李增剛 王典

摘?要：黨的二十大報告指出“努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重?！痹谥袊髽I(yè)“走出去”、不斷增加對外直接投資的背景下，企業(yè)內(nèi)勞動收入份額是提高還是降低，將直接影響居民收入在初次分配中的比重。本文基于2009-2020年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，使用雙重差分方法實證檢驗企業(yè)對外直接投資行為對企業(yè)內(nèi)勞動收入份額的影響。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)對外直接投資顯著促進企業(yè)內(nèi)勞動收入份額增加，促進企業(yè)內(nèi)勞動收入份額提高約924%，進行多種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果依然成立。機制檢驗表明，企業(yè)對外直接投資的就業(yè)效應(yīng)大于逆向技術(shù)溢出帶來的替代效應(yīng)。同時，在發(fā)達國家跨國企業(yè)中盛行的明星企業(yè)效應(yīng)，在中國企業(yè)中沒有明顯效果。擴展分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外直接投資在擴大勞動收入份額的同時，不會加劇企業(yè)內(nèi)部的收入不平等問題。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；勞動收入份額；“一帶一路”；共同富裕

中圖分類號：F0142;F830??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）04-0065-10

收稿日期：2023-04-15

作者簡介：李增剛（1975-），男，山東泰安人，教授，博士生導師，研究方向：國際政治經(jīng)濟學；王典（1997-），男，遼寧沈陽人，博士研究生，研究方向：外國直接投資。

基金項目：黑龍江省經(jīng)濟發(fā)展重點研究課題，項目編號：21108。

①?作者根據(jù)商務(wù)部、國際統(tǒng)計局和國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布《2003年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》自行計算，具體來源見：http：//www.mofcom.gov.cn/aarticle/ae/ai/200409/20040900274780.html和http：//www.gov.cn/xinwen/2021-09/29/5639984/files/a3015be4dc1f45458513ab39691d37dd.pdf.

②?作者根據(jù)世界銀行公布的全球經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)自行計算，https：//data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD.

③?United?Nations?Conference?of?Trade?and?Development，?World?Investment?Report?2021，p.10，https：//unctad.org/system/files/official-document/wir2021_en.pdf.

④?商務(wù)部、國際統(tǒng)計局和國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，第4頁，http：//wwwgovcn/xinwen/2021-09/29/5639984/files/a3015be4dc1f45458513ab39691d37ddpdf.

一、引言與文獻回顧

經(jīng)濟思想史中著名的“卡爾多事實”認為，經(jīng)濟體的要素收入份額在長期中保持穩(wěn)定［1］，這被視為構(gòu)建經(jīng)濟增長理論的基本假設(shè)。但后續(xù)實證研究發(fā)現(xiàn)許多發(fā)達國家和發(fā)展中國家的勞動收入份額并不穩(wěn)定［2］。勞動收入份額的持續(xù)下降將扭曲經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)［3］，擴大財富分配差距，甚至影響社會穩(wěn)定。黨的二十大報告指出：“努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。”有效調(diào)節(jié)國民收入分配格局關(guān)鍵在于初次分配，而初次分配重點在于調(diào)整要素收入份額。以勞動收入份額作為研究收入分配的切入點，有助于理解當前中國收入分配的狀況，從而為縮小收入差距、實現(xiàn)共同富裕提供思路。

自“一帶一路”倡議提出以來，中國企業(yè)海外投資規(guī)模快速增長，為積極推動新型全球化做出了重要貢獻。2003年中國累計對外直接投資為334億美元，2020年增長到258萬億美元，17年時間增長了77倍①。根據(jù)世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)、《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《世界投資報告2021》（World?Investment?Report?2021）指出，2020年世界經(jīng)濟萎縮289%②，全球貨物貿(mào)易萎縮53%，全球?qū)ν庵苯油顿Y下降35%③。2020年中國對外直接投資分別占全球當年流量、存量的202%和66%，流量位列全球國家（地區(qū)）排名的第一位，存量列第三位，為世界經(jīng)濟發(fā)展做出了卓越貢獻④。

從宏觀經(jīng)濟層面上看，勞動收入份額在2010年之后不斷上升［4］。同時期亦是中國企業(yè)對外直接投資的飛速增長時期（如圖1），對外直接投資與勞動收入份額的同步增長是簡單的巧合還是具有因果關(guān)系？

圖1?中國OFDI與國家層面勞動收入份額趨勢圖

要素分配份額的明顯變化與國家收入分配格局和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展聯(lián)系緊密，對這一現(xiàn)象進行解釋是研究國內(nèi)收入分配問題的重要切入點。學者們對勞動收入份額的變動一直保持高度關(guān)注并進行了深入探索。近年來，中國積極推進“一帶一路”倡議、推動新型全球化，取得了舉世矚目的成就。中國已成為全球第一大對外直接投資流出國，吸引了眾多學者研究中國對外直接投資［5-6］。與本文研究緊密相關(guān)的文獻主要有兩類：第一類文獻是關(guān)于對外直接投資對母國勞動力市場的影響；第二類文獻專注于中國勞動收入份額變化的影響因素。

（一）對外直接投資對母國勞動力市場的影響

依賴于研究角度差異，可將現(xiàn)有研究區(qū)分為微觀和宏觀兩種視角。微觀視角，一方面，有學者認為對外直接投資可能對勞動力市場造成負向影響。限于資源約束，對外投資與國內(nèi)投資呈現(xiàn)替代關(guān)系，企業(yè)通過將勞動密集型任務(wù)以對外直接投資的形式轉(zhuǎn)移給勞動力成本更低的國家，減少國內(nèi)母公司對勞動力的需求，進而減少母國就業(yè)規(guī)模［7］；另一方面，有學者則指出對外投資與國內(nèi)投資呈現(xiàn)互補關(guān)系。學者研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對勞動力市場造成正向影響。企業(yè)海外公司的設(shè)立需要母公司提供技術(shù)支持以及增加創(chuàng)新收入，這將增加母公司對勞動力的需求，進而增加就業(yè)，導致勞動者的收入增加［8］。隨著數(shù)據(jù)日益豐富，研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資帶來的勞動力需求增加存在異質(zhì)性，即對熟練工人的需求大于非熟練工人，進而使得熟練工人獲益大于非熟練工人［9］。相對于微觀研究，宏觀研究面臨更難處理的內(nèi)生性問題以及無法進行精細化的機制分析，得出結(jié)論存在較大差異與爭議。Huang（2016）指出發(fā)展中國家OFDI對收入分配的影響與國家地理區(qū)域和經(jīng)濟發(fā)展水平差異有關(guān)［10］；Doan和Wan（2017）使用跨國數(shù)據(jù)研究了全球化對勞動份額的影響，發(fā)現(xiàn)外資流動對勞動份額沒有顯著影響［11］。萬晶和周記順（2022）基于中國省際數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對勞動收入份額具有門檻效應(yīng)［12］。

基于上述文獻可以看出，無論是宏觀研究還是微觀研究，關(guān)于對外直接投資對勞動收入份額是正向影響還是負向影響仍未達成一致結(jié)論。

（二）中國勞動收入份額變化的影響因素分析

關(guān)于勞動收入份額影響因素的研究，學者們已經(jīng)做了非常全面的探索，現(xiàn)有研究可以總結(jié)為幾類：

1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。20世紀90年代后期以來，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動收入份額相對較高的農(nóng)業(yè)部門向勞動收入份額相對較低的非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)換，使得我國勞動收入份額下降［2，13］。在此基礎(chǔ)上，有學者指出勞動收入份額變動源于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與勞動者相對談判能力之間的權(quán)衡［14］。

2技術(shù)進步非中性。技術(shù)進步使得不同生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)率提高幅度不同，要素邊際生產(chǎn)率之比等同于要素價格之比，從而使得要素收入份額發(fā)生變化。就中國而言，學者指出勞動節(jié)約型技術(shù)進步是勞動收入份額降低的最主要原因［15］。

3全球化。20世紀90年代后期，一是國家實施大力引進外資的發(fā)展戰(zhàn)略使地方政府為招商引資競爭，弱化了勞動者的談判能力［15］；二是外資進入帶來的“負工資效應(yīng)”也將使得外資流入與勞動收入份額呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系［16］；三是中間品相對價格和技術(shù)引進成本的降低使得勞動收入份額降低［17］。

綜上所述，現(xiàn)有研究關(guān)于對外直接投資如何影響母國勞動收入份額的研究尚未得到一致結(jié)論。“十八大”以來，中國以“共商、共建、共享”為原則，積極推動“一帶一路”倡議，共建人類命運共同體，中國勞動收入份額在這一時期不斷上升。已有研究較多關(guān)注2010年之前勞動份額不斷下降的經(jīng)濟現(xiàn)象，對“新時代”勞動收入份額上升這一新現(xiàn)象的探索較少，本文對此進行補充；為緩解宏觀數(shù)據(jù)分析面臨的內(nèi)生性干擾，本文使用微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法，探究企業(yè)對外直接投資是否影響以及如何影響企業(yè)內(nèi)勞動收入份額。

二、理論分析與研究假說

Bentolila和Saint-Paul（2003）證明，在無摩擦的新古典主義增長模型中，假定生產(chǎn)規(guī)模收益不變和勞動偏向型技術(shù)進步，勞動收入份額由資本-產(chǎn)出比決定［18］。在其模型的基礎(chǔ)上，假設(shè)廠商生產(chǎn)技術(shù)是CES函數(shù)，即規(guī)模報酬不變，具體如式（1）：

Yi=αAiKiε+1-αBiLiε[SX（]1[]ε[SX）]（1）

其中α是資本產(chǎn)出彈性，K和L為企業(yè)i的資本和勞動力投入，ε是彈性決定系數(shù)（0<ε<1，彈性δ=11-ε），A與B是技術(shù)進步偏向方向，可以求解出勞動收入份額?具體推導見Bentolila和Saint-Paul（2003）。：

sLi=1-αAikiε（2）

這表明勞動收入份額依賴于技術(shù)進步傾向于資本的程度A，資本產(chǎn)出比α以及彈性決定系數(shù)ε。正如大多數(shù)已有研究所表明的，當ε大于0時，資本與勞動呈替代關(guān)系，更高的資本產(chǎn)出比意味著更低的勞動收入份額。陸雪琴和田磊（2020）根據(jù)2008年全國稅收調(diào)查數(shù)據(jù)計算出當時中國的替代彈性為136［4］，與中國在2010年之前勞動收入份額持續(xù)下降的客觀現(xiàn)實相符合。中國企業(yè)“走出去”如何作用于企業(yè)勞動收入份額呢？

（一）企業(yè)對外直接投資、技術(shù)進步與企業(yè)勞動收入份額

通過對外直接投資實現(xiàn)技術(shù)進步是我國眾多企業(yè)開展OFDI的主要動機之一［5］。中國企業(yè)通過對外直接投資以獲得國外新技術(shù)，技術(shù)進步是資本密集型活動，當資本與勞動的替代彈性大于1時，資本將替代部分勞動力，這種替代效應(yīng)使得部分勞動者受到負面沖擊。一方面，新技術(shù)引進更可能與高技能勞動者表現(xiàn)為互補關(guān)系，因此勞動者異質(zhì)性的存在使得技術(shù)進步對勞動者的影響存在系統(tǒng)性差異。因此逆向技術(shù)溢出帶來的技術(shù)進步對勞動收入份額的最終影響取決于技術(shù)互補型工人收入份額增加是否能夠覆蓋掉替代型工人收入的下降［19］。另一方面，通過對外直接投資實現(xiàn)技術(shù)進步的母國企業(yè)同樣會對母國其他本土企業(yè)形成技術(shù)“再溢出”，二次溢出的效果與其他本土企業(yè)自身研發(fā)水平、技術(shù)差距以及人力資本等因素相關(guān)。因此，二次技術(shù)溢出將在企業(yè)間形成非中性的技術(shù)沖擊：第一，這可能使得部分低端勞動密集型企業(yè)中資本對勞動替代效應(yīng)進一步加強，從而使得勞動收入份額進一步降低。其次，對于高技能勞動密集型企業(yè)而言，技術(shù)進步帶來更高的技術(shù)工人需求，這可能提高企業(yè)內(nèi)的勞動收入份額。因此，整體而言技術(shù)溢出帶來的勞動收入份額變動是兩種力量相互作用的結(jié)果。基于中國總體上人力資本水平仍然不高、資本替代彈性大于1的現(xiàn)實背景［4，14］，逆向技術(shù)溢出帶來的技術(shù)進步將導致勞動收入份額降低?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f：

H1：基于我國資本替代彈性大于1、人力資本整體水平不高的事實，對外直接投資帶來的逆向技術(shù)溢出，將導致勞動收入份額降低。

（二）企業(yè)對外直接投資、就業(yè)規(guī)模與企業(yè)勞動收入份額

新新貿(mào)易理論認為相對于國內(nèi)企業(yè)，生產(chǎn)率較高的企業(yè)走向國際市場進行出口，生產(chǎn)率最高的企業(yè)則進行對外投資。對外直接投資與母國企業(yè)貿(mào)易存在替代或者互補關(guān)系，進而對國內(nèi)勞動力市場的需求產(chǎn)生不同影響［20］。一方面，市場尋求型與水平型對外直接投資可以通過擴展新市場、獲取低成本的中間品投入和分攤研發(fā)成本等方式提高母國產(chǎn)出。我國在外國設(shè)立營銷服務(wù)中心，擴大出口和東道國市場需求，促進勞動力要素投入增加。根據(jù)國際貿(mào)易理論中的多樣性偏好（love-of-variety），中國對外直接投資造成的引致需求，會造成對供給端工人的需求上升；另一方面，垂直型對外直接投資尋求廉價勞動力，生產(chǎn)場地的轉(zhuǎn)移可能造成國內(nèi)企業(yè)對母國工人需求減少，進而降低勞動收入份額［7］。

考慮到資本相對于勞動力流動能力更強，因此其議價能力更強，進而國際投資行為將使得勞動者的議價能力更低。企業(yè)的經(jīng)營績效直接影響勞動者的工資水平及需求程度，有學者基于對外直接投資的時間長短研究發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)對外直接投資短期能夠帶來企業(yè)業(yè)績增長，長期則出現(xiàn)業(yè)績下滑［21］?；诖?，本文提出如下假說：

H2：中國企業(yè)對外直接投資對母國勞動力需求的影響是模糊的。一方面，通過擴大海外市場，需要勞動力投入以保證供給，將提升勞動收入份額；另一方面，對外直接投資可以利用國外廉價勞動力進行生產(chǎn)，會降低對國內(nèi)勞動力的需求，使其談判能力下降，進而降低勞動收入份額。

（三）企業(yè)對外直接投資、明星企業(yè)與企業(yè)勞動收入份額

根據(jù)Autor等（2020）以企業(yè)規(guī)模為切入點，構(gòu)建不完全競爭模型［22］，推導得出企業(yè)勞動收入份額與企業(yè)加價之間的關(guān)系如式（3）：

Sω≡wVpωqω=cωpω=1mω（3）

其中，企業(yè)加價m（p）=1-1Apd′（Ap）d（Ap）-σ+1是關(guān)于價格p的減函數(shù)。一方面，明星企業(yè)由于能夠獲得更大的市場勢力，擁有稅收、融資、土地價格優(yōu)惠等方面的便利條件，其成本更低，利潤更高；另一方面，沉沒成本隨著企業(yè)規(guī)模擴大，規(guī)模效應(yīng)使企業(yè)的成本分攤能力逐漸提升，進而提升企業(yè)利潤和加價能力；此外，明星企業(yè)憑借其市場勢力獲得更大的價格加成能力以及超額利潤優(yōu)勢，實現(xiàn)企業(yè)盈利能力提升，從而造成企業(yè)內(nèi)勞動收入份額降低。

企業(yè)對外直接投資如何影響企業(yè)自身的規(guī)模并進一步影響企業(yè)內(nèi)的勞動收入份額呢？從需求側(cè)出發(fā)，全球化帶來更加激烈的產(chǎn)品市場競爭，消費者對質(zhì)量調(diào)整后的價格更加敏感，使得明星公司的崛起；從供給側(cè)出發(fā)，結(jié)合異質(zhì)性貿(mào)易理論，高生產(chǎn)率的企業(yè)進行對外直接投資擴展海外業(yè)務(wù)，這會促使銷售向每個行業(yè)中生產(chǎn)率最高的企業(yè)傾斜，產(chǎn)品市場集中度將上升，因為各行業(yè)越來越多地被明星企業(yè)所主導，這些企業(yè)具有較高的標價和較低的勞動力收入份額。基于此，本文提出如下假說：

H3：高生產(chǎn)率企業(yè)進行對外直接投資，擴大企業(yè)自身規(guī)模，會降低勞動收入份額。

三、實證設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

（一）實證策略

考慮到每一個企業(yè)進行對外直接投資的時間不同，本文構(gòu)建多時點雙重差分模型研究對外直接投資對企業(yè)勞動收入份額的影響。

lsijpt=α+β1SDIDit+δcontrols2014×ft+γi+ut+εijpt（4）

其中i為企業(yè)，j為行業(yè)，p為省份，t為時間。被解釋變量ls為企業(yè)勞動收入份額，?參考方軍雄（2011），本文采用要素成本計算的增加值度量ls，即ls=支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金/（營業(yè)收入-營業(yè)成本+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+固定資產(chǎn)折舊）［23］。β1為本文重點關(guān)注的回歸系數(shù)，其反映企業(yè)進行對外直接投資如何影響企業(yè)內(nèi)勞動收入份額。如果β1大于0，則表明企業(yè)進行對外直接投資將有利于企業(yè)內(nèi)勞動收入份額的增加。與單時點雙重差分不同，核心解釋變量定義SDIDit為進行對外投資的企業(yè)在投資年及之后取1，其余取0。

控制變量主要包含微觀和宏觀兩方面。微觀層面控制變量包括企業(yè)規(guī)模（size，企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)值）、企業(yè)經(jīng)營時間（age，企業(yè)年齡加1后的對數(shù)值）、資產(chǎn)負債率（lev，總負債/總資產(chǎn)）、資本回報率（roa）、資本密集度（ci，人均固定資產(chǎn)的自然對數(shù)值）、企業(yè)是否出口（ck）。對于企業(yè)層面的控制變量選擇使用了兩種方式：一是使用企業(yè)隨時間變化的控制變量進行控制；二是使用企業(yè)不隨時間變化的控制變量以緩解“壞控制變量問題”，通過加入2014企業(yè)層面的控制變量與時間趨勢項f（t）的方式進行微觀控制。宏觀層面的控制變量包括，省份經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp）、經(jīng)濟增長率（gdprate）、人均GDP（pergdp）、貿(mào)易開放度（tradepend）、市場化指數(shù)（mi）。

γi企業(yè)固定效應(yīng)，用來控制隨個體變化但不隨時間變化的不可觀測因素。ut時間固定效應(yīng)用來控制不隨個體變化只隨時間變化的趨勢。在之后的檢驗中繼續(xù)加入更多維度的固定效應(yīng)，進一步提升因果識別的干凈程度與結(jié)果的穩(wěn)健性。標準誤分別在個體、行業(yè)、省份層面聚類，緩解組自相關(guān)問題對回歸結(jié)果的干擾，確?；貧w結(jié)果穩(wěn)健。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒?《中國統(tǒng)計年鑒》中收入法GDP提供了分地區(qū)的勞動者報酬和地區(qū)生產(chǎn)總值，加總之后可以得到全國勞動收入份額。收入法國民生產(chǎn)總值核算。國內(nèi)生產(chǎn)總值收入法核算將GDP按不同的收入歸為勞動者報酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營業(yè)盈余四個部分。勞動者報酬包含工資總額、福利費、醫(yī)療保險和失業(yè)保險、住房公積金等。、各省統(tǒng)計年鑒、中國分省份市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫以及中國對外投資統(tǒng)計公報。避免2008年金融危機、《勞動合同法》實施以及勞動收入份額統(tǒng)計口徑變化等外生沖擊，本文以2009-2020年上市企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本。本文對數(shù)據(jù)進行如下處理：參考倪驍然和朱玉杰（2016），剔除ST、*ST、暫停上市、退市的企業(yè)樣本；刪除員工數(shù)目、資產(chǎn)總計等相關(guān)變量為負數(shù)的錯誤數(shù)據(jù)；刪除金融行業(yè)樣本數(shù)據(jù)；以2009年為基期對數(shù)據(jù)進行平減處理；為排除極端值影響，本文對連續(xù)變量前后1%水平進行縮尾處理［24］。相關(guān)變量定義與描述性統(tǒng)計如表1。

四、對外直接投資對勞動收入份額影響

本部分針對企業(yè)對外直接投資對企業(yè)勞動收入份額的影響進行基準回歸估計。在此基礎(chǔ)之上，進行一系列穩(wěn)健性檢驗。

（一）基準回歸

表2列（1）只加入核心解釋變量以及固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。列（2）-列（3）進一步加入常規(guī)企業(yè)層面控制變量與宏觀層面控制變量，可以看到核心解釋變量的系數(shù)依然顯著為正，且穩(wěn)定在0012。在經(jīng)濟顯著性上，對外投資企業(yè)將提高企業(yè)內(nèi)勞動收入份額0012個單位，這相當于使得勞動收入份額提高924%。列（4）-列（5）分別加入不隨時間變化的微觀、宏觀控制變量與時間趨勢項交互項，回歸系數(shù)依然穩(wěn)定在0010，且均在5%的顯著性水平上顯著。基準回歸結(jié)果表明，進行對外直接投資對勞動收入份額有提升作用?？刂谱兞康幕貧w系數(shù)符合預期，企業(yè)規(guī)模與勞動收入份額呈現(xiàn)負相關(guān)；企業(yè)存活時間越長企業(yè)地位越穩(wěn)固，加價能力越強，勞動份額越低；企業(yè)杠桿率高意味著企業(yè)是資本偏向型企業(yè)，因此其對勞動收入份額有負向作用；地區(qū)發(fā)展水平和開放程度等指標同樣反映了地區(qū)的制度環(huán)境，發(fā)達地區(qū)的工會等人文關(guān)懷更被重視，會提高員工的積極性和勞動收入份額；與市場化指數(shù)相關(guān)聯(lián)的是，市場化程度高，勞動者的選擇權(quán)越高，議價能力越強。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為確保實證方法的適用性和基準結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，具體包括：（1）Bacon分解考慮到負權(quán)重問題可能對實證結(jié)果造成干擾，Bacon分解［25］方法進行檢驗。結(jié)果顯示核心解釋變量估計量中，一直接受處理與從未接受處理組的效應(yīng)僅占015%。；（2）平行趨勢檢驗事件研究法結(jié)果顯示，企業(yè)進行OFDI之前回歸系數(shù)不顯著，之后顯著為正。；（3）引入更高維度固定效應(yīng)與改變標準誤聚類層級；（4）使用“一帶一路”沿線省份進行單時點雙重差分估計?《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》規(guī)劃了18個“一帶一路”倡議重點省份，將經(jīng)營地坐落在重點對接省份的企業(yè)作為處理組，其他企業(yè)作為對照組［26］。；（5）變量替換參考陸雪琴和田磊（2020）以要素成本計算的增加值衡量勞動收入份額［4］。；（6）傾向得分匹配；（7）隨機模擬與區(qū)分投資動機的安慰劑檢驗前者，500次隨機模擬回歸系數(shù)集中在0附近，顯著異于基準回歸系數(shù)；后者，將對非OCED國家進行投資作為市場尋求型OFDI賦值為1，其他取0。與核心解釋變量生成交互項納入回歸方程，交換項系數(shù)顯著為正則說明中國對外直接投資擴展海外市場提升的就業(yè)效應(yīng)更明顯，印證本文的核心假說H2。。檢驗結(jié)果見表3，系數(shù)均顯著為正，與基準估計一致，說明基準估計結(jié)果是穩(wěn)健的限于篇幅所限，Bacon分解圖、平行趨勢檢驗圖和隨機模擬圖未在正文中報告，備索。

五、OFDI如何提升企業(yè)勞動收入份額

理論分析部分指出，企業(yè)進行對外直接投資可能通過逆向技術(shù)溢出、就業(yè)效應(yīng)以及企業(yè)規(guī)模三種方式影響企業(yè)勞動收入份額變動。

（一）技術(shù)效應(yīng)

參考黎文靖和鄭曼妮（2016），使用企業(yè)專利申請數(shù)量和獲批專利數(shù)量作為測度企業(yè)創(chuàng)新水平的指標［27］，將其作為被解釋變量進行回歸分析，檢驗OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表4列（1）-列（2）所示，企業(yè)對外直接投資對企業(yè)自身技術(shù)水平有積極作用，這符合學術(shù)界的共識，即對外直接投資存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng)［5］。根據(jù)前文理論分析可知，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)更可能對勞動收入份額造成消極的影響。值得指出的是該系數(shù)僅在10%的顯著性水平通過檢驗，即效果存在但影響有限。另一方面，我們注意到獲得專利的系數(shù)小于以申請數(shù)作為被解釋變量的回歸系數(shù)（0222>0177），審批通過相對于申請數(shù)下降20%，一定程度證明了專利申請質(zhì)量不高，即學者廣為關(guān)注的專利泡沫或者“創(chuàng)新假象”現(xiàn)象［28］?？偠灾?，該實證結(jié)果表明對外直接投資產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出作用，這會在一定程度上削弱國內(nèi)勞動收入份額，印證了假說H1。但對外直接投資對國內(nèi)勞動收入份額的整體效果取決于不同渠道之間的“競爭”結(jié)果。

（二）就業(yè)效應(yīng)

將企業(yè)雇傭人數(shù)作為就業(yè)效應(yīng)渠道的被解釋變量進行回歸，系數(shù)如表4列（3）?？梢钥吹?，對外直接投資顯著增加了企業(yè)的雇傭規(guī)模，在1%的顯著性水平上通過檢驗，此結(jié)果回應(yīng)了前文理論分析中的假說H2。該回歸系數(shù)為0248，大于逆向技術(shù)溢出渠道的回歸系數(shù)（0177和0222）。根據(jù)前文理論分析，就業(yè)效應(yīng)能夠使得企業(yè)對外直接投資對勞動收入份額產(chǎn)生積極的作用，且當就業(yè)效應(yīng)（0248）大于逆向技術(shù)溢出帶來的消極影響（0177-0222），那么整體上對外直接投資將使得勞動收入份額增加回歸系數(shù)均先通過組間系數(shù)檢驗以確保系數(shù)可比性，然后再進行比較。

（三）勞動者二元分解

參考許家云等（2020）的方法［29］，本文對勞動收入份額分解如式（6）：

LShare=[SX（]wit×Laborit[]PtQit[SX）]（6）

雙邊取對數(shù)得到式（7）：

lnLShare=lnwit-lnlprodit（7）

雙邊求導數(shù)得到式（8）：

LShareOFDI=lnwOFDI-lnlprodOFDI?（8）

勞動收入份額被分解為對平均工資的影響以及對企業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響的差值，分別以員工平均工資和員工生產(chǎn)率為被解釋變量進行回歸分析，結(jié)果如表4列（4）、列（5）?；貧w系數(shù)表明，對外直接投資顯著提高了員工的平均工資，對于員工的平均勞動生產(chǎn)率呈負面影響。逆向技術(shù)溢出為什么會導致單位勞動生產(chǎn)率降低呢？結(jié)合就業(yè)效應(yīng)大于逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果可知，單位員工生產(chǎn)率來源于技術(shù)進步與雇傭規(guī)模比值，當就業(yè)規(guī)模促進效應(yīng)大于技術(shù)溢出效應(yīng)時，單位員工生產(chǎn)率將會下降，即這一實證結(jié)果再次證明了就業(yè)效應(yīng)大于技術(shù)溢出效應(yīng)。

（四）明星企業(yè)效應(yīng)

參考“明星企業(yè)理論”（Superstar?Firm?Theory）大型企業(yè)擠占其他企業(yè)市場份額、擠壓勞動收入份額的思路和方法，計算各行業(yè)集中度作為明星企業(yè)崛起的代理變量［22］。表4列（6）-（8）實證結(jié)果顯示，當使用赫芬達爾指數(shù)衡量行業(yè)集中度時，企業(yè)進行對外直接投資能夠顯著增加其在該行業(yè)中的壟斷能力，壟斷能力的增強將會對勞動收入份額產(chǎn)生負向影響。為了檢驗這一結(jié)果的穩(wěn)健性，本文繼續(xù)構(gòu)建CR指數(shù)作為行業(yè)集中度的衡量，實證結(jié)果表明，企業(yè)對外直接投資對企業(yè)壟斷能力的影響不再顯著，即使用赫芬達爾指數(shù)單一指標進行回歸分析的結(jié)果不夠穩(wěn)健本文構(gòu)建多層次CR指數(shù)，結(jié)果均無法支持對外直接投資擴大企業(yè)壟斷能力（市場集中程度）的效果。。因此，我們更傾向于認為：中國企業(yè)對外直接投資沒有顯著增加市場集中度，即中國企業(yè)在“一帶一路”背景下的對外直接投資沒有表現(xiàn)出顯著的明星企業(yè)效應(yīng)，這一結(jié)論與陸雪琴和田磊（2020）研究中指出的“2010年之后企業(yè)規(guī)模分布變化不大，而企業(yè)內(nèi)勞動收入份額上升較為明顯［4］”是一致的，與Autor等（2020）對發(fā)達國家的實證檢驗結(jié)果不一致［22］。為什么中國企業(yè)對外直接投資沒有呈現(xiàn)出與發(fā)達國家類似的情景呢？對此可能的解釋是：與“海默式”的以追求企業(yè)私人利潤為目標的傳統(tǒng)壟斷優(yōu)勢不同，以ESG（環(huán)境、社會和公司治理）為核心的追求社會包容性發(fā)展的特定優(yōu)勢在跨國公司的對外直接投資中變得尤為重要［6］。中國上市企業(yè)的ESG優(yōu)勢顯著促進其進行OFDI。企業(yè)增加對外直接投資的同時，ESG也會約束其自身行為避免在市場上形成壟斷力量，即以不擠占同行業(yè)其他企業(yè)市場份額而獲得壟斷利潤的和諧發(fā)展方式，企業(yè)的這種自我約束行為是ESG的直接體現(xiàn)。

綜上所述，企業(yè)對外直接投資的就業(yè)效應(yīng)帶來的積極效果能夠抵消掉技術(shù)效應(yīng)帶來的消極效果，同時中國企業(yè)不同于西方發(fā)達國家的企業(yè)，我國企業(yè)可能擁有更強的ESG內(nèi)在激勵，因此沒有表現(xiàn)出顯著的明星企業(yè)效應(yīng)，回應(yīng)了前文的假說H3。

六、進一步分析：對外直接投資加劇了企業(yè)內(nèi)不平等嗎？

對外直接投資是否會加劇企業(yè)內(nèi)的收入差距呢？企業(yè)內(nèi)收入差距具有兩面性：一方面，“錦標賽理論”（Tournament?Theory）認為，企業(yè)內(nèi)薪酬差距可以調(diào)動員工積極性，即層級間薪酬差距被視作贏得錦標賽的獎勵。同時，薪酬差距的競爭作用有利于員工專注于工作，降低監(jiān)督成本，緩解委托-代理問題，增加企業(yè)績效；另一方面，“社會比較理論”（Social?Comparison?Theory）則認為，人們偏好公平，在獲得勞動報酬時，會比較自己與他人的收入分配是否公平。因此，薪酬差距過大會使得員工信心不足，進而喪失工作積極性和合作意愿，損害公司業(yè)績。理論上，企業(yè)對外直接投資對收入差距的影響取決于對管理層和普通員工薪酬的影響，可以總結(jié)為如下情況：

情況1：增加管理層收入，減少員工收入，擴大差距。

情況2：增加員工收入，減少管理層收入，縮小差距。

情況3：管理層和員工薪酬同時增加，員工增長得更多，縮小收入差距。

情況4：管理層和員工薪酬同時增加，管理層增長得更多，擴大收入差距。

管理層具有決策權(quán)和規(guī)則制定權(quán)，根據(jù)理性人的假設(shè)，管理層不會降低自己的薪酬，因此情況1被排除。使用兩種方法對該問題進行研究。一是使用分組回歸的方式分別將管理層平均薪酬與員工平均薪酬（取對數(shù)）作為被解釋變量進行回歸分析，回歸結(jié)果見表5列（1）、列（2），實證回歸系數(shù)顯示管理層回歸系數(shù)更大，即容易簡單得出其薪酬增加幅度相對于員工而言更多的錯誤結(jié)論。分組回歸系數(shù)均顯著在統(tǒng)計意義上是不能直接進行比較系數(shù)大小的，需進行似無相關(guān)檢驗［30］。列（2）對分組樣本進行組間系數(shù)差異檢驗得出組間系數(shù)不顯著存在差異（p=0241），即企業(yè)對外進行直接投資不會使企業(yè)內(nèi)部收入差距擴大。因管理層的薪酬更多來源于資本收入，這是否與前文得出的對外直接投資促進勞動收入份額增長的結(jié)論矛盾呢？可進行如下解釋：對外直接投資對員工人均收入的提升雖然沒有管理層多，但勞動收入份額考慮的不是平均工資比，還需要考慮所在階層中的勞動者規(guī)模，即勞動收入份額的變動取決于員工整體收入的變動幅度與管理層整體收入變動幅度比。當員工整體收入增長量超過管理層員工增長量時，勞動收入份額增長且同時內(nèi)部收入差距拉大。一般而言，企業(yè)管理層規(guī)模不會出現(xiàn)較大變化［31］，結(jié)合前文實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)雇傭規(guī)模顯著增長，說明這種解釋合理。二是借鑒孔東民等（2017）的做法［32］，將企業(yè)薪酬收入差距（FPG）?定義為管理層平均薪酬?（AMP）?與員工平均薪酬?（AEP）?的比值其中，管理層包括所有的高管、董事（獨立董事除外）以及監(jiān)事，員工指所有普通員工。具體地，AMP等于“董事、監(jiān)事及高管年薪總額”除以管理層規(guī)模，其中管理層規(guī)模是“董事人數(shù)”“高管人數(shù)”及“監(jiān)事人數(shù)”總和減去“獨立董事人數(shù)”以及“未領(lǐng)取薪酬的董事、監(jiān)事或高管人數(shù)”。中國企業(yè)的股權(quán)支付覆蓋范圍和支付比例均較小。因此，未將股權(quán)支付納入薪酬。類似地，AEP等于“應(yīng)付職工薪酬總額”變化值加上“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”減去“董事、監(jiān)事及高管年薪總額”再除以員工人數(shù)。。以此作為被解釋變量進行回歸分析，回歸系數(shù)見表5列（3），該系數(shù)大于零，說明對外直接投資能夠促使企業(yè)內(nèi)部收入差距趨于不平等（與分組回歸中管理層收入增長幅度更大相呼應(yīng)），但該系數(shù)不顯著（與前文組間差異檢驗不顯著相呼應(yīng)）。綜上，本文認為對外直接投資不會加劇企業(yè)內(nèi)的收入不平等程度。

七、結(jié)論與啟示

十八大以來，在“一帶一路”倡議下中國企業(yè)對外進行直接投資大幅度增加，與此同時中國勞動收入份額也不斷提高。本文使用2009-2020年中國A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，檢驗了企業(yè)對外直接投資對勞動收入份額的影響，以期為勞動收入份額上升找到新的解釋。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)對外直接投資顯著提升了勞動收入份額。企業(yè)對外直接投資帶來的就業(yè)效應(yīng)大于技術(shù)溢出對就業(yè)的負向影響是使勞動收入份額提高的具體機制。（2）西方學者指出的明星企業(yè)效應(yīng)，即企業(yè)通過對外直接投資擴大自身壟斷力量，進而壓低勞動收入份額的情況在中國沒有發(fā)生。（3）擴展分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外直接投資未加劇企業(yè)內(nèi)部的收入不平等。本文從理論邏輯和經(jīng)驗證據(jù)上證明了中國企業(yè)“走出去”并沒有降低企業(yè)內(nèi)勞動收入份額，反而提高了勞動收入份額，說明中國企業(yè)擴大對外直接投資與共同富裕的目標不矛盾。

近年來，中國積極發(fā)展對“一帶一路”沿線國家的直接投資，大力發(fā)展周邊共贏戰(zhàn)略，推動新型全球化，我國企業(yè)“走出去”能夠給“一帶一路”沿線國家?guī)戆l(fā)展機遇已經(jīng)成為共識。上述研究結(jié)論表明，“走出去”能夠促進本國勞動收入份額提升，印證了“一帶一路”倡議的共贏屬性。隨著中國成為世界上第二大經(jīng)濟體，國際環(huán)境不確定性增加，堅持擴大內(nèi)需戰(zhàn)略基點，更多依托國內(nèi)市場，形成國民經(jīng)濟良性循環(huán)從供給端發(fā)力，堅持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是構(gòu)建新發(fā)展格局、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵方法。中國企業(yè)對外直接投資擴大勞動收入份額的提升對擴大內(nèi)需有直接作用。勞動收入份額的變化不僅會對收入分配狀況產(chǎn)生影響，也能夠在一定程度上反映經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟效率。中國“一帶一路”倡議積極利用國內(nèi)國際兩個市場，不僅有利于世界各國人民，也有利于本國人民和本國經(jīng)濟增長，良性循環(huán)將進一步加深全球經(jīng)濟一體化，為構(gòu)建人類命運共同體做出更多的努力。

參考文獻：

［1］?Kaldor，?N.?Capital?Accumulation?and?Economic?Growth.?In：?Hague，?D.C.?（eds）The?Theory?of?Capital.?International?Economic?Association?Series.?London：?Palgrave?Macmillan，?1961，?177-222.

［2］?白重恩，錢震杰.誰在擠占居民的收入——中國國民收入分配格局分析［J］．中國社會科學，2009（5）：99-115，206.

［3］?陳宇峰，貴斌威，陳啟清.技術(shù)偏向與中國勞動收入份額的再考察［J］．經(jīng)濟研究，2013，48（6）：113-126.

［4］?陸雪琴，田磊.企業(yè)規(guī)模分化與勞動收入份額［J］．世界經(jīng)濟，2020，43（9）：27-48.

［5］?李梅，柳士昌.對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析［J］．管理世界，2012（1）：21-32，66.

［6］?謝紅軍，呂雪.負責任的國際投資：ESG與中國OFDI［J］．經(jīng)濟研究，2022，57（3）：83-99.

［7］?張宗斌，丁青雯.雙向直接投資協(xié)同提升中國全球價值鏈地位的作用機制與實現(xiàn)路徑研究［J］．理論學刊，2022（4）：89-99.

［8］?李磊，白道歡，冼國明.對外直接投資如何影響了母國就業(yè)？——基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究［J］．經(jīng)濟研究，2016，51（8）：144-158.

［9］?Macis?M，?Schivardi?F.?Exports?and?Wages：?Rent?Sharing，?Workforce?Composition，?or?Returns?to?Skills？?［J］．?Journal?of?Labor?Economics，?2016，?34（4）：945-78.

［10］Huang?Y.Understanding?Chinas?Belt?and?Road?Initiative：?Motivation，?Framework?and?Assessment?［J］．?China?Economic?Review，?2016，40：314-21.

［11］Doan，?H.?T.?T.，?and?Wan，?G.，?Globalization?and?the?Labor?Share?in?National?Income?［J］．?ADBI?Working?Paper，?No.639，?2017

［12］萬晶，周記順.對外直接投資促進了我國勞動收入份額增長嗎——基于“一帶一路”數(shù)據(jù)的門檻效應(yīng)研究［J］．國際商務(wù)（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學學報），2022（2）：87-104.

［13］張?zhí)N萍，趙建，葉丹.新中國70年收入分配制度改革的基本經(jīng)驗與趨向研判［J］．改革，2019（12）：115-123.

［14］原雪梅，高寒.內(nèi)外流動性沖擊、金融周期差異與新興經(jīng)濟體跨境資本流動波動性［J］．濟南大學學報（社會科學版），2022（4）：113-126.

［15］周明海，肖文，姚先國.企業(yè)異質(zhì)性、所有制結(jié)構(gòu)與勞動收入份額［J］．管理世界，2010（10）：24-33.

［16］邵敏，黃玖立.外資與我國勞動收入份額——基于工業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗研究［J］．經(jīng)濟學（季刊），2010，9（4）：1189-1210.

［17］余淼杰，梁中華.貿(mào)易自由化與中國勞動收入份額——基于制造業(yè)貿(mào)易企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析［J］．管理世界，2014（7）：22-31.

［18］Bentolila?S，?Saint-Paul?G.?Explaining?Movements?in?the?Labor?Share?［J］．?Contributions?in?Macroeconomics，?2003，3（1）

［19］蘆婷婷，祝志勇，劉暢暢.人工智能、人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與勞動收入份額變化［J］．廣東財經(jīng)大學學報，2022（4）：4-17.

［20］蔣冠宏.我國企業(yè)對外直接投資的“就業(yè)效應(yīng)”［J］．統(tǒng)計研究，2016，33（8）：55-62.

［21］劉柏，梁超.董事會過度自信與企業(yè)國際并購績效［J］．經(jīng)濟管理，2017，39（12）：73-88.

［22］Autor?D，?Dorn?D，?Katz?LF，?Patterson?C，?Van?Reenen?J.The?Fall?of?the?Labor?Share?and?the?Rise?of?Superstar?Firms?［J］．?The?Quarterly?Journal?of?Economics，?2020，?135（2）：645-709.

［23］方軍雄.高管權(quán)力與企業(yè)薪酬變動的非對稱性［J］．經(jīng)濟研究，2011，46（4）：107-120.

［24］倪驍然，朱玉杰.勞動保護、勞動密集度與企業(yè)創(chuàng)新——來自2008年《勞動合同法》實施的證據(jù)［J］．管理世界，2016（7）：154-167.

［25］黎文靖，鄭曼妮.實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響［J］．經(jīng)濟研究，2016，51（4）：60-73.

［26］Goodman-Bacon?A.Difference-in-differences?with?Variation?in?Treatment?Timing?［J］．?Journal?of?Econometrics，?2021，225（2）：254-77.

［27］呂越，陸毅，吳嵩博，等.“一帶一路”倡議的對外投資促進效應(yīng)——基于2005—2016年中國企業(yè)綠地投資的雙重差分檢驗［J］．經(jīng)濟研究，2019，54（9）：187-202.

［28］張杰，高德步，夏胤磊.專利能否促進中國經(jīng)濟增長——基于中國專利資助政策視角的一個解釋［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2016（1）：83-98.

［29］許家云.進口與企業(yè)員工收入——以中國制造業(yè)企業(yè)為例［J］．金融研究，2020（10）：131-149.

［30］連玉君，廖俊平.如何檢驗分組回歸后的組間系數(shù)差異？［J］．鄭州航空工業(yè)管理學院學報，2017，35（6）：97-109.

［31］李彥龍.創(chuàng)新與收入不平等［J］．勞動經(jīng)濟研究，2020，8（5）：117-144.

［32］孔東民，徐茗麗，孔高文.企業(yè)內(nèi)部薪酬差距與創(chuàng)新［J］．經(jīng)濟研究，2017，52（10）：144-157.

Can?Outward?Foreign?Direct?Investment?Raise?the?Share?of?Labor?Income？

LI?Zeng-gang，?WANG?Dian

（Center?for?Economic?Research，?Shandong?University，?Jinan?250100，?China）

Abstract：?General?Secretary?Xi?Jinping?pointed?out?that?“We?will?work?to?raise?the?share?of?personal?income?in?the?distribution?of?national?income?and?give?more?weight?to?work?remuneration?in?primary?distribution.”?In?the?context?of?Chinese?enterprises?going?global?and?increasing?foreign?direct?investment，?whether?labor?income?in?enterprises?increases?or?decreases?will?directly?affect?the?share?of?residents?income?in?the?primary?distribution.?Based?on?the?data?of?Chinese?A-share?listed?companies?from?2009?to?2020，?this?paper?empirically?examines?the?impact?of?enterprises?OFDI?behavior?on?the?share?of?labor?income?in?enterprises?using?the?difference-in-differences?method.?It?is?found?that?OFDI?significantly?contributes?to?the?increase?in?the?share?of?intra-firm?labor?income，?raising?the?share?of?intra-firm?labor?income?by?about?9.24%，?and?the?results?still?hold?when?multiple?robustness?checks?are?conducted.?The?mechanism?test?indicates?that?the?employment?effect?of?corporate?OFDI?is?larger?than?the?substitution?effect?from?reverse?technology?spillover?effect.?At?the?same?time，?the?Superstar?Firms?effect，?which?is?prevalent?among?multinational?firms?in?developed?countries，?has?no?significant?effect?on?Chinese?firms.?The?extended?analysis?finds?that?FDI?from?firms?does?not?exacerbate?intra-firm?income?inequality?while?expanding?the?labor?income?share.

Key?words：outward?foreign?direct?investment;?labor?income?share;?“One?Belt，?One?Road”?initiative;common?prosperity

（責任編輯：周正）