薛 軍 常露露

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

2013年中國已成為制造業(yè)大國，制造業(yè)增加值世界排名第一，但長期陷于行業(yè)重復(fù)建設(shè)嚴(yán)重、產(chǎn)業(yè)集中度低、自主創(chuàng)新能力不強(qiáng)、市場(chǎng)競爭力較弱的困境[1]，尤其是人力資本水平與發(fā)達(dá)國家還存在較大差距。對(duì)人力資本投資的長期忽視成為制約中國企業(yè)自主創(chuàng)新動(dòng)力不足的重要原因。與此同時(shí)，國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不容樂觀，國際貿(mào)易爭端加劇，發(fā)達(dá)國家推行一系列對(duì)華貿(mào)易限制措施，對(duì)中國科技裝備、信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)提高進(jìn)口關(guān)稅，在知識(shí)產(chǎn)權(quán)和技術(shù)轉(zhuǎn)讓方面頻頻發(fā)難設(shè)限。嚴(yán)峻的國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，對(duì)中國企業(yè)競爭力的提升提出新的挑戰(zhàn)。對(duì)外直接投資(OFDI)可以避免許多不必要的貿(mào)易壁壘與摩擦[2]，越來越多的企業(yè)將對(duì)外直接投資作為突破貿(mào)易壁壘、開拓新的海外市場(chǎng)、整合全球經(jīng)濟(jì)資源以及利用國際技術(shù)溢出的手段[3]。根據(jù)歷年《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，中國對(duì)外直接投資流量從2002年的27億美元攀升至2017年的1582.9億美元，成為世界兩大對(duì)外直接投資國之一。截至2017年，中國對(duì)外直接投資存量超過15000億美元，位居全球第二。對(duì)外直接投資是跨國公司在全球范圍內(nèi)轉(zhuǎn)移和重新布局其生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的重要方式，這一持續(xù)增長的投資行為將會(huì)對(duì)跨國企業(yè)人力資本產(chǎn)生何種影響，是國內(nèi)政策制定者與學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的議題。

有關(guān)對(duì)外直接投資與企業(yè)人力資本的討論相對(duì)較少。早先發(fā)達(dá)國家的研究主要集中于對(duì)外直接投資對(duì)母公司員工雇傭的影響，可能由于樣本選擇的差異，尚未形成統(tǒng)一的研究結(jié)論。Blomstrm等(1997)利用瑞典跨國公司的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)發(fā)達(dá)國家的投資增加了母公司的白領(lǐng)員工數(shù)，減少了藍(lán)領(lǐng)員工數(shù)，投資于發(fā)展中國家則增加了白領(lǐng)和藍(lán)領(lǐng)員工數(shù)[4]。但Laffineur和Mouhoud(2015)利用法國制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)則發(fā)現(xiàn)投資于高收入國家減少了技術(shù)工人的比重，對(duì)低收入國家的投資增加了白領(lǐng)員工的比重，減少了藍(lán)領(lǐng)員工的比重[5]。此外，Herzer(2010)還探討了母國人力資本與OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的關(guān)系，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)二者無顯著關(guān)聯(lián)[6]。二者的關(guān)系也逐漸引起國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。李磊等(2017)從企業(yè)異質(zhì)性的視角檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人力資本對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資具有顯著的正向影響[7]。李梅和柳士昌(2012)運(yùn)用中國省際面板數(shù)據(jù)考察了人力資本影響對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的門檻特征[8]。丁一兵和劉紫薇(2020)以企業(yè)跨國并購為背景，基于人力資本流動(dòng)理論，檢驗(yàn)了中國人力資本的全球流動(dòng)對(duì)企業(yè)微觀績效的影響[9]。如今企業(yè)競爭越來越多地依賴于人力資本與研發(fā)投入等無形資產(chǎn)[10]，對(duì)外直接投資作為跨國公司在全球范圍內(nèi)配置資源的一種方式，必然會(huì)對(duì)國內(nèi)企業(yè)的人力資本產(chǎn)生重要影響?？v觀現(xiàn)有研究，僅有少量文獻(xiàn)研究了對(duì)外直接投資與人力資本之間的關(guān)系，而且主要集中于人力資本對(duì)企業(yè)“走出去”的影響或?qū)FDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的門檻效應(yīng)方面。此外，Desai等(2009)以及閻虹戎和冼國明(2018)還研究了對(duì)外直接投資對(duì)母公司員工結(jié)構(gòu)的影響[11][12]，但并未對(duì)相關(guān)作用機(jī)制進(jìn)行探討。雖然學(xué)者們從不同的視角探討了對(duì)外直接投資與人力資本的關(guān)系，但尚未有相關(guān)文獻(xiàn)研究對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的影響；而且囿于微觀數(shù)據(jù)的可獲得性，已有研究多從宏觀層面展開，鮮有文獻(xiàn)從微觀層面基于對(duì)外直接投資的視角探究企業(yè)人力資本提升問題。

基于以上分析，本文將主要關(guān)注對(duì)外直接投資是否會(huì)促進(jìn)企業(yè)的人力資本水平提升。若是，對(duì)外直接投資又是通過何種路徑提升企業(yè)人力資本水平的？本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：(1)研究視角新穎。本文從微觀層面嘗試探討對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本提升的影響，盡管二者存在邏輯上的聯(lián)系，但學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注的是人力資本對(duì)對(duì)外直接投資的影響，而對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本提升的作用效果大多被忽略了。考察對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本提升的內(nèi)在作用機(jī)制，不僅有利于客觀評(píng)估企業(yè)“走出去”的微觀效果，而且可以為對(duì)外直接投資政策的調(diào)整提供有益的參考。(2)所使用的數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性高且時(shí)效性強(qiáng)。本文運(yùn)用目前可獲得的最翔實(shí)、最全面、最直接的并購?fù)顿Y數(shù)據(jù)和綠地投資數(shù)據(jù)，其中，并購數(shù)據(jù)來源于BvD-Zephyr數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫涵蓋并購交易、標(biāo)的國、標(biāo)的行業(yè)等相關(guān)信息；綠地?cái)?shù)據(jù)來源于FDI-Market數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含標(biāo)的國、標(biāo)的行業(yè)、創(chuàng)造的就業(yè)崗位數(shù)等相關(guān)信息。這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫包含豐富的對(duì)外直接投資信息，不僅可以實(shí)現(xiàn)本文的研究目的，也為后續(xù)微觀層面對(duì)外直接投資的相關(guān)研究提供了重要的數(shù)據(jù)支持;且已有研究運(yùn)用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)多截至2007年，不能反映近期跨國企業(yè)的海外投資情況。本文所使用的數(shù)據(jù)包含截至2017年企業(yè)對(duì)外直接投資及其財(cái)務(wù)狀況的相關(guān)信息，克服了已有文獻(xiàn)時(shí)效性差的不足。

二、理論分析及研究假設(shè)

(一)對(duì)外直接投資與企業(yè)人力資本

不同國家在人力資本稟賦、研發(fā)能力、教育投入以及教育與企業(yè)間的關(guān)聯(lián)度方面存在差異，導(dǎo)致各國的知識(shí)存量差異明顯，企業(yè)對(duì)外直接投資才得以開展[13]。那么對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)的人力資本會(huì)產(chǎn)生何種影響？Lipsey(1999)利用美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，子公司的海外生產(chǎn)增加了對(duì)母公司的研發(fā)、營銷、監(jiān)管及其他輔助性服務(wù)的需求，進(jìn)而會(huì)增加母公司對(duì)高學(xué)歷員工的雇傭，提高人力資本水平[14]。Head和Ries(2002)采用日本企業(yè)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)的替代效應(yīng)，對(duì)外直接投資導(dǎo)致企業(yè)從海外子公司進(jìn)口的最終品增多，從而降低了對(duì)國內(nèi)非熟練勞動(dòng)力的需求，提高了母公司研發(fā)人員的占比[15]。像中國這樣的發(fā)展中大國，其在對(duì)外直接投資中的比較優(yōu)勢(shì)是勞動(dòng)力等成本要素，“走出去”的動(dòng)機(jī)多為技術(shù)尋求，學(xué)習(xí)吸收發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)和研發(fā)資源來提升母公司的技術(shù)水平和研發(fā)能力，獲得逆向技術(shù)溢出。為滿足海外新技術(shù)對(duì)高層次人才的需求，企業(yè)會(huì)提升人力資本水平，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：對(duì)外直接投資會(huì)促進(jìn)企業(yè)人力資本水平提升。

(二)對(duì)外直接投資提高企業(yè)人力資本水平的作用機(jī)制一：競爭效應(yīng)

隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，中國企業(yè)全方位融入國際市場(chǎng)，參與國際競爭。跨國公司所處的市場(chǎng)環(huán)境復(fù)雜多變，不僅面臨著本土企業(yè)的競爭，還面臨著國際市場(chǎng)上擁有先進(jìn)技術(shù)和較強(qiáng)研發(fā)能力的企業(yè)的挑戰(zhàn)。為了滿足東道國當(dāng)?shù)囟鄻踊氖袌?chǎng)需求，擴(kuò)大市場(chǎng)份額，一方面，跨國企業(yè)不得不增加研發(fā)投入，不斷對(duì)舊技術(shù)進(jìn)行升級(jí)，提升跨國企業(yè)的市場(chǎng)競爭力；另一方面，通過對(duì)外直接投資，企業(yè)不僅可以獲得先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，在較短時(shí)間內(nèi)通過引進(jìn)、消化和吸收而提升自主創(chuàng)新能力，同時(shí)可以跟蹤相關(guān)領(lǐng)域內(nèi)的科技發(fā)展動(dòng)態(tài)，收集行業(yè)技術(shù)情報(bào)，從而更好地在國際市場(chǎng)中生存和發(fā)展[16]。競爭加劇會(huì)導(dǎo)致企業(yè)對(duì)研發(fā)人員以及具備不可替代勞動(dòng)技能的高層次人員的需求增加，高學(xué)歷員工的雇傭比例將會(huì)上升，這些受過高等教育、富有較高技能、擁有較強(qiáng)能力的員工成為企業(yè)充分發(fā)揮競爭優(yōu)勢(shì)的重要來源[17]。因此，對(duì)外直接投資通過競爭效應(yīng)可以促使企業(yè)提升人力資本水平，增強(qiáng)企業(yè)競爭力?；诖?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：對(duì)外直接投資通過競爭效應(yīng)提升企業(yè)的人力資本水平。

(三)對(duì)外直接投資提高企業(yè)人力資本水平的作用機(jī)制二：技術(shù)溢出效應(yīng)

除了競爭效應(yīng)外，國際投資一體化還會(huì)通過技術(shù)溢出效應(yīng)影響企業(yè)的人力資本。Hayami(2012)等研究發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)通過對(duì)外直接投資可能會(huì)使高層次員工受益更多，因?yàn)槟腹究梢杂绊懞Ｍ庾庸镜臎Q策并獲得專有技術(shù)的溢出效應(yīng)，這不僅會(huì)提高現(xiàn)有員工的人力資本水平，也會(huì)增加對(duì)高層次員工的需求[18]。Lipsey(1999)研究了美國對(duì)外直接投資對(duì)國內(nèi)就業(yè)的影響，雖然總體就業(yè)效應(yīng)不明顯，但增加了資本密集和技能密集型行業(yè)的就業(yè)，而這類行業(yè)一般對(duì)高學(xué)歷員工的需求較高[19]。Braconier和Ekholm(2000)利用瑞典跨國公司數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了對(duì)外直接投資對(duì)母公司就業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)不論是投資發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，母公司的國內(nèi)就業(yè)均發(fā)生改變。其中，投資美國和歐洲等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)顯著促進(jìn)了母公司就業(yè)增長，投資低收入發(fā)展中國家促進(jìn)了母公司白領(lǐng)職員的就業(yè)增長[20]?？梢姡夹g(shù)進(jìn)步帶來的勞動(dòng)生產(chǎn)率提升對(duì)企業(yè)人力資本產(chǎn)生不容小覷的作用。中國企業(yè)的技術(shù)研發(fā)型對(duì)外直接投資主要集中在歐美日等發(fā)達(dá)地區(qū)[21]，通過吸收當(dāng)?shù)氐南冗M(jìn)技術(shù)，可以促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部資源有效配置，實(shí)現(xiàn)技術(shù)更新，提高人力資本水平?；诖?，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：對(duì)外直接投資通過技術(shù)溢出效應(yīng)提升企業(yè)的人力資本水平。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取BvD-Zephyr數(shù)據(jù)庫中發(fā)生跨國并購和FDI-Market數(shù)據(jù)庫中發(fā)生綠地投資的中國企業(yè)作為研究對(duì)象，選擇的樣本時(shí)間跨度為2010～2017年。為了獲取企業(yè)人力資本數(shù)據(jù)，本文通過手動(dòng)篩選選擇初始樣本中的上市企業(yè)，樣本期間上市的跨國并購企業(yè)有1078家，其中，772家在A股上市；樣本期間上市的綠地投資企業(yè)有403家，其中323家在A股上市。人力資本的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。整理數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，B股以及港股上市企業(yè)的人力資本數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，因此本文主要考察A股上市企業(yè)的人力資本情況。其他財(cái)務(wù)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于CMSAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫。將以上5個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行對(duì)應(yīng)年份匹配，獲得相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)。為保證樣本數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，剔除了平均工資、營業(yè)收入等為0或?yàn)樨?fù)值的樣本數(shù)據(jù)，最終獲得698家發(fā)生對(duì)外直接投資的上市企業(yè)信息，共1185條對(duì)外直接投資記錄，其中670條跨國并購記錄，515條綠地投資記錄。上市公司并購?fù)顿Y活躍度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國內(nèi)其他企業(yè)，是我國企業(yè)海外并購的主力軍[22]。綠地投資通常是具有一定規(guī)模和實(shí)力的大中型企業(yè)在海外投資設(shè)廠，而上市企業(yè)多為具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)的大企業(yè)。選取上市企業(yè)為樣本考察對(duì)外直接投資對(duì)人力資本的影響具有一定的代表性。

(二)模型設(shè)計(jì)

為研究對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的影響，建立以下計(jì)量模型：

Eduit=c+φ1OFDIit+φ2Firmit+θj+δt+εit

(1)

式(1)中，Eduit為企業(yè)i第t年的人力資本水平，OFDIit代表第i個(gè)企業(yè)第t年的對(duì)外直接投資，F(xiàn)irmit為企業(yè)層面的控制變量，θj為行業(yè)虛擬變量，δt為時(shí)間虛擬變量，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量選擇

1.人力資本(Edu)。本文的被解釋變量為企業(yè)人力資本。本文搜集了滬深A(yù)股上市企業(yè)員工的學(xué)歷分布數(shù)據(jù)，將本科及以上學(xué)歷水平的員工占比作為企業(yè)人力資本的衡量指標(biāo)。關(guān)于人力資本的計(jì)量和研究文獻(xiàn)認(rèn)為大學(xué)以下教育水平的員工通常不在人力資本計(jì)量的范圍之內(nèi)[23]，因此，本文采用本科及以上學(xué)歷員工人數(shù)占比來定義企業(yè)人力資本。

2.企業(yè)對(duì)外直接投資(OFDI)。引入對(duì)外直接投資的虛擬變量，發(fā)生對(duì)外直接投資，取值為1，反之，取值為0。本文對(duì)外直接投資企業(yè)包括跨國并購或綠地投資企業(yè)，為避免重復(fù)記錄，既發(fā)生跨國并購又發(fā)生綠地投資的企業(yè)，只記錄最先發(fā)生的一次。

3.控制變量。借鑒已有文獻(xiàn)，加入以下控制變量：資本密集度(lncap)，用固定資產(chǎn)凈值取對(duì)數(shù)表示，固定資產(chǎn)凈值用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；企業(yè)規(guī)模(size)，用企業(yè)員工總?cè)藬?shù)取對(duì)數(shù)表示；平均工資(lnwage)，用應(yīng)付職工薪酬除以企業(yè)員工總數(shù)取對(duì)數(shù)表示；機(jī)構(gòu)投資者持股比例(shareholding)；企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，用資產(chǎn)負(fù)債率(Roa)衡量；勞動(dòng)生產(chǎn)率(labpro)，用營業(yè)收入除以員工總數(shù)表示，營業(yè)收入用工業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；營運(yùn)能力(operational)，用營業(yè)利潤/營業(yè)總收入表示；企業(yè)存續(xù)期(life)，用當(dāng)前年份減去企業(yè)成立年份所得；本文還控制了行業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng)。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、基準(zhǔn)回歸分析

(一)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的影響

在式(1)中逐步引入固定效應(yīng)和控制變量進(jìn)行回歸，基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。表2第(1)列OLS回歸結(jié)果顯示，OFDI的估計(jì)系數(shù)為3.0101，并通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)人力資本水平提升；表2第(2)列在控制時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)后，結(jié)果仍然在1%水平上顯著；表2第(3)列在加入資本密集度、企業(yè)規(guī)模、平均工資、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、營運(yùn)能力、資產(chǎn)負(fù)債率、勞動(dòng)生產(chǎn)率和企業(yè)存續(xù)期等控制變量以后，OFDI的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正；表2第(4)列在加入控制變量及時(shí)間、行業(yè)固定效應(yīng)后，OFDI的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正。這說明對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本水平提升具有顯著促進(jìn)作用，表2的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。

(二)內(nèi)生性問題的處理

為克服遺漏變量問題，本文在避免共線性的同時(shí)盡可能多的選擇控制變量。關(guān)于反向因果關(guān)系，人力資本水平越高的企業(yè)越有可能選擇“走出去”，所以人力資本可能會(huì)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生反向促進(jìn)作用。為此，本文選擇世界銀行“Doing Business”數(shù)據(jù)庫中辦理施工許可證(Dealing with Construction Permits)這一指標(biāo)作為OFDI的工具變量。該指標(biāo)記錄了各國設(shè)立一個(gè)企業(yè)、項(xiàng)目或倉庫所需要的資金、時(shí)間和手續(xù)，能夠客觀反映一個(gè)國家或地區(qū)的營商環(huán)境，而東道國的營商環(huán)境是影響企業(yè)對(duì)外直接投資的重要因素。因此，本文認(rèn)為辦理施工許可證會(huì)對(duì)中國企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生直接影響，但其不會(huì)對(duì)中國企業(yè)人力資本水平的提升產(chǎn)生直接影響。辦理施工許可證只會(huì)通過影響跨國企業(yè)在東道國的投資決策而間接影響企業(yè)的人力資本水平。因此，本文以辦理施工許可證作為工具變量是合理的。考慮到企業(yè)對(duì)外直接投資還會(huì)受到東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素的影響，但中國企業(yè)的對(duì)外直接投資不足以對(duì)東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，因此，借鑒余官勝(2016)的做法，本文選擇樣本中90個(gè)東道國2010～2017年的平均GDP(億美元)作為對(duì)外直接投資的工具變量[24]。使用兩階段最小二乘回歸以及相關(guān)的工具變量有效性檢驗(yàn)處理該內(nèi)生性問題，相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表2 對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本影響的回歸結(jié)果

表3 工具變量回歸結(jié)果

表3第(1)列為將辦理施工許可證作為工具變量的回歸結(jié)果。第一階段回歸中IV的估計(jì)系數(shù)和第二階段回歸中OFDI的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。表3第(2)列為將東道國2010～2017年平均GDP作為工具變量的回歸結(jié)果。IV和OFDI的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正。表3第(3)列為同時(shí)引入兩個(gè)工具變量的估計(jì)結(jié)果，IV和OFDI的估計(jì)系數(shù)也均顯著為正。同時(shí)，表3還報(bào)告了K-P rk LM統(tǒng)計(jì)量和K-P Wald rk F統(tǒng)計(jì)量，結(jié)果顯示本文選擇的工具變量均通過了該檢驗(yàn)，保證了工具變量的有效性。以上回歸結(jié)果表明，在控制內(nèi)生性問題后，對(duì)外直接投資依然會(huì)顯著提升企業(yè)的人力資本水平。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.重新定義人力資本。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對(duì)人力資本的概念重新定義。隨著中國高等教育的逐步普及，2017年考研人數(shù)已突破200萬，本科更多的是反映教育資源的差距，不足以完全反映出企業(yè)對(duì)高學(xué)歷員工雇傭的一種傾向[25]，這里以碩士及博士學(xué)歷員工占比加總作為人力資本的衡量指標(biāo)。表4第(1)列為相關(guān)估計(jì)結(jié)果。OFDI的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這一檢驗(yàn)結(jié)果與表2一致，證明了本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.更換回歸樣本。有些企業(yè)投資于中國香港和中國澳門地區(qū)可能是為了避稅，因此，這里將投資于中國香港和中國澳門地區(qū)的樣本剔除后重新進(jìn)行估計(jì)，表4第(2)列是相關(guān)估計(jì)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，OFDI的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，這說明非港澳地區(qū)的對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本水平的提升仍然具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。同時(shí)，考慮到外資企業(yè)相較于內(nèi)資企業(yè)可能擁有更雄厚的海外資源與市場(chǎng)，有更大的概率進(jìn)行對(duì)外直接投資，這可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的高估。因此，進(jìn)一步剔除外資企業(yè)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4第(3)列所示。OFDI的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，這進(jìn)一步說明，本文的核心結(jié)論不受回歸樣本選擇的影響。

3.更換回歸方法。鑒于有些企業(yè)員工學(xué)歷水平均在本科學(xué)歷及以下，導(dǎo)致人力資本變量出現(xiàn)大量的零值，這可能會(huì)造成固定效應(yīng)模型不能做出有效的估計(jì)。本文選擇負(fù)二項(xiàng)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表4第(4)列報(bào)告了相關(guān)回歸結(jié)果。該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，再次證明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、機(jī)制檢驗(yàn)及進(jìn)一步討論

(一)機(jī)制檢驗(yàn)

對(duì)外直接投資可以通過兩種渠道影響企業(yè)的人力資本水平：一是競爭效應(yīng)，即對(duì)外直接投資帶來的市場(chǎng)競爭效應(yīng)促使企業(yè)提高人力資本水平，提高企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，增強(qiáng)企業(yè)市場(chǎng)競爭力；二是技術(shù)溢出效應(yīng)，對(duì)外直接投資產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)促進(jìn)企業(yè)增加人力資本投入，提升人力資本水平，以適應(yīng)新技術(shù)的應(yīng)用與推廣。在本部分，本文將通過中介效應(yīng)模型驗(yàn)證對(duì)外直接投資影響企業(yè)人力資本的作用機(jī)制。

1.模型設(shè)定。我們引入兩個(gè)中介變量，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

PMCit=c+β1OFDIit+β2Firmit+θj+δt+εit

(2)

lntfpit=c+τ1OFDIit+τ2Firmit+θj+δt+εit

(3)

Eduit=c+ω1OFDIit+ω2PMCit+ω3lntfpit+ω4Firmit+θj+δt+εit

(4)

式(2)～(4)中，下標(biāo)i、j 和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份，F(xiàn)irmit、θj、δt和εit的設(shè)置與上文一致。市場(chǎng)競爭效應(yīng)(PMC)，用企業(yè)的壟斷租金(PMC)衡量。借鑒Nickell、Januszewski及韓忠雪和周婷婷等對(duì)壟斷租金的定義對(duì)其進(jìn)行測(cè)算[26][27][28]，具體測(cè)算公式為：壟斷租金(PMC)=(息稅前利潤+折舊+財(cái)務(wù)費(fèi)用-資本總額加權(quán)平均資本成本)銷售總額。壟斷租金闡述的是單個(gè)企業(yè)在整個(gè)行業(yè)中的壟斷地位，而不是從行業(yè)層面描述不同行業(yè)間的競爭程度，該指標(biāo)越小則企業(yè)面臨的產(chǎn)品競爭度越高。選擇全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)(lntfp)的衡量指標(biāo)，本文采用LP法計(jì)算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本提升的總效應(yīng)的回歸方程見式(1)。

2.機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果分析。本文首先檢驗(yàn)方程(1)中φ1的顯著性，由表5第(1)列的估計(jì)結(jié)果可知，φ1的估計(jì)結(jié)果為1.2199且通過顯著性檢驗(yàn)。其次，檢驗(yàn)方程(2)中β1和方程(4)中ω2的顯著性。由表5第(2)列和第(4)列的相關(guān)估計(jì)結(jié)果可知，β1的估計(jì)結(jié)果為-2.8596，ω2的估計(jì)結(jié)果為-0.0393，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。同理證明方程(3)中的τ1和方程(4)中的ω3均顯著為正。以上估計(jì)結(jié)果證明間接效應(yīng)顯著。由于方程(4)中OFDI的估計(jì)系數(shù)為1.0628，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明本文存在部分中介效應(yīng)。此外，對(duì)比估計(jì)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，與表5第(1)列基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，在加入競爭效應(yīng)(PMC)和技術(shù)溢出效應(yīng)(lntfp)兩個(gè)中介變量后，核心解釋變量OFDI的估計(jì)系數(shù)由1.2199下降為1.0628，這進(jìn)一步說明競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)是對(duì)外直接投資促進(jìn)企業(yè)人力資本提升的兩個(gè)重要渠道。表5的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2與假設(shè)3。

表5 影響機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果

(二)不同行業(yè)的分組檢驗(yàn)

作為技術(shù)后進(jìn)的國家，中國對(duì)外直接投資的主要目的之一是學(xué)習(xí)和獲取先進(jìn)技術(shù)，這可能對(duì)企業(yè)人力資本水平產(chǎn)生重要影響。根據(jù)國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局出版的專利密集型產(chǎn)業(yè)目錄(2016)(試行)，將樣本劃分為專利密集型行業(yè)企業(yè)和非專利密集型行業(yè)企業(yè)進(jìn)行回歸。表6第(1)列為專利密集型行業(yè)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，OFDI的估計(jì)系數(shù)顯著為正。而第(2)列非專利密集型行業(yè)企業(yè)中OFDI的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。這說明對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本水平的提升主要集中于專利密集型行業(yè)企業(yè)，對(duì)非專利密集型行業(yè)企業(yè)人力資本水平提升的促進(jìn)效應(yīng)并不明顯。

表6 不同分組的檢驗(yàn)結(jié)果

(三)不同所有制的分組檢驗(yàn)

不同所有制企業(yè)在資源稟賦和制度安排上存在顯著差異，他們的海外投資動(dòng)機(jī)明顯不同。國有企業(yè)偏向于投資自然資源、技術(shù)、品牌和渠道等戰(zhàn)略性資產(chǎn)[29]，而民營企業(yè)則更傾向于開拓市場(chǎng)。投資動(dòng)機(jī)的不同會(huì)引致企業(yè)差異化的人力資本需求。為進(jìn)一步考察不同所有制企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的異質(zhì)性影響，本文按照Wind數(shù)據(jù)庫中上市企業(yè)的注冊(cè)登記類型將樣本企業(yè)劃分為民營企業(yè)、國有企業(yè)、外資企業(yè)、集體企業(yè)和公眾企業(yè)等5種所有制類型企業(yè)。外資企業(yè)、集體企業(yè)和公眾企業(yè)樣本量過小，分組檢驗(yàn)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，因此，本文主要關(guān)注國有企業(yè)和民營企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的差異化影響。表6第(3)列為國有企業(yè)的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示OFDI的估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了國有企業(yè)人力資本水平提升。表6第(4)列為民營企業(yè)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)OFDI的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，這說明對(duì)外直接投資未能顯著促進(jìn)民營企業(yè)人力資本水平提升。

六、研究結(jié)論與政策建議

人力資本是企業(yè)科技創(chuàng)新活動(dòng)中最基礎(chǔ)、最活躍的要素，也是企業(yè)消化、吸收先進(jìn)技術(shù)的重要載體。本文運(yùn)用BvD-Zephyr數(shù)據(jù)庫中跨國并購的相關(guān)數(shù)據(jù)、FDI-Market數(shù)據(jù)庫中綠地投資的相關(guān)數(shù)據(jù)、Wind數(shù)據(jù)庫中的人力資本數(shù)據(jù)、CMSAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫中的部分財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，探討了對(duì)外直接投資對(duì)中國企業(yè)人力資本的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本水平提升具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。具體來講，在控制了行業(yè)、年份固定效應(yīng)及企業(yè)各種屬性后，對(duì)外直接投資顯著提升了企業(yè)人力資本水平。這種促進(jìn)效應(yīng)不受人力資本的界定、回歸樣本范圍以及回歸方法的影響，研究結(jié)論穩(wěn)健。第二，對(duì)外直接投資帶來的競爭效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)顯著提升企業(yè)的人力資本水平。一方面，對(duì)外直接投資使得跨國企業(yè)面臨激烈的國際市場(chǎng)競爭，引致跨國企業(yè)對(duì)人力資本的需求增加；另一方面，對(duì)外直接投資帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)促使企業(yè)提高人力資本水平以適應(yīng)新技術(shù)的運(yùn)用。第三，對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本的提升效應(yīng)在不同所有制企業(yè)及不同行業(yè)間存在顯著差異。具體而言，對(duì)外直接投資顯著提升了國有企業(yè)人力資本水平，而對(duì)民營企業(yè)人力資本水平的提升效應(yīng)并不明顯。另外，專利密集型行業(yè)企業(yè)的對(duì)外直接投資也會(huì)顯著提升企業(yè)的人力資本水平，而非專利密集型行業(yè)企業(yè)對(duì)外直接投資的人力資本提升效應(yīng)不顯著。

為更好地鼓勵(lì)企業(yè)對(duì)外直接投資，激發(fā)有實(shí)力的跨國企業(yè)實(shí)現(xiàn)人力資本積累，增強(qiáng)企業(yè)國際競爭力，本文的政策啟示主要集中于以下幾點(diǎn)：首先，應(yīng)充分重視對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)人力資本水平提升的積極影響。鼓勵(lì)有“走出去”需求的企業(yè)到發(fā)達(dá)國家或地區(qū)投資設(shè)廠或建立研發(fā)中心，吸收當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的科研人員和技術(shù)人員，提升跨國企業(yè)的人力資本水平，增強(qiáng)企業(yè)競爭力。其次，完善國際合作的人力資本培訓(xùn)機(jī)制，提高人力資本投入的產(chǎn)出水平?？鐕髽I(yè)可以利用自身的海外市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)和資源優(yōu)勢(shì)，選擇與國外研發(fā)資源豐富、具有先進(jìn)人力資本管理經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)合作，將境內(nèi)企業(yè)的高學(xué)歷員工送到國外進(jìn)行人力資本培訓(xùn)，實(shí)現(xiàn)知識(shí)外溢，提高企業(yè)的人力資本水平，增強(qiáng)研發(fā)人員的自主創(chuàng)新能力，最大限度地釋放我國企業(yè)高水平人力資本的人才紅利。最后，為國有企業(yè)和民營企業(yè)創(chuàng)造公平競爭的市場(chǎng)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境。繼續(xù)發(fā)揮國有企業(yè)在政策支持、資源稟賦、研發(fā)創(chuàng)新能力及技術(shù)吸收等方面的先天優(yōu)勢(shì)，同時(shí)鼓勵(lì)技術(shù)密集型的民營企業(yè)到擁有前沿技術(shù)條件的發(fā)達(dá)國家投資，實(shí)現(xiàn)逆向技術(shù)溢出與知識(shí)溢出，以促進(jìn)企業(yè)人力資本水平的提升。