本文摘要：摘 要：將我國對外直接投資數據和最新的微觀個體數據相匹配，并利用差異檢驗、分位數回歸等方法，從勞動合同的新視角考察了對外直接投資對高、低技能組的組間工資差距和組內工資差距的影響。 研究發現：與發達國家不同，我國對外直接投資有助于臨時合同工人
摘 要：將我國對外直接投資數據和最新的微觀個體數據相匹配，并利用差異檢驗、分位數回歸等方法，從勞動合同的新視角考察了對外直接投資對高、低技能組的組間工資差距和組內工資差距的影響。 研究發現：與發達國家不同，我國對外直接投資有助于臨時合同工人工資水平的提高，且提升作用大于固定合同工人; 對外直接投資在擴大高、低技能組間工資差距的同時也縮小了組內工資差距，即具有“組間擴大，組內收斂”的極化效應; 對外直接投資對低技能組組內工資差距的縮小作用主要是通過提高低技能組中低收入群體的臨時合同工人工資水平實現的。 研究結論為客觀評估對外直接投資對居民收入極化的影響提供了一個來自轉型發展中國家的證據，對勞動力市場政策的調整具有重要的政策含義。
關鍵詞：對外直接投資; 臨時合同; 固定合同; 技能工資差距
一、引言及文獻綜述
作為經濟新常態下“穩增長、促轉型”的重要支撐，企業“走出去”是推進我國經濟結構調整、產業結構優化升級的重大戰略任務，也是擴大就業、緩解收入矛盾的內在要求。 事實上，自“走出去”戰略提出以來，得益于“一帶一路”倡議的快速推進，我國對外直接投資取得了迅猛發展。 與對外直接投資如火如荼不同的是，我國當前的就業形勢依然嚴峻，收入差距仍然較大，收入極化現象日漸凸顯。
作者：江小敏1 趙春明2 李宏兵3
大量研究表明，近年來我國居民收入逐漸向兩極聚集分化，并且工資性收入在極化變動中起主導作用(羅楚亮,2018; 劉海云 等,2019; 高艷云 等,2020)。 這種分布兩極集聚的“極化”現象通常難以通過不均等指數刻畫。 從規范的意義來說，“極化”對于社會穩定可能產生更為嚴重的消極影響。 對外直接投資作為一國參與和深化全球價值鏈的重要方式，使得國內勞動力市場的內部技能結構和收入極化分布發生了深刻變革(李宏兵 等,2017)。 而勞動合同通過法律文本的形式規范了勞動力市場中供給方與需求方的行為準則，在勞動力市場中處于核心地位。
勞動力論文范例：人工智能時代的勞動力市場綜合治理挑戰與政策工具
對外直接投資對國內勞動力市場的影響與勞動合同類型具有密切關聯，因此在考察對外直接投資影響國內勞動力市場極化時，勞動合同類型是一重要且不容忽視的視角。 我國《勞動合同法》于2007年頒布通過，相較于1995年實施的《勞動法》，《勞動合同法》強化了勞動規制執行力度，形成了一個更強更統一的勞動執行標準，這為我們規范地從勞動合同的新視角研究我國對外直接投資對國內勞動力技能工資的極化現象提供了現實基礎。 在加快企業“走出去”的背景下，基于勞動合同的新視角研究對外直接投資對技能工資的影響，對緩解我國勞動力市場的就業和工資的極化現象具有十分重要的現實意義，這不僅關系到我國勞動力的工資極化和就業穩定性，也關系到對外投資的可持續發展與國內的社會穩定。
對外直接投資的收入分配問題一直是國際經濟學的重要命題之一。 Feenstra et al.(1996)的外包理論研究發現美國制造業行業技能工資差距的15%33%是由對外直接投資引起的。 而關于對外直接投資加劇了技能工資差距這一結論已經得到了不少國內外文獻的驗證(Anderton et al.,1999; Head et al.,2002; Hijzen et al.,2005; Ahn et al.,2008; Hitoshi et al.,2012; 毛其淋 等,2014; 袁其剛 等,2015; 戚建梅 等，2017)。 但Slaughter(2000)研究發現對外直接投資活動未必會增加對技能勞動工人的需求。 部分研究文獻發現對外直接投資對技能工資差距幾乎沒有影響(Lipsey,2002)。
以上研究得出相矛盾結論的重要原因之一在于這些研究大多是基于行業和企業層面數據進行的考察，并沒有考慮對外直接投資對工資差距的影響可能會隨個體特征而發生變化。 近年來，隨著微觀個體數據的可得性逐步提升，越來越多的學者開始從微觀個體層面研究對外直接投資對高、低技能工人工資的差異性影響(Geishecker et al.,2008)。 然而，這些研究大多主要關注的是個體自身屬性的差異，例如性別、教育水平、工作經驗等，但對外直接投資對國內工資異質性的影響除與個體自身屬性相關以外，也與個體所簽訂的勞動合同類型密切相關。
臨時勞動合同為勞動力市場提供了靈活性,當遭遇負面經濟沖擊時,企業可以以較低的成本解雇這些員工，從而迅速做出應對外部沖擊的勞動力調整。 因此，對外直接投資通過勞動合同類型影響工資差距的新視角逐漸得到學者的重視。 Lee et al.(2014)將韓國工人劃分為高技能固定合同工人、高技能臨時合同工人、低技能固定合同工人和低技能臨時合同工人，研究發現韓國對外直接投資使得高技能臨時合同工人和低技能臨時合同工人遭受的損失更大。 利用德國個體層面的數據，研究發現對外直接投資提高了固定合同工人的工資，但卻降低了臨時合同工人的工資。
值得注意的是，上述從勞動合同的視角分析對外直接投資對技能工資影響的相關文獻的研究對象都是發達國家，而發展中國家的對外直接投資無論是從動機上還是從模式上都與發達國家存在著系統性的差異。 發達國家對外直接投資更多的是為了獲取國際市場中廉價的生產要素，將低技術的產業工序分布于具有要素比較優勢的國家和地區，傾向于縮小國內生產的規模。
因此相較于固定合同工人，發達國家臨時合同工人更易受到負向沖擊。 而發展中國家的對外直接投資主要是為了開拓國外市場和獲取新技術，有助于國內生產規模的擴大，增加了對于勞動力的需求。 同時由于剛進入國際市場，不確定因素較多，發展中國家的對外投資企業為了能夠靈活地根據國際市場需求的變化調整自己的生產規模，可能更傾向于增加對臨時合同工人的需求。 因此針對發達國家研究得出的結論未必適合于發展中國家。 基于此，本文在我國對外投資快速發展和居民收入高位徘徊的背景下，利用最新的2013年城鎮居民收入調查(CHIP)數據，從勞動合同的新視角研究了對外直接投資對技能工資的影響，以期為推進“一帶一路”倡議和縮小居民收入差距提供有益啟示。
本文的邊際貢獻在于：(1)將勞動合同納入對外直接投資影響技能工資的分析框架，從勞動合同類型的新視角深入考察了我國對外直接投資對高、低技能組的組間工資差距和組內工資差距的影響; (2)實證研究中采用最新的2013年CHIP數據，不僅分析了影響工資水平的微觀個體特征，還涵蓋了制造業和服務業等多個行業，使得本文的研究樣本更具代表性; (3)研究發現與發達國家不同，我國對外直接投資有助于臨時合同工人的工資水平的提高，并且相較于固定合同工人，我國對外直接投資通過更大幅度地提高了臨時合同工人的工資水平，在擴大高、低技能組的組間工資差距的同時也縮小了高、低技能組的組內工資差距，即具有“組間擴大，組內收斂”的極化效應。
二、理論分析及假設提出
對外直接投資有助于我國勞動力市場個體員工工資水平的提升。 一方面,我國對外直接投資可以通過逆向的技術溢出效應促進本國技術進步和生產率的提高，從而提高本國員工的收入水平; 另一方面,我國對外直接投資也可以通過開拓新市場，加深對當地市場偏好的了解，擴大生產規模，從而增加企業利潤和員工個體收入水平。 因此,逆向技術進步、規模經濟和租金共享是我國對外直接投資提升員工工資水平的重要渠道，我國對外直接投資整體上有助于個體員工收入水平的提高。
但相較于低技能員工，我國對外直接投資更多地增加了高技能員工的工資水平。 一是因為對外直接投資通過技術的外溢效應，提升了生產技術水平，更多地增加了對高技能工人的需求; 二是因為我國企業通過對外直接投資更加熟悉和了解了國外市場，提高了進口產品的質量，改進了自身產品，增加了對高技能工人的需求。
三是因為國際市場競爭更激烈，企業為了保持自身的國際競爭力，不得不增加人力資本的儲備，從而增加對高技能工人的需求(袁其剛 等,2015); 四是企業對外直接投資需要更多的管理人員、協調人員、研究開發人員、金融和法律服務人員，提高對于這類“總部服務”的高技能人才的需求(Helpman et al.,1985)。 因此相較于低技能員工，我國對外直接投資更多地增加了高技能員工的工資水平，進而擴大了高、低技能組的組間工資差距。 基于上述分析，本文提出:
假設1：我國對外直接投資整體上有助于我國個體工資水平的提高。 并且相較于低技能工人，我國對外直接投資更多增加了高技能工人的工資水平，從而加劇了高技能組和低技能組的組間工資差距。
由于同種技能類型的固定合同員工的工資水平一般要高于臨時合同工人的工資水平，即高技能固定合同工人工資高于高技能臨時合同工人工資，并且低技能固定合同工人工資高于低技能臨時合同工人工資，因此我國對外直接投資可以通過更大幅度地提高臨時合同工人工資水平，減小高、低技能組的組內工資差距。 同時考慮到相比于高技能組，低技能組中一般存在著更大比例的臨時合同工人，因此相較于高技能組，我國對外直接投資可能更大幅度地減小了低技能組的組內工資差距。 基于上述分析，本文提出:
假設2：我國對外直接投資通過更大幅度地提高臨時合同工人的工資水平，在擴大高、低技能組組間工資差距的同時也縮小了高、低技能組組內工資差距，即具有“組間擴大，組內收斂”的極化效應。
三、研究設計
(一)計量模型構建和變量說明
為了檢驗以上假設，本文結合我國微觀個人收入數據的特點，將行業層面的OFDI數據匹配至個人層面，并基于經典的明瑟工資方程(Mincer,1974)考察OFDI對個體工資水平的影響。 設定如下計量模型：
lnwageij=α+β1lnOFDIj+γ1Xij+γ2Zj+θp+γj+θt+εij(1)
其中，i表示個體，j表示個體所在的行業。 被解釋變量lnwageij表示行業j中個體i的小時工資的對數，根據CHIP問卷調查中每周工作小時數和每月平均工資計算得到，以避免每月平均工資指標中存在的“同工不同時”的缺陷。 核心解釋變量lnOFDIj表示行業j對外直接投資的存量對數。 Xij為可能影響工資水平的個人層面的控制變量，主要包含年齡、受教育程度、工作經驗、性別、婚姻狀況、個人所屬企業的所有制、企業規模大小等。 Zj為行業層面的控制變量，包含行業增加值和行業就業人數。 θp、γj和θt分別為省份、行業和時間的固定效用。 由于本文是將宏觀行業層面的OFDI匹配至微觀個人層面，因此個人層面的工資水平反向影響行業對外直接投資的可能性較小。
但是考慮到行業變量和個人工資可能同時受到同期外部沖擊的影響，因此我們采用蔡宏波等(2015)的做法，將所有行業層面變量(包括OFDI)的滯后一期引入模型(1)，以減輕可能存在的內生性問題。 由于本文的核心變量屬于行業層面，因此在行業層面進行聚類標準誤分析。 此外，為考察我國對外直接投資對高、低技能員工收入水平影響的差異性，本文按照個人受教育年限將樣本分為高技能組和低技能組。 由于在我國取得大專及其以上文憑通常需要15年，本文按照受教育年限是否高于15年，將樣本劃分為高技能組和低技能組，用以檢驗對外直接投資對高、低技能員工收入水平的影響是否存在差異。
國外學者在研究對外直接投資對國內勞動力市場的影響時，發現勞動合同性質(固定合同和臨時合同)在其中扮演了重要的角色，但這些研究的主要對象都是發達國家，而發達國家和發展中國家的對外直接投資存在著顯著的差異。 我國作為最大的發展中國家和第二大的對外直接投資國家，勞動合同性質在對外直接投資影響勞動力市場中具體扮演何種角色呢?
根據家庭收入調查問卷中“這份工作的勞動合同性質”選項，將勞動合同類型劃分為固定合同工人和臨時合同工人。 當勞動合同為臨時合同時，虛擬變量tem取值為1。 交互項(lnOFDI×tem)考察了我國對外直接投資對不同勞動合同類型工人工資的差異性影響。
(二)數據說明和描述性統計
本文中使用到的我國各行業對外直接投資數據均來自商務部和國家統計局編制的《中國對外直接投資統計公報》。 微觀個人數據主要來自中國家庭收入調查(CHIP)數據庫，數據內容包括住戶個人層面的基本信息、就業信息，以及家庭層面的基本信息、主要收支信息和一些專題性問題。
考慮到《對外直接投資統計公報》中只含有2003年以后的我國對外直接投資數據，因此本文選取了2007年、2008年和最新的2013年中國家庭收入調查(CHIP)數據庫中城鎮住戶調查數據樣本。 該數據樣本中不僅包含受教育年限、年齡和性別等微觀個體特征指標，還含有微觀個體所在企業的特征指標信息，如企業規模、所有制和所在行業等。 更為關鍵的是，該數據樣本中還提供了微觀個體與企業簽訂的勞動合同類型的信息，為我們從勞動合同的新視角研究對外直接投資影響技能工資差距提供了數據支持。
總樣本量為18122個，其中女性約占45%，已婚個體約占87%。 另外,本文根據個人所在企業的員工數是否超過100人和1000人，將企業規模劃分為大型企業、中型企業和小型企業。 分高、低技能組報告了各主要變量的統計性描述結果。
四、實證分析
(一)基礎回歸結果分析
報告了模型(1)的回歸結果。 其中列(1)為總樣本的回歸結果，對外直接投資的系數在10%的統計性水平上顯著為正，這說明我國對外直接投資顯著地增加了個體的工資水平。 為高技能組和低技能組的回歸結果，可以看出對外直接投資的系數在高技能組中更大且更為顯著。 這說明相比于低技能個體，我國對外直接投資更多地增加了高技能個體的工資水平，因此我國對外直接投資顯著擴大了高低技能組之間的工資差距。 為檢驗這一結論的正確性，我們采用鄒檢驗(Chow-test)對列(2)和列(3)進行了差異檢驗。
從中可見，差異系數為正，但并不顯著。 為此，我們進一步在列(5)中引入高技能的虛擬變量和對外直接投資的交互項(jineng×lnOFDI)，用以進一步檢驗對外直接投資對不同技能工人工資提升作用的差異性，其中，當個體為高技能員工時，高技能虛擬變量(jineng)取1，當個體為低技能員工時，高技能虛擬變量(jineng)取0。
列(5)交互項(jineng×lnOFDI)的系數在1%的統計性水平上顯著為正，這進一步說明對外直接投資更多地增加了高技能工人的工資水平。 因此相較于低技能工人，我國對外直接投資更多地增加了高技能工人的工資水平，從而加劇了高技能組和低技能組的組間工資差距，與前文假設1相一致。
(二)考慮勞動合同性質的回歸結果分析
通過前文的統計描述可以發現，高技能固定合同工人工資高于高技能臨時合同工人工資，并且低技能固定合同工人工資高于低技能臨時合同工人工資，因此我國對外直接投資可以通過提高臨時合同工人工資水平減小高、低技能組的組內工資差距。 同時，考慮到相比于高技能組，低技能組存在更大比例的臨時合同工人，因此相較于高技能組，我國對外直接投資可能更大幅度地減小了低技能組的組內工資差距。 為了驗證假設2，本文在模型(1)中引入勞動合同類型(tem)的虛擬變量及其與對外直接投資的交互項(lnOFDI×tem)，將模型(1)拓展為模型(2)。
列(1)為總樣本的回歸結果，列(2)和列(3)分別為高技能組和低技能組的回歸結果，列(4)為列(2)和列(3)的差異檢驗，差異檢驗采用鄒檢驗(Chow-test)。 系數無論在總樣本中還是在高、低技能組的分樣本中都在1%的統計性水平上顯著為負，這說明無論在高技能組中還是在低技能組中，相較于固定合同工人，臨時合同工人的工資都更低。 由表4可見，勞動合同類型(tem)的虛擬變量與對外直接投資的交互項(lnOFDI×tem)系數在高、低技能組中都顯著為正，因此高、低技能組中對外直接投資對臨時合同工人工資水平的提升作用都要大于固定合同工人，這說明對外直接投資通過更多地提高臨時合同工人的工資，縮小了高技能組和低技能組的組內工資差距。
此外，我們可以得到高技能組中對外直接投資的邊際效應為0.0219+0.013×tem，高技能臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.0349。 同時低技能組中對外直接投資的邊際效應為-0.0028+0.032×tem，低技能固定合同工人的對外直接投資的邊際效應為-0.0028。 由于高技能臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應大于低技能固定合同工人的對外直接投資的邊際效應，因此我國對外直接投資通過更多地增加臨時合同工人的工資水平，一定程度上加劇了高技能組和低技能組的組間工資差距。
此外列(4)差異檢驗顯示低技能組中勞動合同類型(tem)的虛擬變量與對外直接投資的交互項(lnOFDI×tem)的系數要顯著大于高技能組，這說明相對于固定合同工人，低技能組中臨時合同工人的工資上升程度要大于高技能中臨時合同工人的工資上升程度，因此相較于高技能組，我國對外直接投資更大幅度地減小了低技能組的組內工資差距。 由以上分析我們發現，對外直接投資通過更大幅度地提高臨時合同工人的工資水平，在擴大高、低技能組組間工資差距的同時也縮小了高、低技能組組內工資差距，并且對低技能組組內工資差距縮小的作用更為明顯，這一發現驗證了假設2。
(三)考慮勞動合同性質的分位數回歸結果分析
為了進一步考察對外直接投資對高、低技能組組內工資差距的縮小作用，我們對高、低技能組分別進行分位數回歸，以考察高、低技能組中對外直接投資在不同收入群體中縮小工資差距作用的差異性。
tem的系數都顯著為負，說明對高、低技能組中不同收入水平的群體而言，固定合同工人的工資水平要高于臨時合同工人的工資水平。 并且，勞動合同類型的虛擬變量與對外直接投資的交互項(lnOFDI×tem)的系數顯著為正，說明對于高、低技能組中不同收入水平的群體而言，較之固定合同工人，對外直接投資都更多地增加了臨時合同工人的工資水平，這進一步說明了對外直接投資有利于縮小高、低技能組組內工資差距。 另外我們發現平均意義上低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要高于高技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數，說明對外直接投資通過更多地提高低技能臨時合同工人的工資水平，更大幅度地縮小了低技能組的組內工資差距。 此外，由表5還可發現，低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數隨著分位數的提高而逐漸減小，說明對外直接投資更多地通過提高低技能組中低收入群體臨時合同工人的工資縮小了低技能組的組內工資差距。
說明對于不同分位點而言，對外直接投資更傾向于提高臨時合同工人的工資差距。 平均而言，低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要大于高技能組，因此相較于高技能組，對外直接投資更多地提高了低技能組中臨時合同工人的工資水平，更大幅度地縮小了低技能組的組內工資差距。 此外，在低技能組中，交互項(lnOFDI×tem)的系數隨著分位數的提高而不斷減小，這說明對外直接投資縮小低技能組的組內工資差距主要是通過提高低收入群體中臨時合同工人的工資水平實現的。
(四)勞動合同類型選擇
在前文的回歸分析中可以發現我國的對外直接投資通過提高臨時合同工人的工資，擴大了高、低技能組的組間工資差距，但同時也縮小高技能組和低技能組組內的工資差距。 一個重要原因是我國的對外直接投資不同于發達國家的對外直接投資，我國的對外直接投資更多的是為了開拓新市場和學習國際先進技術與管理經驗，從而擴大了國內的生產規模，增加了對勞動力的需求。 對外直接投資使得企業的需求市場擴展至國外，由于受到國際市場不確定性的影響，企業所面對的需求市場將受到巨大的波動沖擊，企業為了能夠靈活地根據需求的變化調整自身的生產規模，相較于固定合同，更傾向于同員工簽訂臨時合同。
我們發現對外直接投資變量系數在高、低技能組中都顯著為正，并且低技能組中對外直接投資系數在5%的統計性水平上顯著大于高技能組中對外直接投資系數，這說明相比于高技能組，我國的對外直接投資更多地促使了企業同低技能工人簽訂臨時合同，這也側面驗證了上文中得出的相較于高技能組，我國對外直接投資更大幅度地縮小了低技能組組內工資差距的結論。
五、拓展性分析
(一)內生性處理
1.DWH檢驗
由于本文是將宏觀行業層面的OFDI匹配至微觀個人層面，個人層面的工資水平反向影響行業對外直接投資的可能很小，所以很大程度上減輕了計量模型的內生性問題(Hering et al.,2010)。 同時，考慮到行業變量和個人工資可能同時受到同期外部沖擊的影響，為進一步減輕模型可能存在的內生性問題，我們將所有行業層面變量(包括OFDI)的滯后一期引入計量模型。
為考察行業滯后變量對內生性問題的解決能力，本文借鑒蔡宏波等(2015)的思路，選取滯后兩期或三期的行業OFDI作為行業OFDI的工具變量，以檢驗行業OFDI的外生性。 表7報告了各組別行業對外直接投資的OLS和2SLS結果以及DWH檢驗的P值。 DWH檢驗的P值顯示不拒絕行業OFDI為外生變量的原假設。 在模型不存在內生性問題時，OLS結果要優于2SLS結果，說明我們得出的結論穩健可靠。
2.兩階段最小二乘法
為了進一步處理行業OFDI可能存在的內生性問題，我們利用SDC跨國并購數據庫構建行業層面OFDI的工具變量。 SDC跨國并購數據庫中記錄了全球各國每次并購的相關信息，其中包括并購雙方名稱、所在國家、所在行業、交易屬性和交易狀態等。 首先，從SDC全球樣本中剔除中國企業對外并購的樣本和外國企業并購中國企業的樣本; 然后，根據行業手動匹配，計算得到各行業層面全球(剔除中國)并購交易的總次數; 最后，利用行業層面全球(剔除中國)并購交易總次數作為我國行業層面OFDI的工具變量。
一方面，由于行業層面全球(剔除中國)并購交易總次數剔除了所有涉及中國的樣本，因此其并不會直接影響到我國國內員工的工資水平，滿足工具變量外生性的要求; 另一方面，由于受到行業屬性的共同影響，因此行業層面全球(剔除中國)并購交易總次數與我國行業層面OFDI之間具有較強的相關性。 表8匯報了行業層面全球(剔除中國)并購交易總次數作為工具變量的兩階段最小二乘結果。 Kleibergen-Paap LM檢驗和Kleibergen-Paap Wald F檢驗都顯著地拒絕了識別不足與弱工具變量的原假設，說明了工具變量的合理性。
由列(1)和列(2)可知，對外直接投資的系數依然顯著為正，并且高技能中對外直接投資的系數要大于低技能組，這說明相比于低技能個體，對外直接投資更多地增加了高技能個體的工資水平，因此我國對外直接投資在提高員工工資水平的同時也擴大了高、低技能組之間的工資差距。 從列(3)和列(4)中可見，交互項(lnOFDI×tem)的系數都為正，因此在高、低技能組中對外直接投資對臨時合同工人工資水平的提升作用都要大于固定合同工人，說明對外直接投資通過更多地提高臨時合同工人的工資，縮小了高技能組和低技能組的組內工資差距。
同時我們可以得到，高技能組中對外直接投資的邊際效應為0.0888+0.0185×tem，高技能組臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.1073; 低技能組中對外直接投資的邊際效應為0.0932+0.0239×tem，低技能固定合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.0932。 高技能組臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應大于低技能組固定合同工人的對外直接投資的邊際效應，說明我國對外直接投資通過更多地增加臨時合同工人的工資水平，一定程度上加劇了高技能組和低技能組的組間工資差距。 因此，上述結論在工具變量的兩階段最小二乘估計中依然成立。
(二)穩健性分析
1.對外直接投資流量
上文中的核心解釋變量lnOFDI是通過對行業對外直接投資存量取對數得到的。 為增強結論的穩健性，在此利用行業對外直接投資流量取對數重新加以測度并進行回歸分析。
盡管各變量系數的顯著性略有變動，交互項(lnOFDI×tem)的系數依然為正，這說明在高、低技能組中，相對于固定合同工人，對外直接投資都更多地增加了臨時合同工人的工資，因此我國對外直接投資縮小了高、低技能組的組內工資差距。 并且我們發現低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數比高技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要更大更顯著，列(4)的差異檢驗結果也驗證了這一點，這說明相對于高技能組，對外直接投資更
大幅度地縮小了低技能組的組內工資差距。高技能組對外直接投資的邊際效應為0.0258+0.0097×tem，因此高技能組臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.0355。 同理可以得到低技能組中固定合同工人的對外直接投資的邊際效應為-0.0012。 由于0.0355大于-0.0012，同時高技能臨時合同工人工資大于低技能固定合同工人工資，說明我國對外直接投資通過增加臨時合同工人的工資一定程度上擴大了高技能組和低技能組的組間工資差距。
從中可見，交互項(lnOFDI×tem)的系數整體上依然大于0，說明對外直接投資更多地提高了臨時合同工人的工資，從而縮小了高、低技能組的組內工資差距。 并且，平均意義上低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要大于高技能組，說明我國對外直接投資更大幅度地縮小了低技能組的組內工資差距。 此外，低技能組交互項(lnOFDI×tem)的系數隨著分位數的提高而逐漸減小，說明我國對外直接投資主要是通過更大幅度提高低技能組中低收入群體的臨時合同工人的工資縮小了低技能組的組內工資差距。 以上結論同表5和圖1的結論相一致，說明本文的研究結論對于對外直接投資存量和流量都是成立的。
2.控制外商直接投資和行業的進出口
根據國際貿易理論經典結論，除行業對外直接投資能影響個體工資收入水平之外，行業的進出口和外商直接投資也可能會影響個體的工資水平，并且這一結論已經得到了相關數據的支持(蔡宏波 等,2015)。 同時考慮到對外直接投資同進出口和外商直接投資可能存在著緊密的聯系(蔣冠宏 等,2014; 毛其淋 等,2014)。 那么我們上文得到的結論在控制住進出口和外商直接投資時是否依然成立? 為了解決這一疑問，我們分別在計量模型中引入行業的外商直接投資(lnfdi)和進出口變量(lnimport和lnexport)行業的外商直接投資數據來自于《中國統計年鑒》中實際利用外商直接投資金額。
從中我們可以看出，交互項(lnOFDI×tem)的系數依然為正，這說明在控制行業的外商直接投資和凈出口后，我國對外直接投資依然更傾向于提高臨時合同工人的工資，縮小高、低技能組的組內工資差距。 并且低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要大于高技能組中交互項的系數，這說明我國對外直接投資更大幅度地縮小了低技能組的組內工資差距的結論依然成立。 此外，從列(1)和列(2)中我們可以得到，高技能組中臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.0394，而低技能組中固定合同工人的對外直接投資的邊際效應僅為0.0024。
同理，從列(3)和列(4)中我們也可以得到，高技能組中臨時合同工人的對外直接投資的邊際效應為0.0599，而低技能組中固定合同工人的對外直接投資的邊際效應僅為0.0240。 因此，在控制行業外商直接投資和進出口后，我國對外直接投資依然擴大了高技能組和低技能組的組間工資差距。 總之，以上的檢驗結果說明，在控制行業的外商直接投資和進出口后，表4得出的結論依然穩健。 此外，在控制外商直接投資和進出口時，交互項(lnOFDI×tem)分位數回歸系數的變化趨勢與圖1和圖2相似，說明我國對外直接投資確實在擴大高技能組和低技能組的組間工資差距的同時也縮小了高、低技能組的組內工資差距，并且對外直接投資縮小低技能組的組內工資差距主要是通過更多地提高低收入群體中的臨時合同工人的工資實現的。
3.重新界定技能劃分標準
以上分析中本文是將取得大專及其以上學歷的員工劃分為高技能員工，為了進一步檢驗結論的穩健性，我們重新將受教育年限大于等于12年的員工劃分為高技能員工，即取得高中及其以上文憑的工人劃分為高技能員工。 重新對模型進行估計。 此外，考慮到按照學歷的高低界定高低技能可能存在一定的不足。 為了排除技能劃分指標的選取不當可能對結果的影響，我們按照工作的性質和崗位劃分高低技能員工。 根據調查數據中提供的員工職業類型，考慮到專業技術職業類型對技能要求比較高，而辦事人員、商業服務業人員和農林牧漁人員等職業類型對技能要求比較低，因此我們將專業技術人員劃分為高技能員工，將辦事人員、商業服務業人員、農林牧漁人員劃分為低技能員工，重新對模型進行計量分析，以進一步驗證結論的可靠性，回歸結果見列(3)和列(4)。
高、低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數都顯著為正，并且低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要顯著大于高技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數，說明表4得出的結論仍然成立。 此外重新劃分高、低技能組后交互項(lnOFDI×tem)的分位數回歸系數趨勢圖同圖1和圖2相似，在此不再贅述。 總之，本文的結果在多種技能劃分標準下依然成立。
4.按省份層面重新匹配
上文中我們是將行業層面的對外直接投資匹配至個體層面，但我國對外直接投資在不同區域間存在嚴重的分布不均勻現象，因此以上行業層面的匹配方式存在一定的不足。 為了克服匹配方式的缺陷和進一步檢驗結果的穩健性，將省份層面的對外直接投資存量匹配至個體層面，重新對模型(1)和模型(2)進行回歸。
我國對外直接投資更有助于高技能員工工資水平的提高，擴大了高、低技能組組間的工資差距。 從表12列(3)和列(4)可以看出，勞動合同類型的虛擬變量的系數顯著為負，說明相對于固定合同工人，臨時合同工人具有更低的工資水平。 對外直接投資與勞動合同類型的虛擬變量的交互項(lnOFDI×tem)的系數為正，說明對外直接投資更能提高臨時合同工人的工資水平，對外直接投資通過更大幅度地提高臨時合同工人的工資水平縮小了高、低技能組的組內工資差距。
另外，低技能組中交互項(lnOFDI×tem)的系數要更大且更為顯著，說明相對于高技能組中臨時合同工人，我國對外直接投資對低技能組臨時合同工人工資水平的提升作用更大。 此外，我們還將省份層面對外直接投資流量數據匹配至個體層面，回歸后得到的結果同表11相一致，在此不再贅述。 總之，本文的結果在多種穩健性檢驗下依然成立，結論穩健可靠。
六、研究結論與政策啟示
隨著 “走出去”戰略的深入推進，我國對外直接投資規模已實現連續多年的快速增長，對外直接投資顯著促進了我國經濟的快速發展。 那么我國員工是否從快速發展的對外直接投資中獲益呢? 哪種類型的員工獲益程度更大呢? 為了回答上述問題，我們將行業層面的對外直接投資數據匹配至微觀個體層面，從勞動合同角度考察了我國對外直接投資對技能工資差距的影響。
研究發現：(1)我國對外直接投資顯著增加了個體的收入水平，并且其對高技能個體收入水平的促進作用要大于對低技能個體收入水平的促進作用，即我國對外直接投資擴大了技能工資差距; (2)不同于發達國家的對外直接投資，我國的對外直接投資有助于臨時合同工人就業和工資水平的提高; (3)相較于固定合同工人，我國對外直接投資通過更多地提高臨時合同工人的工資水平，在擴大了高、低技能組的組間工資差距的同時也縮小了高、低技能組的組內工資差距，即具有“組間擴大，組內收斂”的極化效應; (4)我國對外直接投資縮小低技能組組內工資差距主要是通過提高低技能組中低收入群體的臨時合同工人的工資水平實現的。
本文結論的政策啟示在于：(1)與發達國家不同，現階段我國對外直接投資不僅不會引起大規模的產業轉移，還會有助于國內生產規模的擴大和勞動力的就業(尤其是臨時合同勞動力的就業)，因此不必過于擔心對外直接投資可能引起的國內“產業空心化”問題，應加快實施“走出去”戰略，鼓勵和幫助企業走出去，促進我國生產技術的進步，借助“走出去”戰略和“一帶一路”倡議，實現國內產業結構的轉型升級; (2)我國應努力實現勞動報酬增長和勞動生產率的同步提高，充分發揮對外直接投資對國內勞動力市場的良性作用，區別對待對外直接投資對組間和組內工資差距的影響，建立和完善相應對外直接投資的收入分配機制，避免和減輕對外直接投資擴大收入差距的負面效應;
(3)我國對外直接投資雖然促進了短期臨時合同工人的就業和工資水平的提高，但是短期的臨時勞動合同一方面會使勞動者缺乏職業安全感，造成員工工作積極性不高，另一方面也意味著專用性人力資本有可能無法在就業預期內收回，這必定會打壓企業和員工進行專用性人力資本投資的積極性，因此我國對外直接投資促使企業傾向于招聘短期的臨時合同員工，這在一定程度上阻礙了生產效率的提高，不利于企業的長期發展。 應打破原有的這種低效生產模式，鼓勵企業與勞動者簽訂長期勞動合同，支持企業對員工進行人力資本投資，讓大量勞動者實現有保障的體面就業，這既能促進生產效率的提高，實現產業升級，也能提高勞動者的工資水平，完善收入分配機制。
參考文獻：
蔡宏波,劉杜若,張明志. 2015. 外商直接投資與服務業工資差距[J]. 南開經濟研究(4):109-120.
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蔣冠宏,蔣殿春. 2014. 中國工業企業對外直接投資與企業生產率進步[J]. 世界經濟(9):53-76.
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