樊學(xué)瑞 高 波 王輝龍

內(nèi)容提要：該文研究了國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升對(duì)地區(qū)對(duì)外直接投資的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升會(huì)使地區(qū)對(duì)外直接投資顯著增加，但存在地區(qū)差異：東部地區(qū)的影響最大，中部次之，西部地區(qū)則不受影響。根據(jù)研究結(jié)論，提出如下對(duì)策建議：進(jìn)一步放松人口政策，增加勞動(dòng)力供給；增加人力資本投資，提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率；培育企業(yè)家精神，鼓勵(lì)企業(yè)自主創(chuàng)新，增強(qiáng)企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

一、 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)吸引了大量外商直接投資，經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了高速增長(zhǎng)，并成為全球首屈一指的貿(mào)易大國(guó)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得的巨大成就是在充分發(fā)揮勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)的。根據(jù)Ceglowski & Golub(2010)的測(cè)算，1995-2002年中國(guó)單位勞動(dòng)力成本只有美國(guó)的1/4左右，低于歐盟、亞洲、墨西哥、韓國(guó)以及大多數(shù)其他新興工業(yè)化國(guó)家。但近些年來(lái)，中國(guó)的廉價(jià)勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)正在逐漸消失。2003-2016年，中國(guó)城鎮(zhèn)單位人員平均工資年平均增長(zhǎng)率13.5%，勞動(dòng)生產(chǎn)率年平均增長(zhǎng)率12.9%，工資增長(zhǎng)速度超過(guò)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度，意味著單位勞動(dòng)力成本明顯上升。2016年中國(guó)城鎮(zhèn)單位人員平均年工資為67569元，雖然相比于發(fā)達(dá)國(guó)家，還有一定的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)，但已經(jīng)超過(guò)印度尼西亞、印度、泰國(guó)等東南亞國(guó)家。這些數(shù)據(jù)表明中國(guó)的勞動(dòng)力正在變得昂貴。

在勞動(dòng)力成本上升的同時(shí)，中國(guó)對(duì)外投資也在迅猛增長(zhǎng)。圖1顯示了1995-2016年中國(guó)勞動(dòng)力工資水平與對(duì)外投資之間的關(guān)系，呈現(xiàn)出明顯的雙增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。根據(jù)2018年世界投資報(bào)告(UNCTAD，2018)，2000-2017年中國(guó)對(duì)外投資存量從277.68億美元增加至14820.2億美元，增長(zhǎng)了52倍。雖然2017年中國(guó)對(duì)外投資額出現(xiàn)自2003年以來(lái)的首次下降(與2016年比下降了36%)，但仍達(dá)到1250億美元，約占全球?qū)ν馔顿Y的1/4，僅次于美國(guó)和日本，是全球第三大對(duì)外投資國(guó)。勞動(dòng)力成本上升會(huì)對(duì)中國(guó)企業(yè)的整體成本和盈利能力產(chǎn)生重要影響，企業(yè)可能會(huì)通過(guò)對(duì)外投資尋求廉價(jià)勞動(dòng)力以降低生產(chǎn)成本。那么，勞動(dòng)力成本上升真地導(dǎo)致企業(yè)對(duì)外投資增加了嗎？

圖1 中國(guó)勞動(dòng)力工資與對(duì)外投資資料來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)。

根據(jù)集中—鄰近(concentration-proximity)權(quán)衡假說(shuō)，當(dāng)企業(yè)避免貿(mào)易成本的收益超過(guò)在多個(gè)市場(chǎng)維持產(chǎn)能的成本時(shí)，企業(yè)就會(huì)進(jìn)行海外投資(Markusen，1984；Helpman et al.，2004)。國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升使得企業(yè)在國(guó)外進(jìn)行生產(chǎn)的變動(dòng)成本相對(duì)下降，從而降低了企業(yè)在國(guó)外市場(chǎng)維持產(chǎn)能的成本，提升了企業(yè)對(duì)外投資傾向。現(xiàn)實(shí)中，已有許多典型案例顯示企業(yè)為規(guī)避國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升進(jìn)行了生產(chǎn)轉(zhuǎn)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(jiān)公司在埃塞俄比亞開(kāi)設(shè)工廠；2016年福耀玻璃在美國(guó)俄亥俄州建立新工廠。但在學(xué)術(shù)研究中，勞動(dòng)力成本上升對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資的影響卻鮮有涉及。

本文研究了中國(guó)勞動(dòng)力成本上升對(duì)國(guó)外投資的影響。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的一個(gè)主要貢獻(xiàn)就是研究視角的創(chuàng)新?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力成本上升的研究主要集中在勞動(dòng)力成本上升對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(高波等，2012)、企業(yè)創(chuàng)新(賀曉宇和沈坤榮，2018)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(詹新宇和方福前，2014)、出口結(jié)構(gòu)和出口產(chǎn)品質(zhì)量(王麗和韓玉軍，2018)的影響方面，對(duì)企業(yè)對(duì)外投資影響的研究幾乎沒(méi)有。本文的研究是對(duì)勞動(dòng)力成本上升對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)影響研究文獻(xiàn)的一個(gè)補(bǔ)充。

二、 理論模型

本理論模型的構(gòu)建借鑒了Fan et al.(2018)的模型。假設(shè)有兩個(gè)國(guó)家(用下標(biāo)i和j表示)，僅使用勞動(dòng)力這一種要素投入，生產(chǎn)同質(zhì)性產(chǎn)品和多樣化產(chǎn)品。同質(zhì)性產(chǎn)品的生產(chǎn)效率在兩個(gè)國(guó)家間相同，即投入1單位勞動(dòng)力生產(chǎn)1單位產(chǎn)品。多樣化產(chǎn)品在不同國(guó)家的生產(chǎn)效率是工資的函數(shù)。每個(gè)國(guó)家人口數(shù)量為L(zhǎng)i，且無(wú)彈性提供1單位勞動(dòng)時(shí)間。

1. 消費(fèi)者行為

國(guó)家i的代表性消費(fèi)者效用函數(shù)為：

(1)

(1)式中，y0為同質(zhì)性產(chǎn)品，zi(w)為多樣化產(chǎn)品，?i為多樣化產(chǎn)品集合。α為消費(fèi)者對(duì)同質(zhì)性產(chǎn)品的消費(fèi)支出份額，σ為多樣化產(chǎn)品之間的替代彈性。消費(fèi)者對(duì)某種多樣化產(chǎn)品的需求可以寫(xiě)為：

(2)

其中，Ei為消費(fèi)者對(duì)多樣化產(chǎn)品的總支出；Pi為多樣化產(chǎn)品的總價(jià)格指數(shù)，其具體形式如(3)式：

(3)

2. 企業(yè)行為

3.企業(yè)決策

代表性企業(yè)是否通過(guò)對(duì)外投資進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)，取決于貿(mào)易和對(duì)外直接投資所獲的利潤(rùn)大小。具體來(lái)說(shuō)，如果企業(yè)通過(guò)對(duì)外投資進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)，其利潤(rùn)函數(shù)為：

(4)

如果企業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)并通過(guò)貿(mào)易進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)的話，其利潤(rùn)函數(shù)為：

(5)

則企業(yè)進(jìn)行國(guó)外投資的條件為：πI-πE>0，即：

(6)

根據(jù)(6)式，定義函數(shù)G(wi)為：

(7)

地區(qū)勞動(dòng)力工資上升會(huì)增強(qiáng)地區(qū)內(nèi)企業(yè)進(jìn)行國(guó)外直接投資意愿，地區(qū)對(duì)外投資額增加。

三、 研究設(shè)計(jì)

1. 計(jì)量模型設(shè)定

為了定量考察國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升對(duì)地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資的影響，以及這種影響在不同地區(qū)的差異，設(shè)定如下計(jì)量模型：

lnOFDIit=α0+α1lnWit+ΣαkXjit+δi+?t+εit

(8)

其中，i代表省(市)，t代表時(shí)間；OFDIit表示某省(市)i在t年的對(duì)外投資額；Wit表示某省(市)i在t年的勞動(dòng)力工資；Xjit為一系列控制變量。在回歸中進(jìn)一步控制了省級(jí)個(gè)體效應(yīng)δi以及年份效應(yīng)?t。

2. 指標(biāo)說(shuō)明和數(shù)據(jù)描述

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

(2) 勞動(dòng)力工資(W)。勞動(dòng)力工資使用中國(guó)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，做基期和取對(duì)數(shù)處理。

(3) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)。根據(jù)Dunning(1981)提出的投資發(fā)展路徑理論(IDP理論)，一國(guó)對(duì)外投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)。隨著經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展，一國(guó)將從一個(gè)FDI凈流入國(guó)變?yōu)閮袅鞒鰢?guó)。因此，在回歸中控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平至關(guān)重要。本文使用人均GDP來(lái)表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。實(shí)際回歸時(shí)，做基期和取對(duì)數(shù)處理。

(4) 生產(chǎn)率水平(LP)。根據(jù)(7)式，地區(qū)生產(chǎn)率水平也會(huì)顯著影響企業(yè)對(duì)外投資行為。在回歸中，本文使用勞動(dòng)生產(chǎn)率作為地區(qū)生產(chǎn)率水平的代理變量。

(6) 人口規(guī)模(POP)。市場(chǎng)規(guī)模是影響企業(yè)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(guī)模作為市場(chǎng)規(guī)模的代理變量，取對(duì)數(shù)處理。

(7) 所有制結(jié)構(gòu)(SOE)。根據(jù)蔣冠宏(2015)的研究，由于各種所有制企業(yè)可能有不同的外部激勵(lì)和自身素質(zhì)，因此其對(duì)外投資行為會(huì)有所差異。國(guó)有企業(yè)具有一定的特定所有權(quán)優(yōu)勢(shì)，如低息貸款和軟預(yù)算約束等，加之國(guó)家各種無(wú)形政策支持，可能會(huì)主動(dòng)降低國(guó)有企業(yè)對(duì)外投資的門(mén)檻。因此，地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)會(huì)影響地區(qū)對(duì)外投資。本文使用國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)總銷售值占工業(yè)總銷售值比重作為地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)的代理變量。

本文所使用的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除通脹的影響，本文以2004年為基期，對(duì)一些數(shù)據(jù)做了基期調(diào)整。以上各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。[注]下文中使用到的工具變量和穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)加入的控制變量也在本描述性統(tǒng)計(jì)中。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、 實(shí)證結(jié)果及分析

1. 基準(zhǔn)回歸

表2匯報(bào)了本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。模型(1)為混合最小二乘法回歸結(jié)果，結(jié)果顯示國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力工資水平與對(duì)外直接投資回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力工資上升促進(jìn)了對(duì)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(yīng)并使用聚類標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果。與模型(1)相比，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力工資的回歸系數(shù)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(jié)果的穩(wěn)健性，模型(3)采用了D-K(Driscoll & Kraay，1998)[注]D-K標(biāo)準(zhǔn)誤允許面板數(shù)據(jù)回歸后誤差項(xiàng)存在異方差與自相關(guān)，同時(shí)對(duì)可能存在的截面相關(guān)也保持穩(wěn)健。此外，該方法對(duì)截面?zhèn)€數(shù)沒(méi)有限制，允許截面?zhèn)€數(shù)大于時(shí)間跨度。標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了面板固定效應(yīng)估計(jì)。根據(jù)回歸結(jié)果，各變量的回歸系數(shù)和顯著性水平與模型(2)基本保持一致?？刂谱兞恐?，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)生產(chǎn)率的回歸系數(shù)在3個(gè)模型中都顯著為正，表明生產(chǎn)率水平是影響地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資的重要變量。所有制結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)在3個(gè)模型中都顯著為負(fù)，表明如果一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)中國(guó)有企業(yè)比重越高，其對(duì)外投資比重就越小。相比于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)更愿意走出國(guó)門(mén)獲取更大的市場(chǎng)和利潤(rùn)份額。實(shí)際匯率在模型(2)和模型(3)中顯著為正，表明貿(mào)易成本的變化會(huì)對(duì)企業(yè)對(duì)外投資產(chǎn)生影響。貿(mào)易成本越高，企業(yè)越傾向于對(duì)外投資。在高貿(mào)易成本的情況下，對(duì)外投資和國(guó)際貿(mào)易之間可能存在替代效應(yīng)。

2. 分組回歸：地區(qū)差異分析

由于中國(guó)各省無(wú)論是地理位置還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都存在相當(dāng)大的差異，為了進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)和地理因素對(duì)它們之間互動(dòng)行為的影響，對(duì)樣本按照東、中、西部劃分進(jìn)行區(qū)域研究[注]區(qū)域的劃分參考國(guó)土資源部對(duì)東部、中部和西部地區(qū)的劃分方式。，表3匯報(bào)了分地區(qū)雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來(lái)看，東、中部地區(qū)勞動(dòng)力工資水平與對(duì)外直接投資的回歸系數(shù)顯著為正，且系數(shù)均大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果中全國(guó)范圍內(nèi)的系數(shù)，表明東、中部地區(qū)對(duì)勞動(dòng)力成本的變化更加敏感。而西部地區(qū)勞動(dòng)力工資的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明可能在西部地區(qū)勞動(dòng)力工資尚未上漲至企業(yè)要進(jìn)行對(duì)外投資的程度，也可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)本身的企業(yè)特質(zhì)決定的，如企業(yè)家的企業(yè)家精神等?？刂谱兞恐校瑬|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高會(huì)促使地區(qū)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重與企業(yè)對(duì)外投資顯著為負(fù)，這與全國(guó)層面的回歸保持一致。在中部地區(qū)，除經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重會(huì)顯著影響企業(yè)對(duì)外投資外，貿(mào)易成本(即匯率)的變動(dòng)對(duì)中部地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資的負(fù)向影響也十分顯著。對(duì)比模型(4)和模型(5)發(fā)現(xiàn)，除了勞動(dòng)力成本以外，東部地區(qū)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外投資更多地考慮生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)，而中部地區(qū)企業(yè)則更多地考慮貿(mào)易成本。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

3. 內(nèi)生性處理：工具變量回歸

雖然采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸可以在一定程度上緩解內(nèi)生性問(wèn)題，但仍然無(wú)法徹底解決回歸模型的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)本文所研究的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)而言，內(nèi)生性問(wèn)題的主要來(lái)源是遺漏變量和測(cè)量誤差，工具變量法是解決這一問(wèn)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(jù)以下邏輯，本文選擇各省歷年最低工資(MW)作為城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資的工具變量。首先，最低工資標(biāo)準(zhǔn)是由各省人力資源和社會(huì)保障廳制定，其主要目的是保障勞動(dòng)者個(gè)人及其家庭成員的基本生活，相對(duì)外生于本文的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。其次，從最低工資來(lái)看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資。以北京為例，2016年最低工資標(biāo)準(zhǔn)為1720元，而城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均月工資為7706元，相差4倍多。因此，現(xiàn)階段的最低工資標(biāo)準(zhǔn)不大可能直接影響企業(yè)的對(duì)外投資行為，其影響對(duì)外投資的唯一渠道可能就是與勞動(dòng)力工資相關(guān)的內(nèi)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(biāo)準(zhǔn)與2002年城鎮(zhèn)單位就業(yè)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(jīng)典文獻(xiàn)中利用歷史收入作為工具變量的做法。第三，最低工資標(biāo)準(zhǔn)與城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均月工資是相關(guān)的。最低工資標(biāo)準(zhǔn)在制定時(shí)會(huì)根據(jù)職工平均工資水平進(jìn)行調(diào)整。根據(jù)測(cè)算，兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)為0.8593，且在1%的水平上顯著，表明二者之間有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。綜上，本文選擇各省歷年最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為工具變量，采用面板兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)以解決內(nèi)生性問(wèn)題。各省歷年最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)來(lái)自于各省人力資源和社會(huì)保障廳網(wǎng)站。實(shí)際回歸時(shí)，統(tǒng)一使用各省一類地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并做基期和取對(duì)數(shù)處理。

表3 分地區(qū)回歸結(jié)果

本文根據(jù)多種統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)所選取的工具變量的合理性：首先采用Kleibergen & Paap(2006)的LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行不可識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果表明在1%的水平上拒絕了“工具變量不可識(shí)別”的零假設(shè)；其次采用Kleibergen & Paap(2006)的Wald F統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行弱識(shí)別檢驗(yàn)。根據(jù)Stock & Yogo(2005)提供的臨界值，Wald F統(tǒng)計(jì)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(shè)。因此，本文選取的工具變量具有一定的合理性。

表4匯報(bào)了工具變量的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來(lái)看，模型(7)至模型(10)工資的回歸系數(shù)都有所上升，說(shuō)明固定效應(yīng)回歸產(chǎn)生了向下的估計(jì)偏誤。從顯著性來(lái)看，勞動(dòng)力工資在全國(guó)層面以及東、中部地區(qū)都顯著為正，西部地區(qū)仍不顯著。工具變量的回歸結(jié)果表明，在處理了內(nèi)生性之后，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力工資上升促進(jìn)地區(qū)對(duì)外投資的結(jié)論是可靠的。國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力工資上升對(duì)地區(qū)對(duì)外投資的促進(jìn)存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，對(duì)中、東部地區(qū)而言，國(guó)內(nèi)工資上升對(duì)地區(qū)的對(duì)外投資影響顯著，而對(duì)西部地區(qū)的影響不顯著。

表4 工具變量回歸結(jié)果

4. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：添加控制變量回歸

如前文所言，本文回歸偏誤一個(gè)可能來(lái)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(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)李磊等(2018)的研究，外資的水平溢出能夠?qū)χ袊?guó)內(nèi)資企業(yè)的對(duì)外直接投資產(chǎn)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(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示各變量的符號(hào)和顯著性與前文的回歸結(jié)果一致，表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。[注]鑒于篇幅約束，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果不再具體列出，需要者可向作者索取。

五、 主要結(jié)論和啟示

近年來(lái)，勞動(dòng)力成本上升對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響已經(jīng)引起了學(xué)者們和政策制定者的關(guān)注，但尚未有文獻(xiàn)研究勞動(dòng)力成本上升對(duì)企業(yè)對(duì)外投資的影響。基于此，本文首先從理論上論證了國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升會(huì)促使企業(yè)進(jìn)行國(guó)外投資以降低生產(chǎn)成本謀取利潤(rùn)。然后使用中國(guó)31個(gè)省份2005-2016年的面板數(shù)據(jù)證明了這一結(jié)論。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本對(duì)地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資有顯著的正向影響，并存在明顯的地區(qū)差異。東部地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資受國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升的影響最大，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)企業(yè)對(duì)外投資對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本的上升并不敏感。這一結(jié)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(shí)證分析結(jié)論是可靠和穩(wěn)健的。本文的研究為全面理解勞動(dòng)力成本上升對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響提供了一個(gè)新的研究視角。根據(jù)本文的研究結(jié)論，可以得出以下啟示。

第一，進(jìn)一步放松人口政策，增加勞動(dòng)力供給。從數(shù)據(jù)來(lái)看，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升是一個(gè)不可逆的長(zhǎng)期趨勢(shì)。勞動(dòng)力人口比重(15～64歲人口占總?cè)丝诒戎?從2010年的74.53%開(kāi)始逐年下降。勞動(dòng)力人口供給減少一方面提高了勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡工資，另一方面也增加了企業(yè)的非工資性支出(福利性支出)，進(jìn)一步提高了企業(yè)的用工成本。因此，要從人口供給端發(fā)力，全面放開(kāi)生育，為經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供充足動(dòng)力。

第二，增加人力資本投資，提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率。實(shí)際上，勞動(dòng)力工資上升不一定代表勞動(dòng)力成本上升。如果勞動(dòng)力工資上升是由勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高帶來(lái)的，甚至勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高超過(guò)了勞動(dòng)力工資的上升幅度，那么實(shí)際勞動(dòng)力成本是不變或者下降的。因此要通過(guò)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率來(lái)降低相對(duì)勞動(dòng)力成本。

第三，培育企業(yè)家精神，鼓勵(lì)企業(yè)自主創(chuàng)新，增強(qiáng)企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。培育企業(yè)家的企業(yè)家精神，使其能夠正視國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本上升帶來(lái)的經(jīng)營(yíng)壓力，通過(guò)自主創(chuàng)新等活動(dòng)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而降低相對(duì)勞動(dòng)力成本，而不是通過(guò)對(duì)外投資來(lái)逃避利潤(rùn)壓力。政府也應(yīng)提供相應(yīng)的服務(wù)，鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，為企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)創(chuàng)造條件。