FDI对我国国内劳工权益的影响——改善抑或是恶化？，本文主要内容关键词为：劳工论文,权益论文,我国论文,国内论文,FDI论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
20世纪70年代以来，随着发达国家劳动力成本的逐步提高，其劳动密集型产品的生产逐渐通过“制造外包”的方式，涌向了劳动力资源丰裕的发展中国家。中国作为最大的发展中国家，承接了大量的国际产业转移，并自20世纪90年代以后便成为了名副其实的全球制造业基地。我国接受国际产业转移的最主要方式为外商直接投资。《中国统计年鉴2012》的统计数据显示，至2011年止，我国制造业的外资企业数达56144家，其雇用劳动力规模超过2500万人，占制造业全部就业比重超过30%。
大规模外资进入不仅显著地推动了中国宏观经济增长与区域经济发展，而且对我国劳动力市场、工资报酬产生了重要影响。例如，已有文献研究表明，外资进入不仅影响了我国劳动力要素报酬与工资增长（Zhao，2001；Hale and Long，2011；Chen et al.，2011），而且进一步影响到了国内劳动力市场的众多重要议题，包括工资扭曲、劳动力收入占比等（罗长远、张军，2009；邵敏、包群，2012）。这些研究无疑为我们客观评估外商投资与国内劳动力市场的关系提供了有利的经验证据，然而，一个重要却又很少被讨论的问题是：外资进入究竟对国内劳动者权益产生何种影响？在一个完善及成熟的劳动力市场，劳动者的地位不仅体现在其工资报酬方面，更与其劳动者权益是否得到有力保护密切相关。作为劳动力资源相对丰裕而廉价的发展中大国经济，虽然劳动投入在我国经济增长中扮演了重要角色，然而长期为人诟病的一点是对劳动者合法权益与应有地位的保护不足①。因此，本文探讨的核心问题是，外资进入会对我国劳动者权益保护状况产生怎样的影响。
那么，外资进入如何影响东道国当地企业的劳工权益状况？大量文献研究均表明外资进入对当地企业具有重要的外溢效应，包括生产率外溢、出口绩效外溢（Aitken and Harrison，1999；Greenaway et al.，2004）等，其中外溢效果既可能来自外资进入的示范效应，也可能作为外资进入强化东道国市场竞争的结果。借鉴类似的思路，我们也可以将外资进入对劳动者权益的影响分为两类渠道②。
一是示范效应（demonstration effect）。跨国公司对我国的直接投资带来的不仅是资本和技术，而且还有现代企业管理模式和治理结构，以及企业社会责任等先进的理念（Child，1991）。许多跨国公司不仅在中国率先严格实施公司社会责任，而且投入大量的物力、人力，在中国组织和参加相关会议活动，积极介绍和推广跨国公司的社会责任理念。例如，2006年3月66家外资企业在北京联合发布了《社会责任北京宣言》，承诺所有参会企业将从法律、纳税、知识产权、就业、员工权益等12个方面积极履行相关的社会责任。因此，跨国公司将先进的社会责任理念带入中国，充当了中国企业社会责任运动的示范者和推动者，这将有利于提高内资企业改善劳工权益的概率。
值得注意的是，外资维权的示范效应有赖于外资企业具有更高的劳动者权益保护标准，但现实经济中一些外商投资者并非自动采取更为规范、透明的做法，甚至做出违反社会责任理念尤其是劳工权益的事情。以大量见诸报道的富士康为例。2012年3月30日，美国非营利机构公平劳工协会（FLA）发布报告称，富士康存在数十宗违反劳工权利的行为，其中尤以加班时间过长、克扣加班工资等违反劳动法行为为甚；富士康中60%以上的员工称其工资无法满足基本需求，14%的员工无法拿到被拖欠的计划外加班工资；富士康旗下的深圳观澜、深圳龙华和成都工厂工人的工作时长都超出了我国劳动法规定的标准，也超出了FLA的每周工作60个小时的标准。考虑到富士康事件的媒体传播效应，外资企业类似的侵权行为非但没有改善东道国的劳动力维权状况，反而对当地企业起到恶劣的负面示范效应，引发后者纷纷仿效。因此，外资进入究竟起到正面还是负面的维权示范效应，关键依赖于外资企业自身的劳动者权益保护标准与措施。
二是竞争效应（competition effect）。大量外资涌入对东道国本土企业的冲击不仅反映在产品市场的竞争，而且也体现在对当地劳动力市场用工需求，尤其是对高素质的熟练劳动力的雇佣竞争。并且，随着企业之间人才竞争的日益加剧以及劳动力流动性的不断增强，劳工权益越来越受到关注和重视，成为现代企业保留人才和激发员工积极性的重要手段之一。所以，作为外资进入的劳动力市场竞争结果，内资企业往往被迫改进与完善企业在员工权益保护方面的规章制度，以有效地应对外资进入的人才竞争。并且，劳动力需求的增加也有利于提高劳动者的谈判能力，从而有益于改善劳工权益。然而，在考察这一问题时还必须注意到东道国用工标准对外资企业的反向影响，即存在向底线赛跑现象（race to the bottom）③。这一现象强调，在东道国国内劳动者保护制度缺失情形下，原本那些执行较高保护标准的跨国公司反而会选择向当地企业看齐，采取比其母公司更低的用工标准，甚至是仿效内资企业对东道国劳动力正当权益进行侵权。中国作为劳动力要素相对丰裕而廉价的事实又加剧了这一可能性。由于过去较长时期内我国劳动力供给相对充裕，导致了劳动者，尤其是非熟练劳动力在谈判市场处于明显弱势地位，难以通过正常渠道维护其应有权益。既然为数众多的跨国公司在华投资主要受到低成本劳动力优势的吸引，这一状况也决定了外资企业非但不会产生预期的竞争效应，反而可能采取与东道国企业类似的做法，通过降低企业劳动力权益标准，甚至是侵犯当地劳动力正常权益来降低企业运营成本。显然，如果存在向底线赛跑现象，外资进入不仅难以发生正面的竞争效应，反而会进一步加剧东道国劳动力的弱势谈判地位，使得东道国劳动力维权行为更为艰难，即引发负向的竞争作用。
因此，无论是示范效应，还是竞争效应，外资进入对我国内资企业劳工权益状态的影响均同时存在可能的正向与负向作用，因而其总体的劳工权益外溢效果有待于进一步的实证检验。针对此，本文拟采用世界银行《中国投资环境调查（2005年）》的企业数据，考察我国外资企业的主要劳工权益状态，并较为细致地实证分析其对我国内资部门相关劳工权益的外溢效应。鉴于数据的可获得性及劳工权益的内涵④，本文构建了三类劳工权益侵害行为指标，以刻画企业的劳工权益状态，包括不投保医疗保险、使员工超时工作、未按法定标准支付加班费等。本文的主要改进之处在于：第一，已有研究均分析的是总体外资进入的影响，而没能够区分不同类型的外资。正如理论机制分析所表明的，不同劳工权益状态的外资甚至会产生完全相反的竞争效应和示范效应。因此，本文分别考察了“侵害相关劳工权益的外资企业”和“未侵害相关劳工权益的外资企业”对国内劳工权益的差异性影响，研究结论也表明这一区分的必要性。第二，本文还从外资企业产生外溢的可能性、东道国内资企业吸收能力的限制、东道国国内相关的制度环境等三方面考察了我国FDI劳工权益外溢效果的影响因素，尤其关注了哪些因素削弱了在华外资企业不侵害劳工权益行为对内资企业的正面外溢效果。特别是在相关的制度环境方面，文章重点考察了与侵权行为相关的城市司法环境的影响，包括司法效率和司法公平。
文章其余内容安排如下：第二部分为统计描述；第三部分为计量模型的构建与变量的选取；第四部分为模型估计与实证分析；第五部分为进一步的实证分析；文章最后为研究结论的总结和政策建议的提出。
二、我国内、外资企业的劳工权益状态的统计分析
如前文所述，国内已有部分研究对我国劳工尤其是农民工权益状态进行了调研，得出的主要结论为农民工劳工权益未能得到有效保障，但未能区分其在内、外资企业中的差异。而特别针对外资企业的劳工权益状态，国内已有部分学者也进行了调研。较具代表性的成果主要包括3份年度调研报告。一是由中国社科院社会发展战略研究院于2009年开始每年公布的《企业社会责任蓝皮书》。二是由《南方周末》于2005年开始推出的“世界500强在华投资企业排行榜”，该榜由“地区贡献”、“社会责任”和“经营状况”等3个子榜组成。三是清华大学当代中国研究中心“公司责任研究”项目成果《跨国公司的社会责任与中国社会》。归纳而言，这3份成果的主要调研结论为：第一，部分在华外资企业较好地履行了生产守则，有些跨国公司还直接在华设立了劳工部或劳动标准部，以监督其劳工状况。跨国公司及相关组织不定期举办与生产守则相关的培训、研讨、调查等。第二，相当数量的世界500强在华投资企业执行其生产守则的状况不佳，甚至存在违反我国《劳动法》的现象。
综合来看，已有相关成果主要是围绕农民工这一特殊群体在个别城市或地区而展开的调研，而针对在华外资企业的劳工权益状态，相关成果则集中于探讨与劳工权益相关的“社会责任”或“生产守则”，未能具体细分至劳工权益的各个方面。与此相比，世界银行2005年发布的《中国投资环境调查》中的相关企业劳工权益调查数据，能够更为直观和细致地分析我国内、外资企业的劳工权益状态，并对二者进行比较分析，从而有助于我们从直观上把握外资进入对我国国内劳工权益的可能影响。该套数据集的调查样本为我国120个大中城市30个制造业行业内12400家企业。结合劳工权益的内涵，并鉴于数据的可获得性，我们主要考察“不为员工投保医疗保险”、“使员工超时工作”、“未按法定标准支付加班费”三类劳工权益侵害行为。
第一类为不投保医疗保险，度量指标为y1=｛0，1｝，取值1时表示企业未能为合同工投保医疗保险。根据我国1994年颁布的《中华人民共和国劳动法》（简称《劳动法》）第九章关于社会保险和福利的规定，“用人单位和劳动者必须依法参加社会保险，缴纳社会保险费”、“劳动者享受的社会保险必须按时足额支付”，由于医疗保险为社会保险的险种之一，因而当企业不为合同工投保医疗保险时，可认为该企业侵害了劳工权益。第二类为超时工作，度量指标为y2=｛0，1｝，取值1时表示企业员工平均每周工作小时数超过了法定标准，劳工权益受到了损害。世行调查数据中提供了“企业员工平均每周工作小时数”的统计指标，该指标为一等级变量，取值1、2、3、4、5、6时分别表示平均每周工作小时数分别为“＜40小时”、“40小时”、“41～42小时”、“43～45小时”、“46～50小时”和“＞50小时”。根据《劳动法》第四章关于工作时间和休息假期的规定，“国家实行劳动者每日工作时间不超过八小时、平均每周工作时间不超过四十四小时的工时制度”，因而我们认为当企业员工平均每周工作时间超过了44小时，即上述等级变量取值5和6时，y2取值1。第三类为未按法定标准支付加班费，度量指标为y3=｛0，1｝，取值1时表示企业未按法定标准支付加班报酬，劳工权益受到了损害。根据《劳动法》第四章关于工作时间和休息假期的规定，“安排劳动者延长工作时间的，支付不低于工资的百分之一百五十的工资报酬”，因此我们认为若“企业未支付或未以高于工资的标准支付加班费”时，y3取值1。
（一）我国外资企业的劳工权益状态
世行《中国投资环境调查2005》的12400家企业中，共包括10012家内资企业和2388家外资企业，由990家港澳台商投资企业和1398家外商投资企业组成。2004年，这2388家外资企业总共吸纳的就业人员数为239.975万人，约占所有样本企业总就业规模的20.39%。
2388家外资企业中，约15.37%者未为合同工提供医疗保险，约30.25%者使员工超时工作，约12.73%者未按法定标准支付加班费。只存在第一类侵权行为的外资企业数为170家，占比约为7.12%；仅存在第二类侵权行为者为456家，占比约为19.09%；只存在第三类侵权行为者为134家，占比约为5.61%。同时存在第一类和第二类侵权行为的外资企业数为123家，占比约为5.15%；同时存在第一类和第三类侵权行为者为27家，占比约为1.13%；同时第二类和第三类侵权行为者为96家，占比约为4.02%。同时存在上述三类侵害劳工权益行为的外资企业数目为47家，所占比重约为1.97%。由此可知，外资企业损害劳工权益行为并非小概率事件，外资企业更倾向于实施一种侵害劳工权益行为，并且在三类侵害劳工权益行为中，外资企业更倾向于使员工超时工作，达到变相降低小时工资成本的目的。事实上，超时工作也是在华外资企业遭受劳工权益保护机构批评的主要罪状之一，如美国公平劳工协会对富士康员工平均每天工作12～15小时的指责等。
（二）内、外资企业劳工权益状态的比较
10012家内资企业中，约31.53%者未为合同工提供医疗保险，约29.79%者使员工超时工作，约20.75%者未按法定标准支付加班费。分别只存在第一、二、三类侵权行为的内资企业数依次为1522家、1275家、832家，占比分别为15.20%、12.73%、8.31%。同时存在第一类和第二类侵权行为的内资企业数为839家，占比约为8.38%；同时存在第一类和第三类侵权行为者为377家，占比约为3.76%；同时存在第二类和第三类侵权行为者为450家，占比约为4.49%。同时存在上述三类侵害劳工权益行为的外资企业数目为419家，所占比重约为4.18%。由此可知，我国内资企业侵害劳工权益的概率高于外资企业，并且内资企业同时实施三类侵权行为的概率也显著大于外资企业。与外资企业不同的是，我国内资企业更倾向于采用“不为合同工提供医疗保险”这一侵权行为来达到降低劳工成本的目的，其次为采用“使员工超时工作”这一手段。
以第一类侵权行为为例，简单探讨内、外资企业劳工权益状态间的关系。计算各城市存在第一类损害劳工权益行为的内资企业就业人员所占比重z，并计算各城市外资企业就业人员所占比重f，各城市存在相关侵害劳工权益行为的外资企业就业人员所占比重f1，以及各城市不存在相关侵害劳工权益行为的外资企业就业人员所占比重f2。作出z与f、f1、f2的散点图如图1、图2和图3（见下页）所示。由图1中趋势线的方向可知，总体而言，城市引资比重与城市内资企业侵害劳工权益的概率负相关。由图2和图3中趋势线的方向可知，城市吸引的存在侵害劳工权益的外资比重与城市内资企业侵害劳工权益的概率正相关，而城市吸引的不存在侵害劳工权益的外资比重则与后者负相关。因此，统计数据显示，不同劳工权益状态的外资可能会产生完全相反的竞争效应和示范效应，从而产生完全相反的劳工权益溢出作用。
三、模型构建与变量选取
与已有研究FDI工资溢出效应的文献类似，本文建立如下线性计量模型：
被解释变量y为前文提及的三类劳工权益指标（数据年份为2004年），具体共包括3个取值在0与1之间切换的二元虚拟变量y1、y2、y3，其取值1均表示侵害了相关劳工权益，涵盖样本仅限定为内资企业。fdi为外资外溢变量，度量指标为内资企业所在城市相同行业内外资企业就业人员所占比重。模型中向量CV1～CV4为影响内资企业侵害相关劳工权益概率的四组控制变量。若不选择恰当的控制变量，则模型中的随机扰动项μ可能会包含与解释变量fdi及被解释变量v同时相关的因素，而使变量fdi的估计系数有偏。因此，在已有经验文献的基础上（如谢勇，2008）⑤，将其所包括的变量设置如下。
第一组为与企业雇用劳动力特征相关的控制变量CV1。（1）企业正规雇用员工比重变量formal，度量指标为企业正规雇用员工数在企业全部从业人员数中所占的比重。（2）企业员工学历变量lowedu1，度量指标为企业高中学历以下员工所占比重。（3）企业总经理学历变量lowedu2=｛0，1｝，取值1表示企业总经理的学历为大学及以下学历。一般来说，企业中非正规雇用员工（不与企业签订劳动合同的员工）所占比重越高、员工平均受教育程度越低、总经理学历越低，则企业侵害劳工权益的概率就越高。因此，变量formal的估计系数符号预期为负，变量lowedu1和变量lowedu2的估计系数符号预期为正。
第二组为与企业经营效益相关的控制变量CV2。（1）企业是否亏损变量loss=｛0，1｝，取值1表示企业2003年亏损（总利润小于零）；（2）企业规模变量scale，度量指标为企业产品销售收入的对数值；（3）企业研发投入力度变量rd，度量指标为企业研发投入额与产品销售收入的比值；（4）企业出口密集度变量export，度量指标为企业出口销售收入占产品销售收入的比重；（5）企业所有制属性变量state=｛0，1｝，取值1表示国有企业；（6）企业与当地劳动与社会保障部门的关系变量laborgov=｛1，2，3，4，5｝，取值1、2、3、4、5时分别表示“不好”、“一般”、“平均水平”、“好”、“非常好”，因此这是一个等级变量，取值越大表示企业与当地劳动与社会保障部门的关系越好。一般来说，亏损企业、规模较小的企业、不注重研发的企业、出口密度高的企业⑥、非国有企业、与劳动与社保部门关系比较差（劳资纠纷比较多）的企业，侵害劳工权益的概率较大。因此，变量loss和export的估计系数符号预期为正，其余变量的估计系数符号预期为负。
上述两组控制变量的含义及计算指标列于表1。由于加入的控制变量不能与关键解释变量fdi存在因果关系，即控制变量本身不能作为解释变量fdi的“果”，因此本文将这些控制变量均取滞后一期项。
第三组控制变量CV3为企业所在城市特定特征，为119个城市虚拟变量（以安庆市作为参照基准），用以控制城市地理位置、特定制度等城市因素对当地企业劳工权益的影响。
第四组控制变量CV4为企业所在行业特定特征，为29个制造业行业虚拟变量（以食品制造业作为参照基准），用以控制行业要素密集度、垄断程度等行业因素对行业内企业劳工权益的作用。此外，由于进入我国的外资具有一定的区位选择性和行业偏向性，从而估计系数α可能仅仅度量了企业分布的区位因素和行业特征对变量y的影响。因此，本文对企业所在城市特征和行业特征进行控制，也可以将这些因素从估计系数α中分离出来。
四、模型估计与实证分析
模型（1）中被解释变量y为取值仅在0与1之间切换的二元虚拟变量，因而采用离散因变量模型（probit模型和logit模型）对其进行估计，同时采用截面加权估计，以尽可能消除截面数据带来的异方差问题。表2前3列报告了被解释变量为分别为y1、y2和y3时的probit模型估计结果，中间3列报告了这3个被解释变量情形下的logit模型估计结果，最后两列为以第一列估计模型为例而进行的基于控制变量变换的稳健性分析结果。
将最后一列与第一列估计结果进行比较后发现，当忽略第一组控制变量，外资进入变量fdi的估计系数大小及显著性无明显变化，由此可知外资的区位和行业选择与内资企业雇用劳动力特征的关联度较小。将倒数第二列与第一列估计结果进行比较后发现，当忽略第二组控制变量时，外资进入变量fdi的估计系数在大小上显著变大，由此可知内资企业所在地相同行业内的外资进入规模，与这些内资企业自身的经营效益密切相关。因此，第一组控制变量的主要作用在于将影响内资企业侵害劳工权益概率的相关因素从模型估计的残差中剥离出来，第二组控制变量的主要作用在于对同时影响内资企业侵害劳工权益概率和外资进入的因素进行控制，两组控制变量的主要作用均在于减弱模型估计的内生性问题。综观表2各列估计结果发现，这两组控制变量的估计系数符号基本与预期一致，且大部分都通过了显著性检验，从而有效地减弱了相应模型估计的内生性问题。probit模型和logit模型的估计结果是一致的，以下我们将选择probit模型进行实证分析。
首先分析外资进入对内资企业侵害劳工权益概率的影响。在三类劳工权益指标下变量fdi的估计系数均未能通过显著性检验，这说明总体来看，我国制造业外资进入并未能产生显著的劳工权益溢出效应。由前文可知，不同劳工权益状态的外资可能会产生完全相反的竞争效应和示范效应，从而产生完全相反的劳工权益溢出作用。因此，我们进一步将外资溢出变量fdi区分为两类，其一为变量fdi1即内资企业所在城市相同行业内侵害了相关劳工权益的外资企业就业人员所占比重；其二为变量fdi2即内资企业所在城市相同行业内未侵害相关劳工权益的外资企业就业人员所占比重。将变量fdi1和变量fdi2替换变量fdi重新运用probit模型进行回归⑦。与估计系数相比，我们更为关心各解释变量对被解释变量边际效应（dy/dx）的大小，因此我们在Stata中运用probit模型进行估计后，再利用“margins"命令得到各变量的边际效应及其标准差列于表3，其中边际效应的计算基础为各变量的均值。各变量边际效应的符号与其在probit模型中估计系数的符号是一致的。
综观表3各列估计结果发现，三类劳工权益指标下变量fdi1的边际效应均显著为正，变量fdi2的边际效应均未能通过显著性检验。这即意味着，第一，外资企业侵害劳工权益的行为，会通过负向的示范或竞争效应，显著地提高当地同行业中内资企业侵害相关劳工权益的概率。这说明部分在华外资企业在利润最大化的驱使下，为了压低生产成本，置劳工利益于不顾，随意加班，拖欠工资，逃避医疗保险责任，并且这些行为会对当地同行业内的内资企业产生显著的负向溢出效应。比较三类劳工权益指标下变量fdi1边际效应的大小可知，上述负向溢出效应最大地作用于内资企业不为员工投保医疗保险方面，表现为不为员工投保医疗保险的外资企业所占比重每提高1个百分点，当地同行业中内资企业也不为员工投保该保险的概率会显著提高0.216个百分点，该作用大于模型中的其他变量。第二，外资企业不侵害劳工权益的行为所产生的正向外溢效果并不明显。因此，尽管较好地履行社会责任的外资企业的进入，从理论上来说会成为我国强化企业社会责任理念的示范者和推动者，但其实际作用并不明显。这一点留待后文进行进一步的实证分析。
模型中其他与企业雇用劳动力特征相关的控制变量对内资企业劳工权益的影响方向及显著性基本与预期一致。在其他条件相同的情况下，内资企业员工和总经理平均受教育程度的提高有利于降低企业损害劳工权益的概率，这与谢勇（2008）实证分析中农民工人力资本变量的估计结果是一致的。模型中其他与企业经营效益相关的控制变量对内资企业劳工权益的影响方向及显著性也基本与预期一致。总体来看，经济效益越好的企业，损害劳工权益的概率也显著越低。表现为，其他条件相同的情况下，企业亏损的降低、规模的扩大、研发力度的提高、企业与当地劳保部门关系的改善等，都有利于显著降低企业侵害劳工权益的概率。此外，与谢勇（2008）等研究类似，本文也发现国有企业侵害劳工权益的概率显著低于其他企业，尤其表现为合同工提供医疗保险和不超时工作两方面。出口企业侵害劳工权益的概率显著高于内销企业，并且出口企业主要通过超时工作和不支付更高的加班费等两种途径减少成本。通过比较各控制变量边际效应大小的绝对值可以发现，研发投入力度也是影响我国制造业内资企业劳工权益的重要因素。由此可知，鼓励企业自主研发，改善生产技术，提高劳动生产率，节约成本，是改善国内劳工权益的重要途径之一，这对于缓解制造业内资企业通过使员工超时工作或不按法定标准支付加班费等方式达到节约成本的目的最为重要。
五、进一步的实证分析
综合已有FDI外溢文献，FDI的外溢效果主要受三方面因素的影响。其一为外资企业产生外溢的可能性，其影响因素包括外资企业本身的特点（如外资控股比重等）以及东道国引资多寡（Farole and Winkler，2012），这些均与FDI在东道国所产生的竞争效应和示范效应的大小相关。其二为东道国内资企业吸收能力的限制。如Girma（2005）利用英国制造业数据分析发现，东道国内资企业吸收能力对于FDI技术溢出效果至关重要，并且当其吸收能力低于临界值时，FDI的技术溢出效应甚至可能为负。其三为东道国国内相关的制度环境。如Meyer和Sinani（2009）研究发现东道国政府的透明度对FDI技术溢出效果呈“U”型影响。本文以下将从上述3个方面，进一步挖掘我国FDI劳工权益外溢效果的影响因素，尤其关注哪些因素削弱了在华外资企业不侵害劳工权益行为对内资企业的正面外溢效果。
（一）城市引资程度高低的影响
若以外资企业就业人员所占比重衡量外资进入程度（即前文的变量f），则120个样本城市引资程度的均值为0.179，标准差为0.205，即城市引资程度的标准差大于其均值，存在过度分散现象，例如其最高者为东莞市达0.933，最低者为大庆市为0.000。由于引资比较低的地区其外资的外溢效果也会相对较弱，因而表3中变量fdi2的估计系数未能通过显著性检验可能是因为样本城市中存在大量引资程度较低者。因此，我们计算出各城市外资企业就业人员所占比重的中值，然后以此中值为临界值，将120个样本城市划分为两类，其一为引资程度高的城市即f值大于或等于其中值者，其二为引资程度低的城市即f值小于其中值者。若外资进入通过竞争或示范效应作用于当地内资企业侵害劳工权益的概率，则可预期引资程度比较高的城市，外资所产生的劳工权益外溢效果会更为明显。表4列出了上述两类子样本下probit模型的主要估计结果。
引资程度高的城市子样本估计下，变量fdi1的估计系数基本显著为正，但在引资程度低的城市子样本估计下该变量的估计系数基本未能通过显著性检验。而变量fdi2在两类城市子样本估计下的系数基本未能通过显著性检验。由此可知，外资企业在城市内部的聚集也不能使外资企业不侵害劳工权益的行为产生显著的正向外溢效应，但却会使得外资企业侵害劳工权益的行为产生更为显著的负向外溢效果，这一结论对于三类劳工权益侵害行为均成立。
（二）行业加工贸易特征和要素密集度差异的影响
由前文结论可知，表3中变量fdi2的估计系数未能通过显著性检验并非由样本城市引资程度的分散分布所致。因此，我们接着考察行业差异的影响。但与行业引资程度高低相比⑧，我们更为关心行业加工贸易特征和要素密集度差异对外资企业劳工权益溢出效果的影响。首先，外资企业是我国加工贸易的主体；其次，我国的加工贸易生产活动处在价值链的末端，企业主要依赖低成本劳动力投入进行低附加值的加工，出口增加值也主要来自于劳动力成本。因而对于加工贸易比重高行业中的内资企业来说，其向外资企业学习维护劳工权益的动机较弱（也可视作吸收能力较弱），相反其向外资企业学习侵害劳工权益的动机则较强。劳动密集型行业分析与此类似。因而表3中变量fdi2的估计系数未能通过显著性检验也可能是因为样本行业中存在大量加工贸易比重高的行业或劳动密集型行业。为了对此进行验证，本文进一步将30个制造业划分为四类⑨：加工贸易比重高的劳动密集型行业（共8个行业）、加工贸易比重高的其他行业（共4个行业，主要为高技术行业）、加工贸易比重低的劳动密集型行业（共10个行业）、加工贸易比重低的其他行业（共8个行业）。表5列出了这四类行业中存在侵害相关劳工权益行为的内资企业所占比重。可知，综合来看，劳动密集型行业中内资企业侵害相关劳工权益的概率较高，其中又以加工贸易比重高者最甚。
在上述四类行业子样本下，再分别运用probit模型估计外资企业的劳工权益溢出效应，主要结果（边际效应）列于表6和表7。比较四类行业子样本下变量fdi1的估计结果可知，外资企业侵害劳工权益行为对内资企业劳工权益状态的负面溢出效应主要显著存在于加工贸易比重高的行业中，而行业的劳动密集型特征会进一步加剧这种负面溢出效应。这一方面是由于这些行业中存在相关损害劳工权益行为的外资企业的聚集度相对较高⑩，另一方面这些行业中内资企业本身较依赖于低廉的劳动力成本，从而其向外资企业学习侵害劳工权益的动机较强。比较四类行业子样本下变量fdi2的估计结果可知，仅在“加工贸易比重低的其他行业”子样本估计下该变量的估计系数才通过了显著性检验，并且符号为负。即在既不具劳动密集型特征也不具加工贸易特征的行业中，外资企业不侵害劳工权益的行为对内资企业的劳工状态产生了显著的正向外溢效应，这些行业主要为医药制造业和化工产业。由此可知，企业的两大特点即加工贸易和劳动密集型生产，会加剧外资企业侵害劳工权益行为的负面溢出效应，同时也会削弱外资企业不侵害劳工权益行为的正面溢出效应。
（三）城市司法制度的影响
1.司法效率
前文探讨了内资企业的生产特点（与吸收能力相关）以及外资的区域集中对FDI劳工权益溢出效应的影响，本文接着探讨宏观制度环境因素的作用。本文的计量模型中均控制了系列城市虚拟变量，从而控制了城市层面的制度因素对内资企业侵害劳工权益概率的影响，我们此处关心的是这些制度因素对FD1劳工权益溢出效应的影响。与企业侵害劳工权益相关的重要制度因素为城市的司法效率，这决定了劳动者权益受到侵害时通过司法机关进行维权的成本。在目前可获得的数据集中，仅由世界银行发布的《2008中国营商环境报告》中提供了衡量30个省会城市（拉萨市除外）司法系统解决商业纠纷的效率数据。该报告分别统计了这些城市司法系统解决商业纠纷的时间和成本（主要包括诉讼费和平均律师费），然后以此为基础形成了各城市的司法效率综合排名（见报告第27页）。本文以此近似衡量城市劳动者被侵权时通过当地司法机关进行维权的成本。
表8前3列首先列出了30个省会城市样本下式（1）的probit模型估计结果，中间3列为司法效率综合排名前15位的城市子样本估计结果，最后3列为司法效率综合排名前4位的城市子样本估计结果。将两个城市子样本估计结果与30个省会城市的总体结果相比较可知，城市司法效率的提高有利于弱化外资企业侵害劳工权益行为对当地内资企业的传染效应，同时也有利于强化外资企业不侵害劳工权益行为的正面示范效应。尤其是当估计样本限定于司法效率综合排名前4位的城市子样本时，即广州、南京、杭州和上海，外资企业侵害劳工权益行为的负面溢出效应均不显著，但其他外资企业为员工投保医疗保险和不使员工超时加班的行为会对当地内资企业产生显著的正面示范效应，因此外资进入最终总体上显著降低了这些司法效率较高城市中内资企业侵害相关劳工权益的概率（11）。这主要是因为，这4个城市不侵害相关劳工权益行为的外资企业相对集中，从而其竞争效应和正面示范效应能够更为充分。经计算（以医疗保险为例），这4个城市在变量fdi1上的均值仅为0.009，在变量fdi2上的均值则高达0.445，而其他城市在二者上的均值分别为0.027和0.151，这也说明城市司法效率的提高有利于不侵害劳工权益的外资聚集。
除司法效率之外，城市的法律执行力度也是重要的影响因素，但各地区法律（尤其是与《劳动法》相关的）执行力度数据不可获得。但无论是与劳动者维权成本相关的司法效率，抑或是与企业侵害劳工权益成本相关的执法力度，二者一般来说都与城市内资企业侵害劳工权益的概率成反比。因此，作为佐证，我们进一步以各城市内资企业中存在侵害劳工权益行为的企业就业人员所占份额来近似反映城市司法制度的影响。具体而言，我们首先计算120个样本城市存在相关侵害劳工权益行为的内资企业就业人员在城市内资企业就业总数中所占的比重，然后统计该比重的均值，并以此均值为临界点，将样本城市划分为两类，其一为内资企业侵权占比低于均值的城市子样本，其二为内资企业侵权占比高于均值的城市子样本。前者代表司法制度较完备（包括司法效率较高或执法力度较强）的城市，共包含珠海、上海、青岛、韶兴、海口、北京……长春、淄博等64个城市，表8中所对应的30个省会城市中有济南、西安、重庆、福州、银川、南昌、郑州、乌鲁木齐、兰州等9个城市不在这64个城市中，但表8中所对应的司法效率综合排名前15位中共9个城市也在这64个城市中，前4名的城市则均包括在这64个城市中。后者代表司法制度较欠缺的城市。
在上述两类城市子样本下，再分别运用probit模型估计外资企业的劳工权益溢出效应，主要结果（边际效应）列于表9。除了“不为员工投保医疗保险”之外，在内资企业侵权占比低的城市子样本估计下，外资的其他两种侵害劳工权益行为均不会显著传染至内资企业，而在内资企业侵权占比高的城市子样本下，这两种负面传染效应均显著。同时，在内资企业侵权占比低的城市子样本估计下，外资为员工投保医疗保险的做法会对内资企业产生显著的正向溢出效应，但在内资企业侵权占比高的城市子样本中，外资的3种不侵害劳工权益行为均不会产生显著的外溢效应。结合表8估计结果，这在一定程度上反映出，城市在维护劳动者合法权益方面的司法效率或执法力度的提高，有利于削弱外资企业侵害劳工权益行为的负面溢出作用，同时也有利于强化外资企业不侵害劳工权益行为的正面溢出效果，这一点在促使内资企业为员工“投保医疗保险”方面表现得最为明显。
2.司法公平
根据行为经济学理论，人的动机和行为常常与公平心理偏好有紧密的联系（Fehr and Falk，2002）。公平偏好的存在，使人们不仅会努力追求公平，也会试图通过惩罚不公平行为来维护公平（董志强，2011）。因此，公平的司法环境将有利于强化外资企业不侵害劳工权益行为的正向外溢，同时也有利于弱化外资企业侵害劳工权益行为的负向外溢。世界银行本套调查数据中，问题代码J31向企业提出了“与当地企业发生商业纠纷时，你有多少（%）信心认为这些纠纷会被当地司法机关公平裁决？”因此，变量J31的取值即度量了企业对其所在城市司法公平度的主观判断，该变量的均值为78.464%。我们计算出各城市所有内资企业在变量J31上的均值，以此作为城市司法公平度的度量，该均值越大则表示对应城市的司法公平度越高。在此基础上，再计算出120个样本城市司法公平度的中值，以此为临界点，将样本城市划分为司法公平度高的城市子样本和司法公平度低的城市子样本，划分方法与前文同，二者的司法公平度均值分别为86.012%和69.899%。司法公平度高的城市子样本中，按司法公平度降序排列则依次包括杭州、青岛、汕头、周口、上饶、九江……扬州、长春、孝感、茂名、成都等61个城市，而司法效率综合排名前15位的城市中仅南京、杭州、重庆、福州、石家庄、南昌等6个城市同时也属于司法公平度高的城市。由此可知，城市司法效率与司法公平度之间并非一一对应的关系，再如司法效率排名最高的广州，其司法公平度仅为77.976%，与全国平均水平持平，而同样司法效率较高的上海，其司法公平度却仅为65.759%。
在上述两类城市子样本下，再分别运用probit模型估计外资企业的劳工权益溢出效应，主要结果（边际效应）列于表10。同时，为了进一步显示出城市司法公平度对FDI劳工权益溢出效果的影响，我们还从司法公平度高的城市子样本中挑出了司法公平度最高的13个城市，即司法公平度高于120个样本城市90%分位数者，这13个城市子样本下的估计结果见表10的最后3列。总体而言，表10的估计结论与表8类似，即城市司法公平度的提高有利于削弱外资企业侵害劳工权益行为的负面溢出作用，同时也有利于强化外资企业不侵害劳工权益行为的正面溢出效果。
（四）内生性讨论
根据Ahlstrom等（2001）、Bjorkman和Fan（2002）、Lin（2012）等针对中国的研究结论，外资企业进入中国后，其人力资源管理做法会在一定程度上根据中国本土企业的相关做法进行调整。因此，外资企业的劳工权益状态也会受内资企业相关行为的影响，即表3中变量fdi1显著为正的估计系数，可能仅仅度量了内资企业的侵害劳工权益行为对外资企业相应行为的传染效应。因此，表3所示估计结果会因这种可能的“反向”因果关系所致的内生性问题而有偏。处理这种内生性问题的通常做法就是寻找与变量fdi1相关，但不受内资企业劳工权益状态影响的工具变量。根据表2和表3的估计结果，企业总经理的学历变量lowedu2能够显著地影响企业侵害相关劳工权益的概率，表现为总经理为大学以上学历的企业侵害相关劳工权益的概率会显著更低。因此，我们利用外资企业总经理的学历来构造变量fdi1的工具变量。首先，根据前述，外资企业总经理的学历会显著影响其是否侵害劳工权益即变量fdi1；其次，没有证据表明外资企业总经理的学历会直接影响内资企业侵害劳工权益的概率。具体地，我们为变量fdi1选取工具变量IV，度量指标为内资企业所在城市相同行业内lowedu2=1的外资企业就业人员所占比重，该变量对变量fdi1的作用符号预期为正。表11列出了probit模型针对连续型内生变量的工具变量法的主要估计结果。
第一阶段估计中，工具变量IV的估计系数均在1%的显著性水平下显著为正，说明总经理学历较低的外资企业其侵害劳工权益的概率显著较高，与预期一致。由表中变量fdi1和变量fdi2的估计结果可知，在考虑了模型估计的内生性之后，前文的主要结论并未改变，即总体而言外资企业侵害劳工权益的行为会显著地提高当地同行业中内资企业侵害相关劳工权益的概率，而外资企业不侵害劳工权益的行为所产生的正向外溢效果并不明显。
六、结论与政策含义
本文采用世行《中国投资环境调查2005》的企业微观数据，构建了三类劳工权益侵害行为指标，包括不投保医疗保险、使员工超时工作、未按法定标准支付加班费等。在此基础上，本文考察了我国制造业外资企业的相关劳工权益状态，并实证分析了其对我国内资部门相关劳工权益的溢出效应。数据表明，我国内、外资企业损害劳工权益行为均非小概率事件，但内资企业侵害劳工权益的概率高于外资企业，并且内资企业同时实施三类侵权行为的概率也显著大于外资企业。同时理论机制研究也表明，不同劳工权益状态的外资可能会产生完全相反的竞争效应和示范效应，从而产生完全相反的劳工权益溢出作用。因此，本文分别考察了不同劳工权益状态的外资企业的劳工权益溢出效应，并从外资企业产生外溢的可能性、东道国内资企业吸收能力的限制、东道国国内相关的制度环境等三方面考察了我国FDI劳工权益外溢效果的影响因素，得出的主要结论为：
第一，总体而言外资企业侵害劳工权益的行为，会显著地提高当地同行业中内资企业侵害相关劳工权益的概率，但外资企业不侵害劳工权益的行为所产生的正向外溢效果并不明显。并且，外资企业在城市内部的聚集也不能使该正向外溢效果显著。第二，加工贸易比重高或劳动密集型行业中内资企业，其向外资企业学习维护劳工权益的动机较弱（也可视作吸收能力较弱），相反其向外资企业学习侵害劳工权益的动机则较强，而在既不具劳动密集型特征也不具加工贸易特征的行业中，外资企业不侵害劳工权益的行为对内资企业的劳工状态产生了显著的正向外溢效应。第三，城市司法效率或司法公平度的提高，有利于削弱外资企业侵害劳工权益行为的负面溢出作用，同时也有利于强化外资企业不侵害劳工权益行为的正面溢出效果。第四，除了劳工权益溢出效应以外，研发投入力度也是影响我国内资企业劳工权益的重要因素。由此可知，鼓励企业自主研发，改善生产技术，提高劳动生产率，节约成本，也是改善国内劳工权益的重要途径之一，这对于缓解制造业内资企业通过使员工超时工作或不按法定标准支付加班费等方式达到节约成本的目的最为重要。
上述结论的政策含义为：可以从三方面改善我国的劳工权益状态并强化外资企业不侵害劳工权益行为对国内劳工权益状态的正向外溢效果。第一，应该注重吸引那些较好地履行社会责任尤其是在劳工权益保护方面表现良好的外资企业，促进其正向劳工权益溢出效应的发挥，从而达到改善我国总体劳工权益的目的。同时，地方政府也应加强对这些外资企业在当地所实施的劳工标准进行持续监督。第二，加工贸易产业升级。主要是促进加工贸易产业由劳动密集型环节向资本密集型和技术密集型环节的升级与转换，鼓励企业加大研发力度，努力提高劳动生产率以节约成本。在这一过程中，也要注重外资的作用。当前国内加工贸易的主体是外资企业，这些外资企业通过直接投资活动，在中国建立生产加工基地，利用中国廉价的土地、劳动力等要素，并且存在诸多侵害劳工权益行为。因此，可通过出口退税、海关监管等系列政策调整措施的相互配合，提高加工贸易的准入门槛。第三，进行司法制度改革，提高司法效率和司法公平度，这不仅是吸引更多较好地履行社会责任的外资企业的要求，也是增强这些外资企业在我国强化企业社会责任理念中的示范作用与推动作用的重要条件。
①国内学者围绕我国劳工权益状态也进行了诸多探讨，如万向东等（2006）、谢勇（2008）、刘林平等（2011）等文献采用局部调研数据考察了我国农民工的劳工权益状态，曹德骏（2005）、余晓敏（2007）等文献则考察了与跨国公司生产守则相关的在华外资企业或代工企业的劳工权益状态。这些研究大多为基于局部调研数据的统计描述，或者仅从劳动者个体微观层面分析劳动者权益的影响因素，忽略了大规模外资进入、贸易开放等宏观因素的影响。
②Zhao（1998）通过构建严谨的数理模型探讨了外资进入对东道国劳动力市场的就业与收入的影响。具体地，外资进入的效应可分为两类：一是合谋效果（collusion effect），即外资进入通过与东道国当地企业的同谋作用来削弱工会组织的谈判能力，从而提高资方的权益；二是竞争效应，表现在外资进入加强了东道国用工需求，在劳动力市场形成了买方竞争现象，从而有利于提高劳动力权益与收入增长。
③这一现象来源于外资进入对东道国环境质量的影响效应。众多研究发现，尽管跨国公司具有更高的环保标准与先进的环保处理技术，但外资进入反而可能加剧东道国环境污染，原因就在于外资进入会采取远低于母公司的环境标准与技术标准（Eskeland and Harrison，2003）。国家环保总局所公布的存在环境违法行为的外资企业名单中，不乏像日立、百事可乐、雀巢等知名跨国公司也证实了这一现象的存在。
④即劳工的薪酬权益和福利权益，其中薪酬权益包括劳工的基本工资待遇不能低于最低工资标准、按法定标准支付加班工资等；福利权益包括劳工依法获得医疗保险以及安全、健康的工作环境。
⑤谢勇（2008）基于2007年南京市500名农民工调研数据的实证分析结果表明，人力资本状况与农民工的劳工权益之间存在着显著的正相关关系，农民工就业的行业和单位的所有制性质对其劳工权益状况有一定的影响。
⑥我国企业的出口活动主要依赖于低廉的劳动力成本优势，其中又以出口加工企业为甚。这类企业处于国际生产链的底端，利润空间较小，部分企业不得不通过降低劳工标准来控制成本，从而损害了劳工权益。
⑦计算显示，变量fdi1和变量fdi2的相关系数仅为0.013，因而将二者同时纳入至估计方程中并不会引致严重的共线性问题。
⑧若按与城市子样本类似的划分方法将30个制造业划分为引资程度高、低的两个子行业，然后再分别进行估计，得出的结论与表4相同。
⑨劳动密集型行业和资本密集型行业的划分标准参见王德文等（2004），行业加工贸易出口数据为通过将《中国海关统计年鉴》上协调编码制（HS）统计体系下的出口商品数据按工业行业分类标准集结加总得到，集结加总的转换过程是按照盛斌（2002）所整理的中国海关统计协调编码与中国工业行业的对应关系进行的。若2004年行业加工贸易出口比重高于30个制造业的均值，则将该行业视作加工贸易比重高的行业。
⑩以医疗保险为例，根据世行数据计算可得，不提供医疗保险的外资企业集中程度最高的行业主要为加工贸易比重高的劳动密集型行业。例如，进入家具制造业和木材加工及其制品业等两个行业的外资企业中，不为员工提供医疗保险者所占比重高达40%以上。
（11）被解释变量为y1、y2、y3时，这4个城市子样本估计下变量fdi的估计结果（边际效应）分别为-0.197**、-0.157***、0.021。