李增剛 王典

摘?要：黨的二十大報(bào)告指出“努力提高居民收入在國(guó)民收入分配中的比重，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。”在中國(guó)企業(yè)“走出去”、不斷增加對(duì)外直接投資的背景下，企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)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(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，使用雙重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)外直接投資行為對(duì)企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額的影響。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額增加，促進(jìn)企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額提高約924%，進(jìn)行多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果依然成立。機(jī)制檢驗(yàn)表明，企業(yè)對(duì)外直接投資的就業(yè)效應(yīng)大于逆向技術(shù)溢出帶來(lái)的替代效應(yīng)。同時(shí)，在發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)企業(yè)中盛行的明星企業(yè)效應(yīng)，在中國(guó)企業(yè)中沒有明顯效果。擴(kuò)展分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)外直接投資在擴(kuò)大勞動(dòng)收入份額的同時(shí)，不會(huì)加劇企業(yè)內(nèi)部的收入不平等問(wèn)題。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；勞動(dòng)收入份額；“一帶一路”；共同富裕

中圖分類號(hào)：F0142;F830??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號(hào)：1001-148X（2023）04-0065-10

收稿日期：2023-04-15

作者簡(jiǎn)介：李增剛（1975-），男，山東泰安人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：國(guó)際政治經(jīng)濟(jì)學(xué)；王典（1997-），男，遼寧沈陽(yáng)人，博士研究生，研究方向：外國(guó)直接投資。

基金項(xiàng)目：黑龍江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展重點(diǎn)研究課題，項(xiàng)目編號(hào)：21108。

①?作者根據(jù)商務(wù)部、國(guó)際統(tǒng)計(jì)局和國(guó)家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布《2003年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《2020年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》自行計(jì)算，具體來(lái)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(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)自行計(jì)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(guó)際統(tǒng)計(jì)局和國(guó)家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布《2020年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，第4頁(yè)，http：//wwwgovcn/xinwen/2021-09/29/5639984/files/a3015be4dc1f45458513ab39691d37ddpdf.

一、引言與文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)思想史中著名的“卡爾多事實(shí)”認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)體的要素收入份額在長(zhǎng)期中保持穩(wěn)定［1］，這被視為構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的基本假設(shè)。但后續(xù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)許多發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的勞動(dòng)收入份額并不穩(wěn)定［2］。勞動(dòng)收入份額的持續(xù)下降將扭曲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)［3］，擴(kuò)大財(cái)富分配差距，甚至影響社會(huì)穩(wěn)定。黨的二十大報(bào)告指出：“努力提高居民收入在國(guó)民收入分配中的比重，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。”有效調(diào)節(jié)國(guó)民收入分配格局關(guān)鍵在于初次分配，而初次分配重點(diǎn)在于調(diào)整要素收入份額。以勞動(dòng)收入份額作為研究收入分配的切入點(diǎn)，有助于理解當(dāng)前中國(guó)收入分配的狀況，從而為縮小收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供思路。

自“一帶一路”倡議提出以來(lái)，中國(guó)企業(yè)海外投資規(guī)模快速增長(zhǎng)，為積極推動(dòng)新型全球化做出了重要貢獻(xiàn)。2003年中國(guó)累計(jì)對(duì)外直接投資為334億美元，2020年增長(zhǎng)到258萬(wàn)億美元，17年時(shí)間增長(zhǎng)了77倍①。根據(jù)世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、《2020年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《世界投資報(bào)告2021》（World?Investment?Report?2021）指出，2020年世界經(jīng)濟(jì)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(guó)對(duì)外直接投資分別占全球當(dāng)年流量、存量的202%和66%，流量位列全球國(guó)家（地區(qū)）排名的第一位，存量列第三位，為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了卓越貢獻(xiàn)④。

從宏觀經(jīng)濟(jì)層面上看，勞動(dòng)收入份額在2010年之后不斷上升［4］。同時(shí)期亦是中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的飛速增長(zhǎng)時(shí)期（如圖1），對(duì)外直接投資與勞動(dòng)收入份額的同步增長(zhǎng)是簡(jiǎn)單的巧合還是具有因果關(guān)系？

圖1?中國(guó)OFDI與國(guó)家層面勞動(dòng)收入份額趨勢(shì)圖

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

（一）對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)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(xué)者認(rèn)為對(duì)外直接投資可能對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)造成負(fù)向影響。限于資源約束，對(duì)外投資與國(guó)內(nèi)投資呈現(xiàn)替代關(guān)系，企業(yè)通過(guò)將勞動(dòng)密集型任務(wù)以對(duì)外直接投資的形式轉(zhuǎn)移給勞動(dòng)力成本更低的國(guó)家，減少國(guó)內(nèi)母公司對(duì)勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而減少母國(guó)就業(yè)規(guī)模［7］；另一方面，有學(xué)者則指出對(duì)外投資與國(guó)內(nèi)投資呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系。學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)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(duì)勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而增加就業(yè)，導(dǎo)致勞動(dòng)者的收入增加［8］。隨著數(shù)據(jù)日益豐富，研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資帶來(lái)的勞動(dòng)力需求增加存在異質(zhì)性，即對(duì)熟練工人的需求大于非熟練工人，進(jìn)而使得熟練工人獲益大于非熟練工人［9］。相對(duì)于微觀研究，宏觀研究面臨更難處理的內(nèi)生性問(wèn)題以及無(wú)法進(jìn)行精細(xì)化的機(jī)制分析，得出結(jié)論存在較大差異與爭(zhēng)議。Huang（2016）指出發(fā)展中國(guó)家OFDI對(duì)收入分配的影響與國(guó)家地理區(qū)域和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異有關(guān)［10］；Doan和Wan（2017）使用跨國(guó)數(shù)據(jù)研究了全球化對(duì)勞動(dòng)份額的影響，發(fā)現(xiàn)外資流動(dòng)對(duì)勞動(dòng)份額沒有顯著影響［11］。萬(wàn)晶和周記順（2022）基于中國(guó)省際數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額具有門檻效應(yīng)［12］。

基于上述文獻(xiàn)可以看出，無(wú)論是宏觀研究還是微觀研究，關(guān)于對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額是正向影響還是負(fù)向影響仍未達(dá)成一致結(jié)論。

（二）中國(guó)勞動(dòng)收入份額變化的影響因素分析

關(guān)于勞動(dòng)收入份額影響因素的研究，學(xué)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(jì)90年代后期以來(lái)，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動(dòng)收入份額相對(duì)較高的農(nóng)業(yè)部門向勞動(dòng)收入份額相對(duì)較低的非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)換，使得我國(guó)勞動(dòng)收入份額下降［2，13］。在此基礎(chǔ)上，有學(xué)者指出勞動(dòng)收入份額變動(dòng)源于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與勞動(dòng)者相對(duì)談判能力之間的權(quán)衡［14］。

2技術(shù)進(jìn)步非中性。技術(shù)進(jìn)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(jià)格之比，從而使得要素收入份額發(fā)生變化。就中國(guó)而言，學(xué)者指出勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步是勞動(dòng)收入份額降低的最主要原因［15］。

3全球化。20世紀(jì)90年代后期，一是國(guó)家實(shí)施大力引進(jìn)外資的發(fā)展戰(zhàn)略使地方政府為招商引資競(jìng)爭(zhēng)，弱化了勞動(dòng)者的談判能力［15］；二是外資進(jìn)入帶來(lái)的“負(fù)工資效應(yīng)”也將使得外資流入與勞動(dòng)收入份額呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系［16］；三是中間品相對(duì)價(jià)格和技術(shù)引進(jìn)成本的降低使得勞動(dòng)收入份額降低［17］。

綜上所述，現(xiàn)有研究關(guān)于對(duì)外直接投資如何影響母國(guó)勞動(dòng)收入份額的研究尚未得到一致結(jié)論?！笆舜蟆币詠?lái)，中國(guó)以“共商、共建、共享”為原則，積極推動(dòng)“一帶一路”倡議，共建人類命運(yùn)共同體，中國(guó)勞動(dòng)收入份額在這一時(shí)期不斷上升。已有研究較多關(guān)注2010年之前勞動(dòng)份額不斷下降的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，對(duì)“新時(shí)代”勞動(dòng)收入份額上升這一新現(xiàn)象的探索較少，本文對(duì)此進(jìn)行補(bǔ)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(duì)外直接投資是否影響以及如何影響企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額。

二、理論分析與研究假說(shuō)

Bentolila和Saint-Paul（2003）證明，在無(wú)摩擦的新古典主義增長(zhǎng)模型中，假定生產(chǎn)規(guī)模收益不變和勞動(dòng)偏向型技術(shù)進(jìn)步，勞動(dòng)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(bào)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(dòng)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(jìn)步偏向方向，可以求解出勞動(dòng)收入份額?具體推導(dǎo)見Bentolila和Saint-Paul（2003）。：

sLi=1-αAikiε（2）

這表明勞動(dòng)收入份額依賴于技術(shù)進(jìn)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(dāng)ε大于0時(shí)，資本與勞動(dòng)呈替代關(guān)系，更高的資本產(chǎn)出比意味著更低的勞動(dòng)收入份額。陸雪琴和田磊（2020）根據(jù)2008年全國(guó)稅收調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算出當(dāng)時(shí)中國(guó)的替代彈性為136［4］，與中國(guó)在2010年之前勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降的客觀現(xiàn)實(shí)相符合。中國(guó)企業(yè)“走出去”如何作用于企業(yè)勞動(dòng)收入份額呢？

（一）企業(yè)對(duì)外直接投資、技術(shù)進(jìn)步與企業(yè)勞動(dòng)收入份額

通過(guò)對(duì)外直接投資實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步是我國(guó)眾多企業(yè)開展OFDI的主要?jiǎng)訖C(jī)之一［5］。中國(guó)企業(yè)通過(guò)對(duì)外直接投資以獲得國(guó)外新技術(shù)，技術(shù)進(jìn)步是資本密集型活動(dòng)，當(dāng)資本與勞動(dòng)的替代彈性大于1時(shí)，資本將替代部分勞動(dòng)力，這種替代效應(yīng)使得部分勞動(dòng)者受到負(fù)面沖擊。一方面，新技術(shù)引進(jìn)更可能與高技能勞動(dòng)者表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，因此勞動(dòng)者異質(zhì)性的存在使得技術(shù)進(jìn)步對(duì)勞動(dòng)者的影響存在系統(tǒng)性差異。因此逆向技術(shù)溢出帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步對(duì)勞動(dòng)收入份額的最終影響取決于技術(shù)互補(bǔ)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(guò)對(duì)外直接投資實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的母國(guó)企業(yè)同樣會(huì)對(duì)母國(guó)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(dòng)密集型企業(yè)中資本對(duì)勞動(dòng)替代效應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)，從而使得勞動(dòng)收入份額進(jìn)一步降低。其次，對(duì)于高技能勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)更高的技術(shù)工人需求，這可能提高企業(yè)內(nèi)的勞動(dòng)收入份額。因此，整體而言技術(shù)溢出帶來(lái)的勞動(dòng)收入份額變動(dòng)是兩種力量相互作用的結(jié)果。基于中國(guó)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(shí)背景［4，14］，逆向技術(shù)溢出帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步將導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額降低?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：

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

（二）企業(yè)對(duì)外直接投資、就業(yè)規(guī)模與企業(yè)勞動(dòng)收入份額

新新貿(mào)易理論認(rèn)為相對(duì)于國(guó)內(nèi)企業(yè)，生產(chǎn)率較高的企業(yè)走向國(guó)際市場(chǎng)進(jìn)行出口，生產(chǎn)率最高的企業(yè)則進(jìn)行對(duì)外投資。對(duì)外直接投資與母國(guó)企業(yè)貿(mào)易存在替代或者互補(bǔ)關(guān)系，進(jìn)而對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力市場(chǎng)的需求產(chǎn)生不同影響［20］。一方面，市場(chǎng)尋求型與水平型對(duì)外直接投資可以通過(guò)擴(kuò)展新市場(chǎng)、獲取低成本的中間品投入和分?jǐn)傃邪l(fā)成本等方式提高母國(guó)產(chǎn)出。我國(guó)在外國(guó)設(shè)立營(yíng)銷服務(wù)中心，擴(kuò)大出口和東道國(guó)市場(chǎng)需求，促進(jìn)勞動(dòng)力要素投入增加。根據(jù)國(guó)際貿(mào)易理論中的多樣性偏好（love-of-variety），中國(guó)對(duì)外直接投資造成的引致需求，會(huì)造成對(duì)供給端工人的需求上升；另一方面，垂直型對(duì)外直接投資尋求廉價(jià)勞動(dòng)力，生產(chǎn)場(chǎng)地的轉(zhuǎn)移可能造成國(guó)內(nèi)企業(yè)對(duì)母國(guó)工人需求減少，進(jìn)而降低勞動(dòng)收入份額［7］。

考慮到資本相對(duì)于勞動(dòng)力流動(dòng)能力更強(qiáng)，因此其議價(jià)能力更強(qiáng)，進(jìn)而國(guó)際投資行為將使得勞動(dòng)者的議價(jià)能力更低。企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效直接影響勞動(dòng)者的工資水平及需求程度，有學(xué)者基于對(duì)外直接投資的時(shí)間長(zhǎng)短研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資短期能夠帶來(lái)企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)，長(zhǎng)期則出現(xiàn)業(yè)績(jī)下滑［21］?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：

H2：中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)勞動(dòng)力需求的影響是模糊的。一方面，通過(guò)擴(kuò)大海外市場(chǎng)，需要?jiǎng)趧?dòng)力投入以保證供給，將提升勞動(dòng)收入份額；另一方面，對(duì)外直接投資可以利用國(guó)外廉價(jià)勞動(dòng)力進(jìn)行生產(chǎn)，會(huì)降低對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力的需求，使其談判能力下降，進(jìn)而降低勞動(dòng)收入份額。

（三）企業(yè)對(duì)外直接投資、明星企業(yè)與企業(yè)勞動(dòng)收入份額

根據(jù)Autor等（2020）以企業(yè)規(guī)模為切入點(diǎn)，構(gòu)建不完全競(jìng)爭(zhēng)模型［22］，推導(dǎo)得出企業(yè)勞動(dòng)收入份額與企業(yè)加價(jià)之間的關(guān)系如式（3）：

Sω≡wVpωqω=cωpω=1mω（3）

其中，企業(yè)加價(jià)m（p）=1-1Apd′（Ap）d（Ap）-σ+1是關(guān)于價(jià)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(chǎng)勢(shì)力，擁有稅收、融資、土地價(jià)格優(yōu)惠等方面的便利條件，其成本更低，利潤(rùn)更高；另一方面，沉沒成本隨著企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，規(guī)模效應(yīng)使企業(yè)的成本分?jǐn)偰芰χ饾u提升，進(jìn)而提升企業(yè)利潤(rùn)和加價(jià)能力；此外，明星企業(yè)憑借其市場(chǎng)勢(shì)力獲得更大的價(jià)格加成能力以及超額利潤(rùn)優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)盈利能力提升，從而造成企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額降低。

企業(yè)對(duì)外直接投資如何影響企業(yè)自身的規(guī)模并進(jìn)一步影響企業(yè)內(nèi)的勞動(dòng)收入份額呢？從需求側(cè)出發(fā)，全球化帶來(lái)更加激烈的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，消費(fèi)者對(duì)質(zhì)量調(diào)整后的價(jià)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(jìn)行對(duì)外直接投資擴(kuò)展海外業(yè)務(wù)，這會(huì)促使銷售向每個(gè)行業(yè)中生產(chǎn)率最高的企業(yè)傾斜，產(chǎn)品市場(chǎng)集中度將上升，因?yàn)楦餍袠I(yè)越來(lái)越多地被明星企業(yè)所主導(dǎo)，這些企業(yè)具有較高的標(biāo)價(jià)和較低的勞動(dòng)力收入份額?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：

H3：高生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，擴(kuò)大企業(yè)自身規(guī)模，會(huì)降低勞動(dòng)收入份額。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）實(shí)證策略

考慮到每一個(gè)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的時(shí)間不同，本文構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型研究對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(shí)間。被解釋變量ls為企業(yè)勞動(dòng)收入份額，?參考方軍雄（2011），本文采用要素成本計(jì)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(yíng)業(yè)收入-營(yíng)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(diǎn)關(guān)注的回歸系數(shù)，其反映企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資如何影響企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額。如果β1大于0，則表明企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資將有利于企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額的增加。與單時(shí)點(diǎn)雙重差分不同，核心解釋變量定義SDIDit為進(jìn)行對(duì)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(duì)數(shù)值）、企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)間（age，企業(yè)年齡加1后的對(duì)數(shù)值）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev，總負(fù)債/總資產(chǎn)）、資本回報(bào)率（roa）、資本密集度（ci，人均固定資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值）、企業(yè)是否出口（ck）。對(duì)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(shí)間變化的控制變量進(jìn)行控制；二是使用企業(yè)不隨時(shí)間變化的控制變量以緩解“壞控制變量問(wèn)題”，通過(guò)加入2014企業(yè)層面的控制變量與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)f（t）的方式進(jìn)行微觀控制。宏觀層面的控制變量包括，省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（gdprate）、人均GDP（pergdp）、貿(mào)易開放度（tradepend）、市場(chǎng)化指數(shù)（mi）。

γi企業(yè)固定效應(yīng)，用來(lái)控制隨個(gè)體變化但不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素。ut時(shí)間固定效應(yīng)用來(lái)控制不隨個(gè)體變化只隨時(shí)間變化的趨勢(shì)。在之后的檢驗(yàn)中繼續(xù)加入更多維度的固定效應(yīng)，進(jìn)一步提升因果識(shí)別的干凈程度與結(jié)果的穩(wěn)健性。標(biāo)準(zhǔn)誤分別在個(gè)體、行業(yè)、省份層面聚類，緩解組自相關(guān)問(wèn)題對(duì)回歸結(jié)果的干擾，確?；貧w結(jié)果穩(wěn)健。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中收入法GDP提供了分地區(qū)的勞動(dòng)者報(bào)酬和地區(qū)生產(chǎn)總值，加總之后可以得到全國(guó)勞動(dòng)收入份額。收入法國(guó)民生產(chǎn)總值核算。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值收入法核算將GDP按不同的收入歸為勞動(dòng)者報(bào)酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營(yíng)業(yè)盈余四個(gè)部分。勞動(dòng)者報(bào)酬包含工資總額、福利費(fèi)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)、住房公積金等。、各省統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)以及中國(guó)對(duì)外投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。避免2008年金融危機(jī)、《勞動(dòng)合同法》實(shí)施以及勞動(dòng)收入份額統(tǒng)計(jì)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(jì)等相關(guān)變量為負(fù)數(shù)的錯(cuò)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減處理；為排除極端值影響，本文對(duì)連續(xù)變量前后1%水平進(jìn)行縮尾處理［24］。相關(guān)變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)如表1。

四、對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額影響

本部分針對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響進(jìn)行基準(zhǔn)回歸估計(jì)。在此基礎(chǔ)之上，進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基準(zhǔn)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(jìn)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(jì)顯著性上，對(duì)外投資企業(yè)將提高企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額0012個(gè)單位，這相當(dāng)于使得勞動(dòng)收入份額提高924%。列（4）-列（5）分別加入不隨時(shí)間變化的微觀、宏觀控制變量與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)交互項(xiàng)，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?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明，進(jìn)行對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額有提升作用。控制變量的回歸系數(shù)符合預(yù)期，企業(yè)規(guī)模與勞動(dòng)收入份額呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)；企業(yè)存活時(shí)間越長(zhǎng)企業(yè)地位越穩(wěn)固，加價(jià)能力越強(qiáng)，勞動(dòng)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(duì)勞動(dòng)收入份額有負(fù)向作用；地區(qū)發(fā)展水平和開放程度等指標(biāo)同樣反映了地區(qū)的制度環(huán)境，發(fā)達(dá)地區(qū)的工會(huì)等人文關(guān)懷更被重視，會(huì)提高員工的積極性和勞動(dòng)收入份額；與市場(chǎng)化指數(shù)相關(guān)聯(lián)的是，市場(chǎng)化程度高，勞動(dòng)者的選擇權(quán)越高，議價(jià)能力越強(qiáng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保實(shí)證方法的適用性和基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體包括：（1）Bacon分解考慮到負(fù)權(quán)重問(wèn)題可能對(duì)實(shí)證結(jié)果造成干擾，Bacon分解［25］方法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示核心解釋變量估計(jì)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(shì)檢驗(yàn)事件研究法結(jié)果顯示，企業(yè)進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)誤聚類層級(jí)；（4）使用“一帶一路”沿線省份進(jìn)行單時(shí)點(diǎn)雙重差分估計(jì)?《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》規(guī)劃了18個(gè)“一帶一路”倡議重點(diǎn)省份，將經(jīng)營(yíng)地坐落在重點(diǎn)對(duì)接省份的企業(yè)作為處理組，其他企業(yè)作為對(duì)照組［26］。；（5）變量替換參考陸雪琴和田磊（2020）以要素成本計(jì)算的增加值衡量勞動(dòng)收入份額［4］。；（6）傾向得分匹配；（7）隨機(jī)模擬與區(qū)分投資動(dòng)機(jī)的安慰劑檢驗(yàn)前者，500次隨機(jī)模擬回歸系數(shù)集中在0附近，顯著異于基準(zhǔn)回歸系數(shù)；后者，將對(duì)非OCED國(guó)家進(jìn)行投資作為市場(chǎng)尋求型OFDI賦值為1，其他取0。與核心解釋變量生成交互項(xiàng)納入回歸方程，交換項(xiàng)系數(shù)顯著為正則說(shuō)明中國(guó)對(duì)外直接投資擴(kuò)展海外市場(chǎng)提升的就業(yè)效應(yīng)更明顯，印證本文的核心假說(shuō)H2。。檢驗(yàn)結(jié)果見表3，系數(shù)均顯著為正，與基準(zhǔn)估計(jì)一致，說(shuō)明基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的限于篇幅所限，Bacon分解圖、平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖和隨機(jī)模擬圖未在正文中報(bào)告，備索。

五、OFDI如何提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額

理論分析部分指出，企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資可能通過(guò)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(dòng)收入份額變動(dòng)。

（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(qǐng)數(shù)量和獲批專利數(shù)量作為測(cè)度企業(yè)創(chuàng)新水平的指標(biāo)［27］，將其作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)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(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)自身技術(shù)水平有積極作用，這符合學(xué)術(shù)界的共識(shí)，即對(duì)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(duì)勞動(dòng)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(guò)檢驗(yàn)，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(qǐng)數(shù)作為被解釋變量的回歸系數(shù)（0222>0177），審批通過(guò)相對(duì)于申請(qǐng)數(shù)下降20%，一定程度證明了專利申請(qǐng)質(zhì)量不高，即學(xué)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(shí)證結(jié)果表明對(duì)外直接投資產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出作用，這會(huì)在一定程度上削弱國(guó)內(nèi)勞動(dòng)收入份額，印證了假說(shuō)H1。但對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)收入份額的整體效果取決于不同渠道之間的“競(jìng)爭(zhēng)”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(jìn)行回歸，系數(shù)如表4列（3）?？梢钥吹?，對(duì)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(guò)檢驗(yàn)，此結(jié)果回應(yīng)了前文理論分析中的假說(shuō)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(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生積極的作用，且當(dāng)就業(yè)效應(yīng)（0248）大于逆向技術(shù)溢出帶來(lái)的消極影響（0177-0222），那么整體上對(duì)外直接投資將使得勞動(dòng)收入份額增加回歸系數(shù)均先通過(guò)組間系數(shù)檢驗(yàn)以確保系數(shù)可比性，然后再進(jìn)行比較。

（三）勞動(dòng)者二元分解

參考許家云等（2020）的方法［29］，本文對(duì)勞動(dòng)收入份額分解如式（6）：

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

雙邊取對(duì)數(shù)得到式（7）：

lnLShare=lnwit-lnlprodit（7）

雙邊求導(dǎo)數(shù)得到式（8）：

LShareOFDI=lnwOFDI-lnlprodOFDI?（8）

勞動(dòng)收入份額被分解為對(duì)平均工資的影響以及對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4列（4）、列（5）。回歸系數(shù)表明，對(duì)外直接投資顯著提高了員工的平均工資，對(duì)于員工的平均勞動(dòng)生產(chǎn)率呈負(fù)面影響。逆向技術(shù)溢出為什么會(huì)導(dǎo)致單位勞動(dòng)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(lái)源于技術(shù)進(jìn)步與雇傭規(guī)模比值，當(dāng)就業(yè)規(guī)模促進(jìn)效應(yīng)大于技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，單位員工生產(chǎn)率將會(huì)下降，即這一實(shí)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(chǎng)份額、擠壓勞動(dòng)收入份額的思路和方法，計(jì)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(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)使用赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量行業(yè)集中度時(shí)，企業(yè)進(jìn)行對(duì)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(qiáng)將會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生負(fù)向影響。為了檢驗(yàn)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(shí)證結(jié)果表明，企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)壟斷能力的影響不再顯著，即使用赫芬達(dá)爾指數(shù)單一指標(biāo)進(jìn)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(wú)法支持對(duì)外直接投資擴(kuò)大企業(yè)壟斷能力（市場(chǎng)集中程度）的效果。。因此，我們更傾向于認(rèn)為：中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資沒有顯著增加市場(chǎng)集中度，即中國(guó)企業(yè)在“一帶一路”背景下的對(duì)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(dòng)收入份額上升較為明顯［4］”是一致的，與Autor等（2020）對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果不一致［22］。為什么中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資沒有呈現(xiàn)出與發(fā)達(dá)國(guó)家類似的情景呢？對(duì)此可能的解釋是：與“海默式”的以追求企業(yè)私人利潤(rùn)為目標(biāo)的傳統(tǒng)壟斷優(yōu)勢(shì)不同，以ESG（環(huán)境、社會(huì)和公司治理）為核心的追求社會(huì)包容性發(fā)展的特定優(yōu)勢(shì)在跨國(guó)公司的對(duì)外直接投資中變得尤為重要［6］。中國(guó)上市企業(yè)的ESG優(yōu)勢(shì)顯著促進(jìn)其進(jìn)行OFDI。企業(yè)增加對(duì)外直接投資的同時(shí)，ESG也會(huì)約束其自身行為避免在市場(chǎng)上形成壟斷力量，即以不擠占同行業(yè)其他企業(yè)市場(chǎng)份額而獲得壟斷利潤(rùn)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(duì)外直接投資的就業(yè)效應(yīng)帶來(lái)的積極效果能夠抵消掉技術(shù)效應(yīng)帶來(lái)的消極效果，同時(shí)中國(guó)企業(yè)不同于西方發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)，我國(guó)企業(yè)可能擁有更強(qiáng)的ESG內(nèi)在激勵(lì)，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(shuō)H3。

六、進(jìn)一步分析：對(duì)外直接投資加劇了企業(yè)內(nèi)不平等嗎？

對(duì)外直接投資是否會(huì)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(biāo)賽理論”（Tournament?Theory）認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)薪酬差距可以調(diào)動(dòng)員工積極性，即層級(jí)間薪酬差距被視作贏得錦標(biāo)賽的獎(jiǎng)勵(lì)。同時(shí)，薪酬差距的競(jìng)爭(zhēng)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(wèn)題，增加企業(yè)績(jī)效；另一方面，“社會(huì)比較理論”（Social?Comparison?Theory）則認(rèn)為，人們偏好公平，在獲得勞動(dòng)報(bào)酬時(shí)，會(huì)比較自己與他人的收入分配是否公平。因此，薪酬差距過(guò)大會(huì)使得員工信心不足，進(jìn)而喪失工作積極性和合作意愿，損害公司業(yè)績(jī)。理論上，企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)收入差距的影響取決于對(duì)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(kuò)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(shí)增加，員工增長(zhǎng)得更多，縮小收入差距。

情況4：管理層和員工薪酬同時(shí)增加，管理層增長(zhǎng)得更多，擴(kuò)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(huì)降低自己的薪酬，因此情況1被排除。使用兩種方法對(duì)該問(wèn)題進(jìn)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(duì)數(shù)）作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表5列（1）、列（2），實(shí)證回歸系數(shù)顯示管理層回歸系數(shù)更大，即容易簡(jiǎn)單得出其薪酬增加幅度相對(duì)于員工而言更多的錯(cuò)誤結(jié)論。分組回歸系數(shù)均顯著在統(tǒng)計(jì)意義上是不能直接進(jìn)行比較系數(shù)大小的，需進(jìn)行似無(wú)相關(guān)檢驗(yàn)［30］。列（2）對(duì)分組樣本進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)得出組間系數(shù)不顯著存在差異（p=0241），即企業(yè)對(duì)外進(jìn)行直接投資不會(huì)使企業(yè)內(nèi)部收入差距擴(kuò)大。因管理層的薪酬更多來(lái)源于資本收入，這是否與前文得出的對(duì)外直接投資促進(jìn)勞動(dòng)收入份額增長(zhǎng)的結(jié)論矛盾呢？可進(jìn)行如下解釋：對(duì)外直接投資對(duì)員工人均收入的提升雖然沒有管理層多，但勞動(dòng)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(dòng)者規(guī)模，即勞動(dòng)收入份額的變動(dòng)取決于員工整體收入的變動(dòng)幅度與管理層整體收入變動(dòng)幅度比。當(dāng)員工整體收入增長(zhǎng)量超過(guò)管理層員工增長(zhǎng)量時(shí)，勞動(dòng)收入份額增長(zhǎng)且同時(shí)內(nèi)部收入差距拉大。一般而言，企業(yè)管理層規(guī)模不會(huì)出現(xiàn)較大變化［31］，結(jié)合前文實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)雇傭規(guī)模顯著增長(zhǎng)，說(shuō)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(dú)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(dú)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(guó)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(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)見表5列（3），該系數(shù)大于零，說(shuō)明對(duì)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(zhǎng)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(yàn)不顯著相呼應(yīng)）。綜上，本文認(rèn)為對(duì)外直接投資不會(huì)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(lái)，在“一帶一路”倡議下中國(guó)企業(yè)對(duì)外進(jìn)行直接投資大幅度增加，與此同時(shí)中國(guó)勞動(dòng)收入份額也不斷提高。本文使用2009-2020年中國(guó)A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響，以期為勞動(dòng)收入份額上升找到新的解釋。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)對(duì)外直接投資顯著提升了勞動(dòng)收入份額。企業(yè)對(duì)外直接投資帶來(lái)的就業(yè)效應(yīng)大于技術(shù)溢出對(duì)就業(yè)的負(fù)向影響是使勞動(dòng)收入份額提高的具體機(jī)制。（2）西方學(xué)者指出的明星企業(yè)效應(yīng)，即企業(yè)通過(guò)對(duì)外直接投資擴(kuò)大自身壟斷力量，進(jìn)而壓低勞動(dòng)收入份額的情況在中國(guó)沒有發(fā)生。（3）擴(kuò)展分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)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(yàn)證據(jù)上證明了中國(guó)企業(yè)“走出去”并沒有降低企業(yè)內(nèi)勞動(dòng)收入份額，反而提高了勞動(dòng)收入份額，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)擴(kuò)大對(duì)外直接投資與共同富裕的目標(biāo)不矛盾。

近年來(lái)，中國(guó)積極發(fā)展對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資，大力發(fā)展周邊共贏戰(zhàn)略，推動(dòng)新型全球化，我國(guó)企業(yè)“走出去”能夠給“一帶一路”沿線國(guó)家?guī)?lái)發(fā)展機(jī)遇已經(jīng)成為共識(shí)。上述研究結(jié)論表明，“走出去”能夠促進(jìn)本國(guó)勞動(dòng)收入份額提升，印證了“一帶一路”倡議的共贏屬性。隨著中國(guó)成為世界上第二大經(jīng)濟(jì)體，國(guó)際環(huán)境不確定性增加，堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略基點(diǎn)，更多依托國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，形成國(guó)民經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)從供給端發(fā)力，堅(jiān)持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是構(gòu)建新發(fā)展格局、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵方法。中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資擴(kuò)大勞動(dòng)收入份額的提升對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需有直接作用。勞動(dòng)收入份額的變化不僅會(huì)對(duì)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(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)效率。中國(guó)“一帶一路”倡議積極利用國(guó)內(nèi)國(guó)際兩個(gè)市場(chǎng)，不僅有利于世界各國(guó)人民，也有利于本國(guó)人民和本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，良性循環(huán)將進(jìn)一步加深全球經(jīng)濟(jì)一體化，為構(gòu)建人類命運(yùn)共同體做出更多的努力。

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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(zé)任編輯：周正）