王濱，武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430073

李衛(wèi)兵，華中科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430074

戚道安，武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430070

一、引 言

長期以來，不少經(jīng)濟(jì)學(xué)者認(rèn)為外商直接投資(FDI)對(duì)發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要的作用，政策制定者也對(duì)FDI 采取越來越開放的態(tài)度。中國的FDI 流入總量在1983—2008年間增長了近118 倍，年均增長率達(dá)27．2%［1］。從長遠(yuǎn)看，穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長、龐大的國內(nèi)市場(chǎng)、低成本勞動(dòng)力以及市場(chǎng)開放等因素，將使中國繼續(xù)成為最具吸引力的FDI 東道國。通常的觀點(diǎn)是，F(xiàn)DI 不僅能夠直接彌補(bǔ)東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的資金缺口，而且跨國公司擁有比東道國企業(yè)更好的組織結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)，從而有助于技術(shù)通過內(nèi)資企業(yè)的模仿、人員流動(dòng)、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等方式間接地從發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移。但這種溢出效應(yīng)對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用并未達(dá)成共識(shí)［2］，尤其是Aitken 和Harrison(1999)的研究表明，在東道國企業(yè)從外資學(xué)習(xí)技術(shù)而降低生產(chǎn)成本的過程中，外資企業(yè)的進(jìn)入將加大行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度，從而可能降低內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出水平。所以，政府應(yīng)該制定合適的政策吸引FDI 還是限制它們，抑或采取放任的態(tài)度，還不很確定［3］。

早期研究主要集中在FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步［4］、創(chuàng)新能力［5］、就業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)［6］等方面的影響上，近年來研究的重心逐步轉(zhuǎn)向外資溢出的渠道以及東道國自身的吸收條件上，不過，20 世紀(jì)90年代中期國外已經(jīng)開始關(guān)注這方面的研究了。如Kokko(1994)的研究發(fā)現(xiàn)，東道國企業(yè)與外企之間過大的技術(shù)差距將阻礙FDI 的技術(shù)溢出［7］。Borensztein 等(1999)認(rèn)為只有人力資本超過一個(gè)門檻值，F(xiàn)DI 的技術(shù)溢出才能發(fā)揮作用［8］。Zahra 和George(2002)的研究結(jié)果表明，外資技術(shù)溢出效應(yīng)在很大程度上取決于內(nèi)企的吸收能力［9］。G?rg 和Greenaway(2004)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行總結(jié)后認(rèn)為，外資影響本土企業(yè)生產(chǎn)率的渠道有模仿、人力資本流動(dòng)、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)以及由于外企在國際貿(mào)易方面引發(fā)的正效應(yīng)［2］。

國內(nèi)研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI 溢出效應(yīng)對(duì)中國企業(yè)的影響取決于制度環(huán)境(國勝鐵、鐘廷勇，2014)［10］、區(qū)域發(fā)展?fàn)顩r(鄒建華、韓永輝，2013;吳海兵、李華，2013)［11］［12］、地理距離(劉巳洋、路江涌、陶志剛，2008)［13］、基礎(chǔ)設(shè)施條件(趙奇?zhèn)ィ?009)［14］、區(qū)域創(chuàng)新能力(魯釗陽、廖杉杉，2012)［15］和企業(yè)吸收能力(余官勝，2013)［16］等因素。我們注意到，以往多數(shù)文獻(xiàn)往往忽視了FDI 溢出效應(yīng)對(duì)我國國有企業(yè)和私營企業(yè)的影響差異，將國內(nèi)企業(yè)分成國企和私企進(jìn)行比較的研究相對(duì)較少［17］［18］。比如路江涌(2008)發(fā)現(xiàn)，外資對(duì)私企的溢出效應(yīng)顯著為正，而對(duì)國企的影響則正好相反［19］。王爭(zhēng)等(2008)使用企業(yè)級(jí)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率的異質(zhì)性對(duì)私企吸收FDI 溢出的影響甚為顯著［20］。不過，這些文獻(xiàn)并未就不同私有股權(quán)比率不同的企業(yè)在吸收FDI 溢出效應(yīng)上存在顯著差異的原因和渠道進(jìn)行深入探討。而我們認(rèn)為，國企與私企在某些方面的異質(zhì)性正是這種差異產(chǎn)生的原因，并希望就此進(jìn)一步考察FDI 溢出效應(yīng)差異性的渠道。例如，國企與私企的薪酬制度存在著明顯的差異。薪酬制度較為靈活的企業(yè)可能擁有更稀缺的勞動(dòng)力，從而具備更高的模仿和消化能力。這種勞動(dòng)力質(zhì)量上的差異還可能通過后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)影響企業(yè)對(duì)外資溢出的吸收。而國企相對(duì)僵化的管理制度則不利于人才的競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而對(duì)利用外資產(chǎn)生負(fù)面影響。

比較現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:第一，通過考察FDI 溢出效應(yīng)對(duì)不同私有股權(quán)比率的企業(yè)的影響差異，希望為各級(jí)政府在引資政策上提供更加有針對(duì)性的建議。第二，與以往大部分研究不同，我們將使用世界銀行提供的企業(yè)級(jí)微觀數(shù)據(jù)，它能為我們的分析提供較為規(guī)范、可靠和具有可比性的各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。第三，在具體分析FDI 的溢出渠道時(shí)，考察FDI 對(duì)企業(yè)的勞動(dòng)力質(zhì)量和后向關(guān)聯(lián)而非全要素生產(chǎn)率的影響，這樣可以更加直觀地了解勞動(dòng)力質(zhì)量在外資溢出中的重要作用。

二、理論分析與假設(shè)

改革開放之前中國的外資政策采取限制性措施，上世紀(jì)80年代開始逐步允許外資進(jìn)入。改革初期我國僅允許外資在少數(shù)幾個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)，隨后將投資區(qū)域擴(kuò)展至更多的沿海城市和地區(qū)。隨著投資地區(qū)的不斷擴(kuò)大，政府通過在稅收、關(guān)稅、外匯管制和許可證制度等優(yōu)惠待遇將外資政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極鼓勵(lì)外商直接投資，并引導(dǎo)FDI 在國內(nèi)重點(diǎn)行業(yè)投資。盡管中國在引進(jìn)外資方面取得了巨大成功，但外資對(duì)國內(nèi)企業(yè)的影響卻遠(yuǎn)未厘清。如Huang(2003)認(rèn)為，在大量外資流入中國的同時(shí)，國內(nèi)私營企業(yè)將面臨種種不利，因?yàn)橥赓Y企業(yè)從國內(nèi)企業(yè)手中奪走了資源、市場(chǎng)和政策傾向［21］。2001年加入WTO 之后，中國的外資政策在統(tǒng)一內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的待遇問題上做了實(shí)質(zhì)性調(diào)整。這似乎也反映了政府對(duì)于外企在與國內(nèi)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)份額過程中的擠出效應(yīng)的擔(dān)心。

與此同時(shí)，國有企業(yè)與私營企業(yè)的工資制度也發(fā)生著變革。在經(jīng)濟(jì)改革開始之前，國內(nèi)企業(yè)職工的工資一直遵循著一種僵化的制度，它既不反映企業(yè)業(yè)績，也難以體現(xiàn)個(gè)人貢獻(xiàn)，工資通常取決于他們所處的地域、行業(yè)、政府部門的管理水平、企業(yè)規(guī)模，還與個(gè)人職位、職業(yè)和工作時(shí)間有關(guān)。即使在后改革時(shí)代，國有企業(yè)的工資仍由政府指導(dǎo)，而這種指導(dǎo)往往限制員工之間的工資差別，而且往往會(huì)為企業(yè)高管設(shè)置薪金上限。比如Kato 和Long(2006a)對(duì)中國企業(yè)高管薪酬政策以及Kato 和Long(2006b)對(duì)高管更替政策的討論［22］［23］。

形成鮮明對(duì)比的是，國內(nèi)私營企業(yè)在制定自己的工資制度時(shí)擁有較大的自由度，企業(yè)采取“年薪制”的進(jìn)展情況就是一個(gè)例證。年薪制由一個(gè)固定部分(基本工資)和一個(gè)與企業(yè)業(yè)績相關(guān)的可變部分(績效工資)組成。這種工資體系與西方企業(yè)典型的現(xiàn)金工資方案(Cash Compensation Package)非常類似。中央政府設(shè)計(jì)這種工資體系的初衷是為了提高國有企業(yè)的效率，但實(shí)際上，只有私企較快地采用了這種新的工資制度，并且為企業(yè)管理者提供了一個(gè)有效的激勵(lì)機(jī)制。雖然某些國企對(duì)管理者采用這種新的工資制度，但仍然較多地強(qiáng)調(diào)平均主義。2002年，中國開始推行國企高管年薪制，規(guī)定高管年薪不得超過工人平均工資的12倍①比如，2006年江西省下發(fā)的薪酬管理辦法要求將省屬企業(yè)“老總”的薪酬控制在上年度本企業(yè)職工年收入的10 倍以內(nèi)(參見http://jiangxi．jxnews．com．cn/system/2006/07/07/002290697．shtml)。。據(jù)國際勞工組織(International Labor Organization)的數(shù)據(jù)表明，1998—2002年間私人上市企業(yè)的高管與工人的工資比率接近15。韜睿薪酬調(diào)查(Tower Perrin Compensation Survey)在1996—1997年給出的CEO－工人薪酬比率的范圍，介于德國的11 和美國的24 之間。這些數(shù)據(jù)從某種程度上反映了勞動(dòng)力市場(chǎng)的效率產(chǎn)出，而國有企業(yè)的剛性工資體系很可能對(duì)吸引優(yōu)秀人才產(chǎn)生不利的影響。

為了描述勞動(dòng)力市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)，我們假定存在兩種類型的勞動(dòng)力:普通勞動(dòng)力(p)和熟練勞動(dòng)力(q)，兩者的供給均缺乏彈性，供給量分別為P和Q。假設(shè)每一種勞動(dòng)力在生產(chǎn)中能單獨(dú)使用或一起使用，那么產(chǎn)品能以三種技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn):

其中，α 表示熟練勞動(dòng)力較高的生產(chǎn)率，θ 表示兩種勞動(dòng)力合作時(shí)的替代彈性。

假設(shè)企業(yè)是同一的，且產(chǎn)品的價(jià)格服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)化，那么企業(yè)最大化利潤如下:

其中wp和wq分別表示普通勞動(dòng)力和熟練勞動(dòng)力的工資。于是，企業(yè)兩種勞動(dòng)力的反需求函數(shù)可表示如下:

現(xiàn)在假設(shè)有兩種不同類型的企業(yè)，一種企業(yè)在工人工資方面沒有限制，另一種企業(yè)則有所限制，他們不能支付高于某個(gè)水平的工資。為了能夠更加清晰地闡明我們的觀點(diǎn)，我們進(jìn)一步假定P相對(duì)于Q足夠大，于是，當(dāng)工資沒有受到限制的情況下，均衡點(diǎn)wq〉wp，即熟練工人將獲得較高工資。同時(shí)，如果企業(yè)受到工資限制而無法雇用所需熟練工人時(shí)，則有足夠普通工人供其選擇。

不受工資限制的企業(yè)在勞動(dòng)力市場(chǎng)上將以較高的工資雇傭所需全部熟練勞動(dòng)力，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)利潤的最大化。而受到工資上限約束的企業(yè)則面臨兩種情況:如果熟練勞動(dòng)力很充足，其工資將足夠低，使得工資約束失效;如果熟練勞動(dòng)力相對(duì)稀缺，則工資約束使得企業(yè)無法雇傭所需熟練工人，從而無法達(dá)到最優(yōu)化均衡。顯然，現(xiàn)實(shí)中熟練勞動(dòng)力總是相對(duì)稀缺的。同時(shí)，Almeida (2007)等研究表明，F(xiàn)DI 的進(jìn)入將加大對(duì)熟練勞動(dòng)力的需求，從而進(jìn)一步推高城市以及擁有較多外資的產(chǎn)業(yè)中熟練勞動(dòng)力的工資［24］。因此，第二種情況更容易出現(xiàn)。

據(jù)此，我們給出如下兩個(gè)假設(shè):

假設(shè)1 FDI 流入是我國國有企業(yè)中熟練勞動(dòng)力(尤其是經(jīng)理這種相對(duì)更為稀缺的熟練勞動(dòng)力)質(zhì)量明顯低于私營企業(yè)的一個(gè)重要原因。

假設(shè)2 較高的勞動(dòng)力質(zhì)量有利于我國私營企業(yè)從FDI 溢出中獲益，而國有企業(yè)則傾向于不受影響，甚至可能因?yàn)槿瞬帕魇Ф軗p。

三、模型設(shè)定與變量說明

1．模型設(shè)定

為了說明私有股權(quán)對(duì)吸收FDI 溢出效應(yīng)的影響差異，我們采用Hale 和Long(2006)的框架，設(shè)立如下基準(zhǔn)計(jì)量模型［25］:

其中，下標(biāo)i、j、k分別表示企業(yè)、行業(yè)和城市;Y表示產(chǎn)出;FDI表示外商直接投資;PR表示私有股權(quán)份額;φ 代表一組與Y有關(guān)的控制變量;ε 為誤差項(xiàng)。

通過改變式(7)中不同的控制變量φ，我們可以得到以下三個(gè)計(jì)量模型。前兩個(gè)模型分別考察私有股權(quán)和FDI 如何影響勞動(dòng)力的工資和質(zhì)量。第三個(gè)模型則探討經(jīng)理的質(zhì)量如何通過后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生影響。模型1、模型2和模型3 分別見下式(8)、(9)和(10):

其中，W表示勞動(dòng)力的平均工資;FA表示企業(yè)年限;K和L分別表示資本和勞動(dòng)力;ED和A則分別表示勞動(dòng)力的平均受教育年限和平均年齡。

其中，Y表示年齡、受教育時(shí)間、是否有海外工作經(jīng)歷以及職位申請(qǐng)人數(shù)等能夠反映勞動(dòng)力質(zhì)量的諸因素;CI表示資本密集度。

其中，Y表示與后向關(guān)聯(lián)有關(guān)的產(chǎn)出，包括是否為外企生產(chǎn)中間品或特定成品、是否出口等;MQ表示經(jīng)理的質(zhì)量。

如果僅僅使用OLS 進(jìn)行估計(jì)，上面的模型可能會(huì)因?yàn)檫z漏變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，原因在于不少FDI 文獻(xiàn)中所討論的外資的“摘櫻桃效應(yīng)”(cherry－ picking effect)，即外國投資者有可能傾向于選擇生產(chǎn)率較高的企業(yè)進(jìn)行投資。為了避免這種潛在的偏差，我們將引入工具變量進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)Blonigen(2005)對(duì)FDI選址因素的研究［26］，我們發(fā)現(xiàn)了兩個(gè)有效的工具變量:行業(yè)中出口企業(yè)的占比乘以城市港口的泊位能力(EX ×PO)和行業(yè)中運(yùn)輸成本占銷售額的平均比例乘以加權(quán)后的其他省的總?cè)丝跀?shù)(TR×DI)，其中權(quán)數(shù)為省會(huì)和城市間距離的倒數(shù)的平方。港口泊位能力影響出口成本，而出口企業(yè)的占比可以作為行業(yè)中出口重要性的代理變量。同時(shí)，加權(quán)后的人口總數(shù)可以測(cè)度城市位置的中心度，而運(yùn)輸成本的占比則測(cè)度行業(yè)的容積度。因此，這兩個(gè)工具變量既能衡量企業(yè)海外市場(chǎng)的情況以及特定城市－行業(yè)對(duì)FDI 的吸引力，又不會(huì)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生直接的影響。這樣，我們將使用廣義矩(GMM)方法來估計(jì)以下方程組:

2．?dāng)?shù)據(jù)與變量說明

我們使用世界銀行2001年提供的中國企業(yè)級(jí)微觀數(shù)據(jù)(World Bank，2001，The Study of Competitiveness，Technology and Firm Linkage)①該企業(yè)級(jí)微觀數(shù)據(jù)樣本較為全面和客觀，不僅提供了國內(nèi)企業(yè)私有股權(quán)和生產(chǎn)的相關(guān)信息，還反映了它們與外資企業(yè)之間的各種聯(lián)系，同時(shí)，2000年至今我國企業(yè)的私有股權(quán)結(jié)構(gòu)并未發(fā)生根本性的變化，因此，筆者認(rèn)為該數(shù)據(jù)樣本能夠?yàn)楸緦?shí)證研究提供幫助。。該數(shù)據(jù)是從中國內(nèi)地五大城市(北京、成都、廣州、上海和天津)逐一抽出300 個(gè)分層隨機(jī)樣本，組成一個(gè)容量為1 500的總體樣本。其中大多數(shù)變量企業(yè)只需提供2000年的數(shù)據(jù)，所以屬于截面數(shù)據(jù)。

參考路江涌(2008)和王爭(zhēng)等(2008)的觀點(diǎn)，本文假定國有企業(yè)的私有股權(quán)比率小于20%，私有股權(quán)比率超過20%的企業(yè)一律視為私營企業(yè)［19］［20］。模型中使用的勞動(dòng)(L)、資本(K)、企業(yè)年限(FA)、工資(W)、員工年齡(A)、受教育時(shí)間(ED)分別用該數(shù)據(jù)中2000年的相關(guān)員工總數(shù)(包括工人、工程師和經(jīng)理)、固定資產(chǎn)價(jià)值、企業(yè)成立至2000年的時(shí)間、平均工資、平均年齡、平均受教育時(shí)間來量度;經(jīng)理海外工作經(jīng)歷(FEX)和受教育經(jīng)歷(FEX)分別由有海外工作經(jīng)歷和海外教育經(jīng)歷的經(jīng)理人數(shù)占經(jīng)理總?cè)藬?shù)的比率來量度;經(jīng)理職位應(yīng)聘人數(shù)(APP)由經(jīng)理職位的平均應(yīng)聘人數(shù)來量度;資本密集度(CI)由固定資產(chǎn)凈值占員工總?cè)藬?shù)的比率來量度;“是否為外企生產(chǎn)中間品”(INT)、“是否為外企生產(chǎn)專業(yè)產(chǎn)品”(SPE)、“是否出口”(EXP)，則作為量度企業(yè)與外企后向關(guān)聯(lián)的二元變量。

四、實(shí)證結(jié)果及討論

1．統(tǒng)計(jì)描述

本文主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表1?？梢钥吹?，國企與私企的差異表現(xiàn)在諸多方面:私企中熟練勞動(dòng)力的工資較高，年紀(jì)更輕且受教育時(shí)間較長。同時(shí)，私企中的經(jīng)理有較多海外受教育和工作的經(jīng)歷。這些差異在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述

2．FDI 和私有股權(quán)對(duì)勞動(dòng)力工資和質(zhì)量的影響

我們先采用條件分位數(shù)回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，因?yàn)樵摲椒ㄋ谜`差項(xiàng)的分布較為穩(wěn)健，不易受到異常值的影響，且有利于考察不同水平下自變量對(duì)因變量的影響差異(比如比較不同工資水平的企業(yè)吸收FDI 溢出效應(yīng)的差異)，然后我們引入工具變量進(jìn)行GMM 估計(jì)，以消除內(nèi)生性所產(chǎn)生的偏差。

從表2 的條件分位數(shù)回歸的結(jié)果來看，私有股權(quán)對(duì)各類勞動(dòng)力工資的影響并不顯著，但FDI 的出現(xiàn)使得私企對(duì)工程師和經(jīng)理這樣的熟練勞動(dòng)力的工資產(chǎn)生了顯著影響。私企更愿意為熟練勞動(dòng)力支付較高的工資，尤其是經(jīng)理。私有股份和外資的交互作用對(duì)工程師和經(jīng)理的工資的正向影響也是顯著的，而對(duì)普通勞動(dòng)力的影響不顯著。當(dāng)我們將FDI 的數(shù)量從0 增加到12%(樣本中FDI 的均值為12%)，國企中經(jīng)理的年均薪酬僅增加1．12%，而私企經(jīng)理的年均薪酬則增長10．43%。引入工具變量的GMM估計(jì)的結(jié)果也是類似的。

模型(2)考察的是私有股權(quán)和FDI 對(duì)勞動(dòng)力質(zhì)量的影響。為了突出這種影響，這里僅分析經(jīng)理這種最稀缺的勞動(dòng)力，并使用年齡、受教育程度和海外經(jīng)歷等因素作為衡量經(jīng)理質(zhì)量的重要指標(biāo)。條件分位數(shù)回歸和GMM 估計(jì)的結(jié)果見表3。實(shí)證結(jié)果顯示，在FDI 存在的情況下，私有股份比率較高的企業(yè)愿意雇傭較年輕的(第1 列)、受教育程度較高的(第2 列)、擁有較多海外工作經(jīng)驗(yàn)(第3 列)的經(jīng)理，而這種情況在引入工具變量之后更為顯著。

表2 模型(1)的回歸結(jié)果

總體上看，我們認(rèn)為以上條件分位數(shù)回歸的結(jié)果并未受到諸如“摘櫻桃效應(yīng)”的內(nèi)生性影響，表2 和表3 的數(shù)據(jù)能夠?yàn)榧僭O(shè)1 提供經(jīng)驗(yàn)支持。私企愿意為相對(duì)稀缺的熟練勞動(dòng)力提供較高的薪酬，尤其是經(jīng)理，這主要得益于私企相對(duì)靈活的工資制度。而外資的流入強(qiáng)化了這一過程，使得私有股權(quán)比率高的企業(yè)能夠雇傭質(zhì)量更高的熟練勞動(dòng)力。而工資制度相對(duì)僵化的國企往往難以通過差異化工資吸引高質(zhì)量的勞動(dòng)力，也無法通過利用外資改善勞動(dòng)力質(zhì)量。

3．私有股權(quán)、FDI 與后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)

文獻(xiàn)研究表明，F(xiàn)DI 可以通過外資企業(yè)從國內(nèi)企業(yè)那里購買中間品直接增加內(nèi)企的市場(chǎng)規(guī)模，也可以通過知識(shí)溢出效應(yīng)間接地增加內(nèi)企的市場(chǎng)規(guī)模，同時(shí)，這種后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)還有助于產(chǎn)品質(zhì)量的提高。通過影響內(nèi)企的出口活動(dòng)是FDI 溢出效應(yīng)的另一個(gè)渠道。研究表明，外資企業(yè)的出口活動(dòng)通常產(chǎn)生外部性，從而增強(qiáng)內(nèi)企的出口前景(Rhee，1990)［27］。比如，外企能夠通過為內(nèi)企提供出口市場(chǎng)的相關(guān)信息和知識(shí)來增強(qiáng)內(nèi)企與外企之間的聯(lián)系。

我們使用Probit 模型對(duì)模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)，考察私有股權(quán)和FDI 的交互作用對(duì)后向關(guān)聯(lián)和出口的影響。由于上游供應(yīng)商可以來自于不同部門，所以我們采用同一城市中全部FDI 的平均量度(OFDI)來研究這種后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)?？紤]到城市效應(yīng)已經(jīng)包含在OFDI 之中，所以這里只控制產(chǎn)業(yè)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表3 所示。

表4中第1－6 列的數(shù)據(jù)表明私有股份和FDI 對(duì)內(nèi)企后向關(guān)聯(lián)和出口活動(dòng)的影響。當(dāng)FDI 從0 增加到12%時(shí)，國企為外企提供中間品和專業(yè)產(chǎn)品的概率分別增加3%和14．72%，而出口的概率將增加8．76%。相比之下，私企分別增加了12．43%、24．12%和11．69%。顯然，較之國企，私企通過后向關(guān)聯(lián)的渠道更能夠從FDI 溢出中獲益。

表3 模型(2)的回歸結(jié)果

表4 模型(3)的Probit 回歸結(jié)果

接著，我們引入經(jīng)理質(zhì)量這一變量，希望考察勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)的影響。這里用年齡、受教育程度、海外工作經(jīng)歷和職位應(yīng)聘人數(shù)四個(gè)因素來量度經(jīng)理質(zhì)量。運(yùn)用主成分分析，我們得到經(jīng)理質(zhì)量的量度:MQ=0．01A+0．32ED+0．10FEX+0．39APP，其中所有變量都進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化和正態(tài)化。結(jié)果如表4 中第7－12列所示。經(jīng)理質(zhì)量對(duì)企業(yè)后向關(guān)聯(lián)和出口的影響顯著為正，而且引入經(jīng)理質(zhì)量后，F(xiàn)DI與私有股權(quán)的交互效應(yīng)有所減弱，有些影響甚至變得不再顯著。我們認(rèn)為，私有股權(quán)和FDI對(duì)后向關(guān)聯(lián)和出口的影響很有可能是通過提高勞動(dòng)力質(zhì)量來間接作用的，因此，引入經(jīng)理質(zhì)量之后，這種交互作用會(huì)被削弱乃至在統(tǒng)計(jì)上不顯著。綜上所述，勞動(dòng)力質(zhì)量的提高有助于私有股權(quán)比率高的企業(yè)通過后向關(guān)聯(lián)渠道從FDI溢出中獲益，而國有企業(yè)則不然，從而驗(yàn)證了假設(shè)2 的推斷。

4．穩(wěn)健性檢驗(yàn)和擬合優(yōu)度

為了對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行分析，我們按照五個(gè)城市對(duì)樣本進(jìn)行劃分，用每個(gè)子樣本對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)?；貧w結(jié)果表明，雖然每個(gè)城市存在著不同的特點(diǎn)，但FDI 對(duì)私有股份比率不同的企業(yè)的影響與前面的實(shí)證結(jié)果是類似的。在前面的實(shí)證中，我們使用企業(yè)中最大的外資平均股權(quán)份額來量度FDI，其優(yōu)勢(shì)在于排除了投資組合的影響。我們采用通常的FDI 量度，即企業(yè)中所有外資的平均股權(quán)，重新估計(jì)各模型，得到的結(jié)論與前面的回歸結(jié)果保持一致。限于篇幅，本文沒有一一列出檢驗(yàn)結(jié)果。本研究使用的條件分位數(shù)回歸模型無需設(shè)定誤差項(xiàng)的分布形態(tài)，所以在誤差項(xiàng)分布非正態(tài)的情況下更加有效，而且，條件分位數(shù)回歸的估計(jì)量較少受到異常點(diǎn)取值的影響，因而比條件均值回歸模型更加穩(wěn)健。

同時(shí)，我們使用的Probit 模型是非線性概率模型，因而線性模型中的R2不適合評(píng)價(jià)該模型的擬合優(yōu)度。為了估計(jì)模型3 的總體擬合優(yōu)度，本文采用較為常用的正確預(yù)測(cè)概率來進(jìn)行評(píng)價(jià)。正確預(yù)測(cè)概率是通過比較模型預(yù)測(cè)的二項(xiàng)分值和因變量二項(xiàng)分的實(shí)際觀察值來計(jì)算的。我們根據(jù)的概率規(guī)則是:如果模型預(yù)測(cè)的概率大于50%，那么因變量的預(yù)測(cè)值取值為1;否則，其取值為0。模型(3)的正確預(yù)測(cè)概率見表4?？傮w上，模型對(duì)于數(shù)據(jù)的擬合較好。

五、結(jié)論與政策含義

中國經(jīng)濟(jì)改革中所采取的吸引外資和鼓勵(lì)私有化經(jīng)營兩種政策，使得外商直接投資和私營企業(yè)成為了我國經(jīng)濟(jì)增長中的兩大結(jié)構(gòu)性力量。FDI 對(duì)我國企業(yè)的溢出效應(yīng)是否會(huì)因?yàn)樗兄平Y(jié)構(gòu)的不同而有所差異?如果有差異，這種差異是通過何種渠道產(chǎn)生的?本文運(yùn)用世界銀行2001年提供的中國企業(yè)級(jí)微觀數(shù)據(jù)對(duì)這些問題進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，私有股份與FDI 溢出效應(yīng)之間存在著交互作用，私有股份較高的私企更容易從外資溢出效應(yīng)中獲益，而國企受到的影響則不顯著。這與路江涌(2008)的實(shí)證結(jié)果是一致的［19］。我們發(fā)現(xiàn)，私企相對(duì)靈活的薪酬制度有助于提高勞動(dòng)力的質(zhì)量，并增強(qiáng)了企業(yè)吸收FDI 溢出的能力和效果，從而從勞動(dòng)力市場(chǎng)的渠道解釋了私有股份對(duì)FDI 溢出效應(yīng)的影響。進(jìn)一步的分析表明，私有股份和外資的交互作用還能對(duì)企業(yè)的后向關(guān)聯(lián)和出口活動(dòng)產(chǎn)生顯著影響，而這種影響是通過勞動(dòng)力質(zhì)量的改善來實(shí)現(xiàn)的。

本文的研究結(jié)果對(duì)于政府和企業(yè)利用外資具有一定的政策參考意義。首先，雖然外資總體上對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有明顯的促進(jìn)作用，但私有股權(quán)比率不同的企業(yè)在利用外資的效率上存在著差異。私有股份比率較高的企業(yè)在諸多方面(比如人事制度、工資制度等)擁有更多地自由度，能夠吸引更高質(zhì)量的勞動(dòng)力。而外資溢出的一個(gè)重要渠道恰恰是人員的流動(dòng)，其中包括外企員工自主創(chuàng)業(yè)和離開外企加入內(nèi)企。因此，政府應(yīng)該給予私營經(jīng)濟(jì)更多的扶持政策，消除對(duì)私營企業(yè)的歧視性政策，這將更有利于提高內(nèi)企對(duì)外資的利用效率。其次，對(duì)于一般性國有企業(yè)而言，由于各種制度和自身機(jī)制的限制，無法有效地從FDI 溢出中獲益，我們認(rèn)為應(yīng)盡快在這些國有企業(yè)中部分引入私有股權(quán)和外資股權(quán)，從而更好地參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，提高外資的使用效率。最后，對(duì)于處在關(guān)鍵領(lǐng)域中的國有企業(yè)，國家應(yīng)該采取更加靈活的企業(yè)制度安排，在薪酬制度的設(shè)計(jì)上更加符合市場(chǎng)運(yùn)行規(guī)律，使工資充分體現(xiàn)出勞動(dòng)力的效率，發(fā)揮激勵(lì)機(jī)制的作用，增強(qiáng)對(duì)更多優(yōu)秀人才的吸引力，從而進(jìn)一步發(fā)揮國有企業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)中的主導(dǎo)作用。

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