易的创造，这主要取决于国际直接投资的类型。

多数研究认为国际贸易和FDI是互补关系，本文预期贸易依存度的符号为正值。

进出口数据来源于2000～2010历年中国统计年鉴。

工资成本（wage）也是外商直接投资的重要考虑因素。

劳动力成本一般采用工资水平来度量。

区位理论认为劳动工资差异是FDI的一个重要决定因素。

学者一般也都认为跨国公司之所以到中国投资，主要是中国劳动力资源丰富，工资较一般发达国家低很多。

工资数据来源于2000～2010相应年份的中国劳动统计年鉴，其中工资数据利用各省市地区的居民消费价格指数平减。

知识产权是影响FDI区位分布得重要因素，但是鉴于知识产权的研究成果仅2008年开始，由于数据的不可得性，模型放弃将知识产权指数加入到模型中。

此外，地区性制度因素也是FDI考虑的一个重要因素，中国各省市税收、土地、特殊区域优惠政策各不相同，本文引入德米尔热（Dé

murger，2002）[27]政策优惠性指数来代理制度政策变量（policy）。

政府的反腐败程度可能是影响FDI的因素，因此引入反腐败指数（law）。

数据来源于相应年份世界银行数据库。

五、实证分析结果和稳健性检验

（一）劳动力市场灵活性通过生产率渠道影响FDI流入的估计

为了证实劳动力市场灵活性通过生产率渠道和生产成本渠道影响FDI的预测，本文借鉴了伯曼等（Bermanetal．，2009）[28]在估计汇率对出口不同的影响渠道时子样本分类估计方法，在不同的子样本基础上估计方程（7）。

子样本的分类根据地区平均人均产出水平和平均工资成本水平。

更确切地说，分别估计高于平均人均产出水平（平均工资水平）和低于平均水平的样本。

其中人均产出水平lp（内资企业工业的人均产值）、滞后1期的lp以及出口总值export作为生产率分类标准。

表1报告了外商资本销售比例决定因素的计量结果。

第一列是全部样本估计结果，其他的都是根据地区厂商平均生产率分类的子样本估计结果。

可以发现，正如模型预测，较高的劳动生产力促进了FDI流入，而工资成本阻碍了FDI流入，劳动力市场灵活性指标对FDI的地区分布有显著的正效应。

当厂商面临宏观经济波动时，劳动力市场灵活性确实有助于厂商调整产量，最大化收益。

子样本估计结果显示：

劳动生产率水平lp较高的地区的劳动力市场灵活性的系数为0.68，远高于劳动生产率水平lp较低地区的0.09，而且不显著，证实了劳动力市场灵活性可以通过提高劳动生产率促进FDI流入。

滞后一期的劳动生产率水平lp（t-1）估计结果接近于当期劳动生产率水平指标的估计结果，高生产率水平地区的劳动力市场灵活性指标对FDI影响为0.73，而低水平地区的劳动力市场灵活性指标基本对FDI没有作用而且不显著。

出口产值指标是本文选择的另一个劳动生产率的代理变量，固定效应估计显示，高于均值出口水平的地区的劳动力市场灵活性指标对FDI的影响大约是显著的0.43，低于均值出口水平的地区的劳动力市场灵活性对FDI没有显著的影响，大约在0.25左右。

以上3种生产率指标的估计结果证实了劳动力市场灵活性通过提高劳动生产率提高了FDI流入。

此外，汇率指标和人均受教育年限指标对FDI流入的影响值得注意。

汇率作为一种外在的冲击，在全部样本水平上对FDI流入有负面作用。

子样本估计结果显示，高生产率水平的地区的FDI面临汇率冲击时受到的影响高于低水平地区的外商企业，估计结果分别为-0.08和-0.01。

人均受教育年限水平对FDI流入的影响不明显，只有在低生产率水平的地区是吸引FDI流入的有利因素。

劳动力市场灵活性每提高1％将带来0.02％左右的FDI经济表现。

同时国际贸易依存度指标系数显示，高生产率的水平的地区，贸易依存度每提高1％将带来大约0.2％左右的FDI流入，而低生产率水平的地区，贸易对FDI的经济表现的影响为负值。

（二）劳动力市场灵活性通过成本渠道影响FDI流入的估计

为了证实劳动力市场灵活性通过成本渠道影响FDI，本文在不同的子样本基础上估计方程（7）。

本文选择人均工资指标作为厂商劳动成本的代理变量，子样本的分类根据地区FDI厂商平均人均工资成本水平。

更确切地说，分别估计高于平均人均工资水平和低于平均人均工资水平的样本。

表2列（5）显示高工资水平的地区的估计结果，劳动力市场灵活性对FDI的影响大约为0.61；

低工资成本地区的劳动力市场灵活性指标对FDI的作用为显著的0.42。

这一结果似乎与模型的预测值不一致，但是比较劳动力市场灵活性指标和人均工资水平指标发现，劳动力市场灵活性较高的地区恰好是人均工资水平较高的东部沿海地区。

所以估计结果与模型的预测一致，劳动力市场灵活性通过降低劳动成本提高了FDI流入。

国际贸易提高了FDI流入，高劳动力市场灵活性和高人均工资地区的国际贸易对FDI流入的促进效应在0.10左右；

相反，低劳动力市场灵活性和低人均工资地区的国际贸易对FDI流入的促进效应在只有0.05，而且不显著。

第（6）列将劳动力市场灵活性指标的平方加进去，因为理论分析中认为劳动力市场规则和标准可能会通过降低生产的边际成本提高总的劳动生产率。

同时当MNC厂商调整产出时，劳动标准和规则会提高可变成本，考虑这两种可能的途径，加入劳动力市场灵活性指标的平方项。

固定效应和随机效应的估计结果表明，劳动力市场灵活性的平方项为负值。

根据德维等[10]分析，若劳动力市场灵活性指标的系数大于0以及劳动力市场灵活性的平方项小于0，则表明劳动力市场灵活性以递减的速率增大FDI的流入。

可见，劳动力灵活性在一定程度上吸引FDI的流入，但是较高水平的劳动力市场灵活性带来的成本最终使得投资者退出市场，这种情况可能是劳动力市场的规则和标准的生产效应对FDI的流入存在递减的效应。

此外，生产率指标促进了FDI的流入，工资成本降低了FDI的流入。

人均受教育年限对MNC厂商的影响为正，但是影响程度很小，约0.01而且不显著。

汇率指标显示高人均工资水平和高劳动力市场灵活性地区的MNC厂商受外界汇率波动的影响更为显著。

为了检验估计结果的稳健性，本文进一步根据不同的地区特征指标将全部31个地区划分为两个子样本进行估计，来反映地区特征的劳动力市场灵活性对FDI的影响，因为FDI的区位分布与不同地区特征密切相关。

本文将中国31个省市地区分成东部地区和中、西部地区两个子样本，详细分析劳动力市场灵活性指标对区域的FDI影响程度和方向。

结果如列（7）所示东部地区劳动力市场灵活性对FDI的影响显著为0.44，促进了FDI的流入，而中部和西部地区则相反，劳动力市场灵活性对FDI的影响不仅不显著，而且为负值。

东部地区的对外贸易显著地促进了该地区的FDI流入，中、西部地区的国际贸易效应并不显著；

东部地区受汇率波动的影响幅度远远大于中、西部地区。

（三）劳动力市场灵活性通过生产率渠道和成本渠道影响FDI流入的稳健性估计

在表1和表2的基础上，本文继续进行稳健型检验，考虑到FDI自身的强化作用，加入滞后一期的FDI（t-1）项，由于因变量的滞后值和模型的随机误差项相关，这也使得模型中存在内生性问题。

因此传统的OLS估计方法不能得到无偏和一致的估计量。

本文利用一阶差分的广义矩估计（First—differencedGMM）来估计表1的方程，结果如表3所示。

全样本估计列显示，列

（1）劳动生产率显著促进了FDI流入，影响程度与固定效应估计相近，约为0.02。

人均工资成本是影响FDI流入的负面因素，影响程度在-0.06左右，在1％显著水平下劳动力市场灵活性对FDI流入的影响为0.28，证实了劳动力市场灵活性的提高促进了地区FDI的流入。

FDI（t-1）的估计系数显著为0.64，证实FDI自身的强化作用对FDI流入的影响。

比较高生产率地区和低生产率地区子样本的估计系数，如列

（2）所示，在1％显著水平下，劳动力市场灵活性系数分别为0.47和不显著的0.01，再次证实了劳动力市场灵活性通过提高劳动生产率促进地区FDI的流入。

对比列（3）高人均工资水平地区和低人均工资水平地区子样本的估计系数，劳动力市场灵活