ParK's 論文后花園

华中科技大学
博士学位论文
外商直接投资对中国居民收入影响实证研究
姓名：章泽武
申请学位级别：博士
专业：西方经济学
指导教师：张培刚;宋德勇
20080521
华中科技大学博士学位论文
I
摘要
在中国过去的二十多年的改革开放过程中，外商直接投资作为推动中国经济增长
和发展的一个宏观经济变量发挥了重要作用。但在外商直接投资大量进入中国期间，
中国居民的收入增长水平呈现出与外商直接投资反向变动、收入差距与外商直接投资
同向变动的关系。依据传统的国际经济理论和分配理论这是一种悖论。新古典经济学
认为：在开放经济条件下，发展中国家内部密集使用高技术工人的产品的价格将会相
对下降，密集使用非技术工人的产品价格将会相对上升。依据完全竞争市场上要素按
其边际收益获取边际报酬的假定，技术工人的收入将会下降，非技术工人收入将会上
升，收入差距将会缩小。同时外商直接投资作为一种隐含有技术进步因素的资本，它
的进入必然改变发展中国家要素禀赋状况、生产技术水平和劳动的有效性，从而提高
东道国居民收入水平。如何看待和解释这种悖论呢？为此本文借助内生增长理论的基
本思路和工具对劳动供给既定条件下的技术工人供给的内生性进行了推导，构建了技
术工人内生供给的劳动供给模型，并以此模型为基础对外商直接投资影响中国居民收
入水平、收入结构的强度进行了验证，并检验了外商直接投资与影响中国居民收入关
键变量之间的关系，解释了传统的国际经济理论与中国经济现实相背离产生的原因，
并在此基础上提出了对策建议。
本文首先对外商直接投资与中国居民收入状况的经验数据进行了分析，发现中国
居民收入增长水平与外商直接投资的流入反向变动。外商直接投资流入降低了中国居
民收入增长速度；外商直接投资大量进入的行业工资水平和增长率低于外商直接投资
进入较少或没有进入的行业。在传统的经典理论范畴内，我们不能对此作出令人满意
的解释。同时外商直接投资的进入加大了中国地区收入差距、行业收入差距和行业内
收入差距。
其次，为了对此种悖论做出合理解释，本文对中国居民收入的变动与外商直接投
资之间的关系进行了实证检验。由于外商直接投资隐含的技术进步性质，使外商直接
投资对东道国的异质性劳动体现出不同的偏好。在充分就业和劳动供给以不变的外生
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II
增长率供给的假定下，对劳动需求的增加将会导致工资水平的上涨。但现实的中国，
一方面存在着大量知识失业，一方面存在着技术工人收入随着外商直接投资的持续进
入而不断上涨现象。与此同时，整个社会居民消费水平和工资水平在GDP中所占比重
呈下降态势。这种理论与现实的背离对传统的贸易理论、增长理论和分配理论提出了
挑战。在异质性劳动由于居民跨期选择偏好而能在技术工人和非技术工人之间进行流
动和转换时，技术工人的供给就演变成由企业支付的报酬、政府的鼓励补贴政策和居
民的跨期选择偏好共同决定的内生变量。劳动节约型外商直接投资为了满足对密集使
用技术工人需求的长期偏好，愿意在技术工人供给增加的条件下，以较高的报酬雇用
技术工人。政府为了缩小与发达国家间的技术差距，能更好的吸收外商直接投资带来
的技术溢出效应，愿意对技术工人进行转移支付，增加对技术工人的教育补贴。这导
致了外商直接投资大量流入过程中中国技术工人收入水平远高于非技术工人，从而出
现了居民收入水平的变化与传统经济理论的悖离。为了对该假说进行检验，本文以外
商直接投资劳动节约型技术进步为基础构建了计量模型对外商直接投资影响中国居
民收入水平的效果进行了验证。实证检验支持了假说。
再次，为了衡量外商直接投资对中国居民收入差距的影响程度，本文通过在一系
列假定的基础上对Cobb-Douglas 生产函数进行了拓展，推导出封闭经济的变异系数
和导入外商直接投资的开放经济的变异系数，通过变异系数的比较来衡量外商直接投
资对中国居民收入差距的短期变动和长期影响。并以此分析为基础建立了固定效应计
量模型（FEM）来衡量外商直接投资对中国吉尼系数的变动、区域收入差距的影响。
发现外商直接投资的进入恶化了中国吉尼系数的水平，加大了地区间收入的不均衡。
通过外商直接投资对中国居民收入水平和收入差距影响的检验，我们证明了在技
术工人供给内生的条件下，由于外商直接投资劳动节约型特征导致的技术工人收入增
长快于非技术工人收入增长引起的中国居民收入和收入差距变动。但这种变动是由那
些中间变量传导的呢？从要素分配理论的角度来看，外商直接投资对居民收入的影响
是通过改变资本禀赋状况、资本—产出比率和劳动生产率的水平来实现的。为了分析
外商直接投资是如何影响这些变量以及影响程度的大小。本文在理论分析基础之上建
立了相关计量模型，对外商直接投资影响中国就业水平、全社会劳动生产率水平和劳
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III
动有效性的程度进行了度量。发现1995 年是外商直接投资影响中国就业的一个突变
点。在1995 之前，具有明显的就业效应；在1995 之后就业效应明显弱化，外商直接
投资体现出较强的劳动节约型技术进步特征，外商直接投资对中国的技术溢出正从水
平效应向结构效应转变。同时，作为单纯的资本要素，外商直接投资对中国全社会劳
动生产率的提高具有消极作用；而作为技术进步载体的外商直接投资对中国全社会劳
动生产率的提高具有积极作用，对全社会劳动生产率影响的大小取决于外商直接投资
技术水平的高低和中国对外商直接投资技术溢出的吸收能力。在这一过程中，劳动的
有效性已成为中国承接外商直接投资技术溢出的重要载体，非技术工人收入状况在长
期内将持续恶化。
由于外商直接投资对中国居民收入影响在长期内结构效应要远大于增长效应，因
而如何兴利除弊就成为有效利用外商直接投资的关键。为此，我们可以从外商直接投
资政策、收入分配政策和公共教育政策方面来着手解决。
关键词: 外商直接投资 收入水平 收入结构 吉尼系数
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IV
Abstract
In the last two decades’ reform and opening up of China, Foreign Direct
Investment(FDI) as a macroeconomic variable played a great role in pushing China’s
economy growth and development. In the same time, the income growth level of the
chinese residents reverses the inflow of FDI, while the income gap has the same tendency
with FDI. It is a paradox according to the traditional international economic theories and
the income distribution theory. New classical economics reckon that in the open economy
of the developing countries, the price of the product centralizing technical workers will
decrease comparatively,while the price of the product centralizing non-technical workers
will increase comparatively. Accoding to the postulate that factors gain the marginal returns
against the marginal revenue in the perfect competitive market, the technical workers’
income will decrease while the non-technical workers’ income will increase and the income
gap of both will be narrowed. The inflow of FDI which occulting technical progress will
necessarily change the factor endowment statement、the production technology level and
the labor effectiveness of the developing country,then bring into increasing the income
level of the host counry residents. How to explain the paradox? Depending on the basic
thought and tool of endogenous growth theory,this article deduces the endogenesis of
technical workers’ supply on the premise of the given labor supply, constructs the
endogenous labor supply model of the technical workers,verifies the intencity of FDI
impacting to the income level and income structure of the chinese residents,tests the
interrelation between FDI and the pivotal variables impacting to the residents’ income,and
explains why China’s economic reality deviates from the traditional international economic
theories,so that presents the policy suggestions.
Firstly, this article concludes that the chinese residents’ income growth level has
changed in the reverse tendency with the inflow of FDI by analyzing FDI and the empirical
data of the chinese residents’income statement. The inflow of FDI slows down the
residents’income growth pace. The salary level and the growth rate in the industries FDI
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swarming into are lower than those industries with less or even absent FDI . We can not
give a satisfying explanation depending on the traditional classical theories. In the same
time the inflow of FDI enlarges the income gap in different areas、different industries and
even in the intra industry of China.
Secondly,this article carries an empirical test on the relationship between the
residents’income change and FDI to give a rational explanation against the paradox. FDI
will show different preferences to the heterogenous labors of the host country because of
the occulting technical progress in it. On the premises of full employment and labor supply
by a fix exogenous growth rate, the increase of labor demand will lead to the rise of salary.
Realistically there is large educated unemployment in China one hand, on the other
hand,the incomes of technical workers increase continually with the sustaining inflow of
FDI. In the same time,the proportions of the residents’ income level and salary level in
GDP have degressive tendencies. The deviation of theoretics and reality poses challenges to
the traditional trade theory 、growth theory and distribution theory. Because the
heterogenous labor basing on the resident inter-temporal choice preferences can flow and
switch between the technical workers and non-technical workers,the supply of technical
workers will turn to a endogenous variable decided by the rewards paid by enterprises、the
subsidy policies aroused by government and the inter-temporal preferences chosen by the
residents. With the long term’s preferences of dense technical employee,the enterprises with
labor-saving FDI would rather disburse more to the technical workers though the supply of
them was increasing. To narrow the technical gap with the developed countries and make
good use of the technology spillover effect of FDI,our govertment would rather implement
transfer payments to technical workers and enhance their education subsidies. All these
resulted in the incomes of the technical workers outclass those of non-technical
workers,and this is why occuring that the residents incomes’changes deviate from the
traditional economic theories. This article set up a econometric model to verify the effect of
FDI to the resident income basing on the labor-saving FDI with technical progress. The
empirical test supports the above hypothesis.
Thirdly, to measure the influence of FDI on income gap in China,this article
developed the Cobb-Douglas function depending on a series of premises,deducted the
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VI
variation coeffecients in a closed economy and in an open economy with FDI. Comparing
the variation coeffecients,we can learn the short-term and long-term effect of FDI on the
resident’s income gap. We even set up FEM to explain how FDI affect the Gini Coefficient
and the resident’s income gap in China . We found that the inflow of FDI worsens the Gini
Coefficient’s level and increases the income imbalance of different areas.
By verifying influence of FDI on the chinese residents’income level and income
gap,we prove that in endogenous supply of technical workers,it will bring the changes of
the resident income and income gap because the technical workers’income growth with
labor-saving FDI character outclass the non-technical workers’. But which intermediate
variables are these changes conducted by? According to the factor distribution theory,the
influence of FDI on the resident income comes true by changing the capital factor
endowment statement、the ratio of capitlal -output and the labor productivity. In the study
about influence of FDI on these variables, we establishs the related econometric models to
analyse the effect of FDI on employment statement、the whole society’s labor productivity
and the labor effectiveness. We found that the 1995 year is a breakpoint in the study of FDI
and employment. The employment effect is obvious before 1995,but be weaken after the
year. The labor-saving technology progress is obvious too. The effect of FDI on technology
spillover changes from the level effect to structure effect. In the same time,as a simplex
capital factor,FDI affects the whole society’s labor productivity negatively while as a vector
of technology progess, FDI improve it positively. The degree of influence on the whole
society’s labor productivity depends on the different technology level of FDI and China’s
ability to absorb the spillover technology. In this process, the labor effectiveness becomes
an important vector. The income of non-technological workers would be severe chronically.
The structure effect of FDI on China’s resident income is more significant than the
growth effect, so it is important to make good use of FDI. In this article,we present some
suggestions based on the FDI policy、income distribution policy and public education
policy.
Keywords：FDI Income Level Income Structure Gini Coefficient
独创性声明
本人声明所呈交的学位论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得
的研究成果。尽我所知，除文中已经标明引用的内容外，本论文不包含任何其他
个人或集体已经发表或撰写过的研究成果。对本文的研究做出贡献的个人和集
体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到，本声明的法律结果由本人承
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日期： 年 月 日
学位论文版权使用授权书
本学位论文作者完全了解学校有关保留、使用学位论文的规定，即：学校有
权保留并向国家有关部门或机构送交论文的复印件和电子版，允许论文被查阅和
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库进行检索，可以采用影印、缩印或扫描等复制手段保存和汇编本学位论文。
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不保密□。
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学位论文作者签名： 指导教师签名：
日期： 年 月 日 日期： 年 月 日
本论文属于
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1 引言
1.1 研究的背景、目的和意义
在中国二十多年的改革开放期间，经济发展水平、资源配置方式乃至整个社会经
济结构都发生了深刻变化。在这一系列变化中，有一个经济现象近年来逐渐引人瞩目,
这就是经济持续高速增长与收入差距不断扩大并存。
中国经济持续快速增长是21世纪初国际社会形成北京共识的基础，也是不争的事
实。依据中国统计年鉴的相关资料，1978－2006年我国名义GDP年均增速达9.3％左右。
这一速度可与人类历史上任何国家工业化进程中的增长速度媲美。虽然在21世纪初叶
一些国际预测机构、媒体和研究者对中国经济增长的可持续性进行过质疑，甚至有学
者做出过中国经济增长速度是虚假的数字游戏、中国经济即将崩溃的判断，但中国经
济依然保持了强劲的持续增长。虽然对这种增长的解释存在着不同的观点，但普遍认
为外商直接投资和出口增长在其中扮演了重要角色，尤其是外商直接投资的作用不可
替代。因为外商直接投资既是一种相对稀缺的生产要素，又是一种先进管理经验和技
术的载体。同时改革开放以来，中国已逐渐成为世界上吸收外商直接投资最多的国家
之一。1993年中国大陆就已成为仅次于美国的吸收外商直接投资的第二大经济体。
2002年一度超过美国成为全球吸收外资最多的国家,2005年我国吸收外商直接投资实
际金额更是高达603.25亿美元。
改革开放以来中国收入差距持续扩大也是目前对中国宏观经济的一个基本判断。
根据世界银行发展研究组的资料，中国的吉尼系数1在1980年为0.320，在世界120个
国家和地区中按收入差距由低到高的顺序排列中属于中低水平。20世纪80年代中曾一
度下降到0.25左右的水平，但进入20世纪90年代后，吉尼系数出现明显上升，1991
年为0.371，到2001年已上升为0.447，在世界收入差距排序中位列85。排在中国后面
1 吉尼系数是 1922 年意大利经济学家吉尼根据洛伦茨曲线推导出的定量测定一国收入分配不平等程度的一个综合
性指标
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的30多个国家大多数是社会矛盾激烈的拉美和非洲国家，其中相当部分国家的经济长
期停滞。到2004年更是高达0.478。2005、2006年虽略有下降，但不甚明显。这种收
入差距的扩大可以进一步从城乡收入差距、区域收入差距和阶层收入差距三个方面来
加以分析。在城乡收入差距方面，据中国统计年鉴相关资料，1978年城镇居民可支配
收入是农民纯收入的2.5倍，2005年上升到3.2倍，城乡收入差距处在不断扩大之中。
在地区收入差距方面，就东部和西部地区之间各年份平均的城镇人均收入之比来衡
量，1980年东部是西部的1.3倍，2005年是1.5倍。农村人均纯收入之比，1980年东部
是西部的1.2倍，2005年是1.9倍。2004年上海与贵州相比，城镇人均收入和农村人均
纯收入前者是后者的2.3倍和4.1倍。在阶层收入差距方面，“根据国家统计局调查数
据，城镇居民最高和最低10％家庭的人均可支配收入之比，1985年是2.9倍，1995年
是6.2倍，2005年上升到9.2倍。”2社会两极分化趋势越来越明显。
有学者认为，在经济加速增长和经济体制向市场转轨过程中，收入差距在一定程
度、一定时期内扩大是难以避免的，也是很正常的，因为它是推动整个社会生产效率
提高的一个难以逾越的过程。这些学者认为Kuznets曲线3是对这一过程比较客观的描
述，收入差距扩大是个不用过分关注的问题，关键在于把经济这块“蛋糕”做大，经
济增长最终会自发导致更公平的收入分配。但他们也都承认，如果收入差距过于严峻，
超过了国际警戒线（吉尼系数0.4）的水平，这一问题应该引起必要关注。有些学者
认为，收入分配不是一个孤立的经济现象，它反过来对经济增长有非常重要的影响，
严重的不平等会阻碍经济的增长（Galor and Zein 1993，Bourguignon 2003）。还有
些学者认为，就中国目前所面临的宏观经济形势来看，更应把收入差距扩大到一个战
略的角度来进行考虑（宋国清、2006；王小鲁、2007）：过高的收入差距将不利于我
国产业结构的调整和优化，不利于经济持续稳定的增长。同时这些学者还认为，中国
收入差距的扩大更多的是一个体制性的、制度性问题，而不是一个效率性的问题。无
论是哪种观点，有一点是肯定的，过高的收入差距不利于经济持续稳定的增长。就世
2 王小鲁 2007 年《财经》论坛上的发言
3 经济学家 Kuznets1955 年对欧美等发达国家工业化过程中的收入分配状况进行了分析，发现这些国家在收入分
配过程中都经历了初期随着经济的增长收入差距逐步拉大，到一定程度后又逐步缩小的历史过程。被后人称为库
茨倒U 形曲线。
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界银行发展报告提供的相关数据，中国的收入差距远高于国际警戒水平已是不争的事
实。
在我国经济快速增长中居民收入差距越来越大，这一现象到底是不发达国家向发
达国家演进过程中的必然现象，还是中国的经济增长过程中收入分配方面出现了严重
的不和谐因素呢？要回答这一问题，就必须找出导致我国收入扩大的内在因素，并针
对这种因素制定出相应的对策，只有这样才能实现我国在21世纪中叶建设全面小康，
构建和谐社会的战略构想。
考虑到外商直接投资在中国经济增长、技术进步中的特殊地位和作用，以及经验
数据所体现出的外商直接投资与中国居民收入变动之间的关系，本文拟展开外商直接
投资对中国居民收入影响的实证研究，以期能对中国经济持续增长过程中导致收入差
距不断拉大的经济因素做出较为合理的判断，从而为政府的宏观决策和政策制定提供
理论和实证依据。
如外商直接投资在中国收入差距变动中具有极其重要的地位，说明改革开放来中
国居民收入差距的不断拉大，主要是由生产效率的变动引起的。这表明我们要么对“效
率优先，兼顾公平，允许生产要素参与分配”这一基本分配原则进行调整；要么就必
须对现行的社会福利保障制度进行根本性的变革。如外商直接投资对中国收入差距拉
大居于较为次要的地位，作用不甚明显，说明体制和垄断性的因素在中国收入差距拉
大方面居于主要地位。这表明我们要从体制改革和打破垄断方面入手来解决中国收入
分配不和谐的问题。
同时，对这一问题较为科学地回答将有助于我们制定更为合理的外商直接投资政
策、产业优化政策和收入分配政策；将有利于我们更好地理解大量引进外商直接投资
和巨额外汇储备并存的悖论。
1.2 研究的思路、方法及预期的创新点
自从美国经济学家 J.B.克拉克提出边际生产率分配理论以来，西方经济学一直
将完全竞争条件下要素按其边际贡献获取边际收益作为收入分配理论的基础。所有的
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分配理论都是以此为出发点来进行拓展和深化。因而要展开外商直接投资对中国居民
收入影响研究，也必然要回到这一基础上来。同时也只有回到这一基础，才能真正理
清中国改革开放以来居民收入水平变化和收入差距不断扩大的根本原因。
外商直接投资首先作为一种生产要素——资本，对改革开放中的中国、尤其是早
期的中国而言是一种极为稀缺的要素。早期的发展经济学和增长理论都认为，一个国
家要实现经济的起飞，资本的积累极其重要，他们把储蓄率和投资率看成是实现经济
起飞的前提和必要条件4。在经典的Solow 模型中，只要保证资本积累，所有的国家
无论其初始的人均收入存在多大的差异，都会最终趋于收敛。而改革开放之初的1980
年，整个中国的GDP 总量仅为4500 多亿元人民币，全社会固定资产投资总额为910
亿元人民币，远不及2006 年中国广东省的省会广州一个城市的GDP 总量和固定资产
投资额度。外商直接投资的进入极大地改善了中国的资本要素禀赋状况，同时增加了
中国的就业。依据新古典经济学的观点，在技术既定的条件下，一国的经济增长主要
取决于要素投入的变化。资本和劳动投入的增加必然带来经济增长和居民一般收入水
平的提高。在这个提高过程中，各要素按其边际贡献获取边际收入。由于资本在中国
是相对稀缺、劳动是相对丰裕的（在不考虑劳动异质性的前提下，在一定时期内中国
具有无限剩余劳动供给5特性）。因而外商直接投资的进入，一方面增加了资本的供
给，在一定程度上减少了资本边际生产率，使资本报酬降低；在另一方面增加了对劳
动的需求，如果存在无限劳动供给，劳动者的收入不会增加。但由于资本收益的降低，
在一定程度上缩小了资本和劳动收入之间的差距。不存在劳动无限供给的条件下，劳
动者的收入就会上升，从而使劳动报酬与资本收益之间的差距进一步缩小。在经典的
Cobb－Douglas 生产函数中，资本和劳动的边际贡献以其产出的偏弹性来衡量。更直
观的判断是通过资本或劳动的增量在GDP 增量中所占比重来进行的，通过这种方式，
我们就能对经济增长中资本和劳动的收入差距进行判断。
在另一方面外商直接投资不仅仅是一种单纯的生产要素，它和先进的管理经验、
4 如 W.W.Rostow 在其《经济增长的阶段——非共产党宣言》中明确提出：投资率即资本积累率达到10％以上是
实现经济起飞的必要条件之一。
5 刘易斯认为在人口众多的发展中国家，传统的农业部门存在大量的失业或隐形失业，即“剩余劳动”。只要农业
部门和工业部门存在着劳动收入差距，农业部门的过剩劳动力就会对工业部门形成源源不断的无限劳动供给。这
一过程一直持续到农业部门的剩余劳动全部被工业部门吸收为止。
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生产方式和生产技巧紧密联系在一起，这是由外商直接投资的决定因素所导致。虽然
关于外商直接投资决定的理论很多，但无论是哪种观点，都承认外商直接投资对发展
中国家具有技术外溢性质，关键在于吸收外商直接投资的东道国能否有效地消化这种
技术外溢来提升本国的生产技术水平。由于外商直接投资具有技术进步的特征，因而
劳动的非异质性假定就必须进行修订，即资本对劳动存在着技术工人和非技术工人6
的需求差别。资本的技术含量越高，对工人的技术要求就越高。在这种条件下，外商
直接投资的资本性质就已发生变化，它不再是同质的而是异质的，这种异质性依据外
商直接投资的技术含量而有差别。同时外商直接投资在中国的行业和区域分布是不均
衡的，这种不均衡和外商直接投资的异质性紧密联系在一起，必然带来中国收入结构
的不均衡。在外商直接投资偏好技术工人的条件下，中国的劳动供给就呈现出结构性
的差异：一方面技术工人短缺；一方面非技术工人过剩。这样拥有不同技术水准的工
人，在外商直接投资大量涌入的过程中收入差距就会明显分化。因而为了较全面衡量
外商直接投资对中国居民收入差距的影响，我们就必须考察外商直接投资对中国一般
收入水平差距、区域收入差距和行业收入差距的影响，并在此基础上提出对策建议。
已有相当一部分国内学者进行了外商直接投资对中国收入分配影响的探讨，但大
部分国内研究侧重于定性分析。章凡、郑京平（1999）、赵耀辉（2001）、范言慧、段
军山（2003）、刘宏杰（2005）、沈毅俊、潘申彪（2007）等人对中国外商直接投资与
收入分配问题进行定量研究，但他们的研究要么直接用时间序列数据进行回归分析，
要么就是在新古典理论分析基础上建立模型进行实证检验。
本文首先通过利用新增长理论的工具和方法，推导技术工人供给内生化的劳动供
给模型，将新古典增长模型拓展为新增长理论模型的基础上考察外商直接投资对中国
居民收入水平和收入水平差距的影响。其次应用区域和行业面板数据更为详尽地考察
外商直接投资对中国收入结构水平的影响。与标准的时间序列数据或横截面数据相比
较，面板数据模型不仅扩大了标准时间序列模型和标准的横截面模型的研究框架，而
且将不同的观测对象(不同的横截面,如不同区域)组合而实现研究目的。本文应用比
6这里的技术工人非技术工人的区分定是依据其在外商直接投资企业吸收外商直接投资技术进步的能力来划分的。
在具体统计数据中假定受过高等教育的劳动者为技术工人。没有受过高等教育的劳动者为非技术工人。受教育程
度越高，其技术能力越强。
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较静态分析不仅能够很好反映其动态效应而且可以较好地刻画区域差异。
此外，以往国内其他文献都只是单纯应用我国经济数据，片面地、孤立地进行外
商直接投资与一般收入水平差距或区域收入差距或行业收入差距关系的考察，或者单
纯地就外商直接投资对中国居民收入某一方面影响展开研究，而本文将外商直接投资
对中国的收入水平影响、收入结构影响和分配机制影响纳入到统一的分析框架下进行
研究，在研究思路上是一种拓展，这样所得到的结论更为全面，也更具有说服力。
1.3 文章的框架结构
本文的正文部分由7 章组成，其主要内容如下：
第1 章为引言部分。在该章中，笔者交代了研究的背景、研究目的和研究意义，
并且简要介绍了研究的思路、研究方法和可能的创新点，最后介绍了文章的框架结构。
第2 章为文献综述部分。在该章中，笔者对国内外学者的相关研究成果进行了回
顾、梳理和评述。首先对国际贸易理论中，由于商品和要素的国际流动对东道国收入
影响的文献进行了回顾。其次根据外商直接投资有可能影响东道国收入分配的途径从
外商投资决定理论、外商直接投资带来的要素变动和技术进步的角度对相关研究结果
进行了述评。最后对我国学者的研究状况进行了介绍、分析和评价。
论文的第3 章、第4 章、第5 章、第6 章和第7 章为论文的主体部分，这一部分
在考察外商直接投资与中国居民收入之间的经验数据基础之上，对中国收入水平、收
入结构、收入分配机制的影响进行了研究，并在此基础上提出了引进外商直接投资和
解决目前中国收入差距过大的政策建议。
论文第3 章通过考察外商直接投资与中国居民收入变化之间的经验数据，发现传
统的国际贸易理论和收入分配理论与中国的现实相背离。首先，论文回顾了中国外商
直接投资发展过程的历史变迁，并对中国的外商直接投资总量、区域分布、行业分布
进行了分析。其次，对同期的中国居民收入水平、收入变动及变动特征进行了分析，
描述了研究期内中国收入的状况和特征。再次对外商直接投资变动与同期的中国居民
收入变动的关系进行了描述，发现新古典理论无法有效解释发生在中国的外商直接投
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资与居民收入变动之间的关系。
论文第4 章通过利用新增长理论的工具和方法推导了技术工人供给内生化的劳
动供给模型，并在此基础上对外商直接投资影响中国居民收入水平的程度进行了检
验。首先，论文对本章的建模思想进行了阐述，为文章的展开奠定了基本的思路。其
次，对技术工人供给内生化的劳动供给模型进行了推导，并从推导的结果中得出了外
商直接投资影响技术工人和非技术工人工资变化方向的基本结论。再次，在理论模型
的思想基础之上建立了计量模型，并利用中国相关年份的数据对理论模型的思想进行
了实证检验。
论文第5章通过理论分析建立了外商直接投资对中国收入结构产生影响的理论模
型，并利用相关统计数据进行了实证检验。首先，论文回顾了有关外商直接投资对东
道国收入差距产生影响的相关文献。其次在相关文献分析基础上对模型的建立进行了
必要推导，并建立了与中国现实较为接近的计量模型。最后利用该模型进行外商直接
投资对中国一般收入差距、区域收入差距进行了实证检验。
论文第6章主要考察了外商直接投资与决定中国居民收入水平的几个关键变量之
间的关系，以及外商直接投资对这几个变量的影响程度。首先，论文分析了外商直接
投资对中国就业、全社会劳动生产率和劳动有效性的影响的途径。其次在计量的基础
上具体测度了外商直接投资对中国就业、全社会劳动生产率和劳动有效性的影响程
度。
最后一部分是政策建议。在该中章，针对前面的分析，笔者提出了相应的外商直
接投资政策建议和解决收入分配的对策建议。
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2 国内外相关文献回顾
考察外商直接投资对东道国居民收入水平和收入差距的影响实质就是考察生产
要素的国际流动，尤其是含有技术要素的资本流动对东道国要素收入的影响。
2.1 国外文献综述
2.1.1 要素禀赋状况变化对东道收入的影响
传统国际贸易理论认为，要素禀赋状况的差异是产生国际贸易最重要的因素。赫
克歇尔和俄林认为：在生产技术水平既定的条件下，一国应生产密集使用本国要素禀
赋丰富的产品，进口本国要素禀赋相对稀缺的产品，这样在要素投入没有增加的条件
下，使交易双方国民的福利都能增加。外商直接投资作为一种资本，它的流入改变了
东道国的资本禀赋状况，填补了东道国的资金缺口。发展经济学家在研究发展中国家
如何实现经济发展中，针对发展中国家如何有效地利用外国直接投资提出了许多理
论。较为著名的有H.B.Chenery 和A.M.Sturout 提出的“两缺口模型”。该理论认为
发展中国家在储蓄、外汇等吸收能力方面的国内有效供给与实现经济发展目标所需要
的资源计划需要量之间存在着缺口，即储蓄缺口和外汇缺口。利用外资既能解决国内
资金不足，促进经济增长，又能减轻因加紧动员国内资源以满足投资需求和冲销进口
而出现的双重压力。在经济增长过程中，居民收入水平自然就能获得改善。
MacDougall(1960) 是最早对国际资本流动的福利效应展开研究的学者。他通过比较
静态分析认为:资本的跨国流动既可以提高资本流出国的资本所有者的收益,也可以
提高东道国国家的福利。
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MPK
E
C CMPKA F R B
G K
R A EMPKB H D
Q A Q＊ Q Q B
图2.1 MacDougall 的国际资本流动福利效应模型
MacDougall 的基本假设为:两个国家、两种生产要素(没有税收、没有外部经济、
规模报酬不变),即2x2 模型。假定世界上的两个国家分别为投资国A 和东道国B,A 国
资本丰裕,B 国资本短缺。同时,假定两国国内资本市场均为完全竞争,资本的价格或
边际收益率等于资本边际生产力。根据边际收益递减规律,由于A 国资本比B 国充裕,A
国的资本边际生产力即资本收益率低于B 国。如图2.1,横轴表示资本量, Q A Q B 为世
界总的资本存量。在封闭状态下,A 国所拥有的资本量为Q A Q,B 国所拥有的资本量为
Q B Q。纵轴代表资本边际生产力(MPK)。在其他生产要素投入和生产率及技术不变的
情况下，随着资本投入量的增加，资本的边际生产力是逐渐降低的，故其中CMPK 为
A 国的资本边际生产力曲线、EMPK 为B 国的边际生产力曲线。因为在其他生产要素不
变的情况下，随着资本的增加，资本的边际产出是下降的,故CMPK 和EMPK 均向下倾
斜。在封闭经济状态下,A 国使用Q A Q 的资本量用于生产,获得的资本报酬为Q A QCD；
B 国使用Q B Q 的资本量,获得资本收入为Q B QFE。世界资本收入总量则是Q A Q B EFDC。
A 国的资本边际生产力Q A R A ,低于B 国的资本边际生产力Q B R B 。在开放经济条件下,A
国的资本为追逐更高的资本收益将向B 国流动，直到两国资本收益率相等为止。A 国
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的资本边际生产力为Q A R＊等于B 国的资本边际生产力Q B R＊,Q A R＊＝Q B R＊,此时A 国
的资本投入量为Q A Q＊,B 国的资本投入量为Q B Q＊。对资本流入的东道国B 国而言，B
国的资本收入由资本流动前的Q B QFE 增加到Q B Q＊GE，引进外资增加的资本收入为该
国资本边际生产力曲线下方的与资本数量增量Q 与Q＊之间的那部分,即Q＊QGF 部分。
B 国按照均衡点的投资收益率R＊向A 国投资者支付Q＊GKQ 的利息或红利，这部分从其
新增的资本收入中扣除后，B 国仍从引进外资中获得净收益△GFK。A 国的资本流向B
国后,从而使其国内的资本收入由先前的Q A QDC 减为Q A CG Q ＊,减少部分为Q＊GDQ。同
时A 国流入B 国的资本所获得的利息或红利为Q＊GKQ,两者之差为A 国在资本流动下
的净收益△GKD。从分析看出,资本的跨国流动对投资国A 国和东道国B 国的总体福利
均有所增加,也使世界总产出净增加了△GDF。MacDougall 理论分析表明,世界各国由
于资本丰裕和稀缺程度不同,各国用于生产资本的供给也就不同。在技术水平和其他
要素投入情况相同的条件下,各国的资本收益会由于资本的边际生产力不同而产生差
异,开放市场条件下,会由资本边际生产力低的国家流向资本边际生产力高的国家,从
而提高世界资本存量的总体利用效率,增加全世界的财富,提高各国的经济福利。
MacDougall 的研究表明，在资本可完全流动的条件下，各国资本收益率的差距
会导致资本的国际流动，并且这种流动能够使输入输出国的福利都得到改善。但该模
型对两国增加的资本收入是如何在各自国内进行分配，这种分配是否使所有国民福利
都得到改进没有涉及。在其后的研究发展中，许多学者从实证的角度研究了要素禀赋
状况的变化对东道国收入的影响。Brown(1994)利用总平衡模型对北美自由贸易区国
家贸易自由化影响的分析中，发现更多的外商直接投资的进入将对自由贸易区国家福
利水平产生积极影响。这种福利水平的体现主要是通过外商直接投资对东道国工资率
的影响来产生的。但单独研究外商直接投资作为一种要素对东道国收入或福利影响的
文献较少，一般都是在研究国际贸易或含有技术外溢特征的外商直接投资对东道国收
入影响中涉及这一问题。
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2.1.2 外商直接投资的决定对东道国收入的影响
由于外商直接投资对东道国来讲是一种含有技术进步因子的资本要素，因而它的
国际流动与单纯的资本要素流动具有本质上的差异。Hymer（1976）是最早对外商直
接投资的决定因素展开研究的学者之一。他认为国内企业要到其它国家进行直接投资
会面临着诸多困难，如社会联系、消费者偏好、东道国的法规习俗等等的差异都会制
约本国企业与东道国企业展开有效竞争。因而本国企业能够到其它国家投资设厂并能
长期存在和发展下去，一个重要的原因就是这些企业在某些方面拥有所有权优势或垄
断优势。他用产业组织理论来解释外商直接投资的决定因素，并认为在通过投资组合
就能获得较高资本收益的条件下，外商直接投资是为了获得更高的资本收益率的假定
是很难成立的，因为外商直接投资相对于金融投资来讲它会面临着巨大的沉没成本。
Dunning (1977)在Hymer 等人的研究基础上提出了OLI 模型，使产业组织理论对外商
直接投资决定的解释能力进一步增强。他认为本国企业是否决定在其它国家进行直接
投资主要取决于这些企业是否在所有权、区位和内部化方面拥有一个或多个优势。所
有权优势是指企业在管理或技术上拥有不为其它企业掌握的专有知识；区位优势是指
能否获得更为廉价的劳动力或中间投入品；内部化优势是指通过企业内部交易替代效
率欠佳的外部市场来减少交易成本和回避市场风险(Kindleberger1969、1984；
Blomstron、Lipsey and Kulchycky，1988)。Baldwin 和Martin(1999)认为，OLI 模
型很好地解释了20 世纪80 年代至90 年代的外商直接投资的迅速增长。
Markusen(1995)认为没有明显的证据证明外商直接投资是由于国别间的要素禀赋和
价格差异，即由于国别间的资本收益率差异引起的；外商直接投资与国际贸易间并不
存在替代关系。相反关于外商直接投资决定的相关实证表明国际贸易是外商直接投资
的先导（Brainard，1997）。Markusen 和 Maskus（2001）在对近些年关于跨国公司
水平和垂直一体化的相关文献进行述评时认为：国家的规模、要素禀赋、贸易规模和
投资成本都会对外商直接投资的流入产生影响。
因而，外商直接投资决定理论认为，一国企业之所以到其它国家进行直接投资，
就在于这些企业拥有东道国企业所不具备的优势，通过这些优势外商直接投资企业可
以获得比东道国企业更高的生产效率，从而获得竞争优势。同时我们还可以看出，不
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同的外商直接投资决定因素对东道国要素收入分配的影响是不同的。在垄断优势的条
件下，外商直接投资企业的生产要素可以分享垄断所带来的超额利润，从而拉大与东
道国生产同类产品企业生产要素的收入；在区位优势的条件下，如果更多偏向于东道
国低廉的劳动力，在不具备无限劳动剩余的情况下，则会通过改变东道国资本－劳动
比来提高劳动要素的收入；在内部化优势的条件下，可以通过交易成本的节余改善企
业的盈利状况，从而改善各种要素的收入状况。因而从外商直接投资的决定因素来看，
外商直接投资对东道国收入分配的影响是复杂的，其具体效应要依据外商直接投资的
特性具体分析。
2.1.3 外商直接投资带来的技术进步对东道收入的影响
Borensztein、Gregorio 和Lee（1998）、Balassa（1996）认为：外商直接投资
与国际贸易一样是推动发展中国家经济增长和发展的一只重要力量。他们认为资本流
入劳动力相对丰富的发展中国家，会缓解这些国家资本短缺的压力，从而使更多的劳
动力从生产效率相对较低的农业、手工业、本地企业中解放出来，进入具有更高生产
效率的外资企业。尤其是外商直接投资在当地的并购会产生极强的技术外溢效应，从
而推动东道国技术的进步和生产效率的提高。Borensztein、Gregorio和Lee（1999）
利用1980年至1990年十年间的截面数据对一些发展中国家的FDI和GDP之间的关系进
行了回归分析，他们发现外商直接投资的技术外溢效应改善了东道国企业的生产效
率。Markusen和Venables（1997）对传统模型进行了拓展，在跨国公司追求利润最大
化的假定基础上对东亚几个国家的经验数据进行了分析，他们认为外商直接投资带来
的先进的技术和管理经验是这些国家在20世纪后期取得快速发展最重要的因素。
外商直接投资带来的技术进步通过影响要素的价格来影响东道国收入的分配，因
为新古典经济学认为，要素的价格和使用量是决定消费者收入水平的重要因素。技术
进步对要素价格的影响可以分为两种情况：1）商品相对价格不变情形下的技术进步
和要素价格；2）商品相对价格改变情况的技术进步和要素价格。
1）商品相对价格不变的情况下技术进步和要素价格
设生产中使用两种要素技术工人（H ）和非技术工人（L ），A 部门是密集使用
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技术工人的，B 部门是密集使用非技术工人的。
（1）技术工人密集部门的中性技术进步7
中性技术进步是指在相同的要素比例下，两种要素的边际生产力同比例增加。中
性技术进步使发生技术进步的部门的产出增加，其他部门的产出减少。如图2.2，假
设A 部门发生中性技术进步，生产成本减少，A 的等产量线由AA平移到A'A'，两者
有相同的产出。B 部门的生产成本不变，因此，A 和B 的相对价格有改变的压力。为
了维持其相对价格不变，必须改变要素价格比率，以使生产A'A'代表的数量的A 的成
本与生产BB代表的成本相等。找到一条等成本线与A'A'和BB都相切，1' ,2'成为新的
生产点。可见技术工人的密集程度在两个部门都减少了，技术工人相对于非技术工人
的相对要素价格( )
L
H
w
w
上升。因此，在商品相对价格不变的情况下，当技术工人密集
的部门发生技术进步，技术工人在两部门的密集程度减少，技术工人相对工资价格上
升。
（2）技术工人密集部门劳动节约型的技术进步
技术工人劳动节约型的技术进步使非技术工人劳动生产率的提高大于技术工人
劳动生产率的提高。在要素相对价格不变的情况下，生产中投入的部分技术工人被非
技术工人取代。如图2.3，A 部门发生技术工人劳动节约型的技术进步，使该部门的
产量增加，B 部门的产量减少，A 和B 的相对价格有改变的压力。为了维持其相对价
格不变，必须改变要素价格比率。技术进步同样使等产量线由AA平移到A'A'，与B
的等产量线有公共的切线，由CC变为C"C"，1",2'成为新的生产点，可见技术工人的
密集程度在两个部门都减少了，技术工人相对于非技术能工人的相对要素价格( )
L
H
w
w
上升。
同样可以分析，技术工人密集部门的非技术工人劳动节约型的技术进步同样使技
术工人相对于非技术工人的相对要素价格上升。
7 Harrrod 和Hicks 最先把技术进步分为资本节约型、劳动节约型或中性型。但Harrod 使用了资本—产出比这一概
念作为区分的依据；Hicks 采用了要素间的替代率这一概念作为区分的依据。在这里，我们以Hicks 的分类标准进
行区分。
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图2.2 中性技术进步对要素价格的效应
图2.3 技术工人密集部门的劳动节约型技术进步对要素价格的效应
综合以上情况，在商品相对价格不变的情况下，部门偏向的技术进步导致要素价
格发生变化。一部门中发生技术进步，则该部门中密集使用的要素的相对价格上升，
其他部门中密集使用的要素的相对价格下降。
2）商品价格变化情况下的技术进步和要素价格
考虑商品价格发生变化的情况下的技术进步对要素价格的效应，相当于考虑商品
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价格是内生决定的封闭经济的情形。现假设一封闭经济中有两个部门，且具有以下特
征：（1）居民具有柯布道格拉斯偏好，收入中的a 份额用于消费高技能密集产品；（2）
每个部门中要素比例固定，在决定要素配置时不用考虑要素和商品价格。假设w 为技
术工人的相对工资，非技术工人的工资标准化为1， X 为高技能密集产品。
图2.4 技术变化和相对工资
则有：
H L ( H L) x x w + = a w + （1）
H H
L L
x
x
a
a
w
-
-
= （2）
当发生中性技术进步时，由于技术进步不改变各部门中的要素比例，因此不影响
要素的相对价格。
现考虑要素偏向的技术进步。当非技术工人密集部门Y 中发生偏向技术工人的技
术进步时，OY 移动到OY '，X 部门中的技术工人和非技术工人的数量减少，技术工
人相对工资上升。同样，技术工人密集部门中发生偏向技术工人的技术进步，OX 移
动到OX '，也会导致技术工人工资上升。
和小国条件下商品相对价格不变的情形相比，在商品相对价格改变的情况下，不
是部门偏向的技术进步导致要素价格变化，而是要素偏向的技术进步导致要素价格变
化。不论哪个部门发生偏向技术工人的技术进步，都会使技术工人的相对工资上升；
而发生偏向非技术工人的技术进步，都会使非技术工人的相对工资上升。而中性技术
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进步不会改变要素相对价格。
而且，Krugman(1999)认为，当放松柯布道格拉斯偏好的假设，居民花费在技术
密集产品中的收入份额是价格的函数时，即a = a(p)，部门偏向的技术进步对要素价
格的影响是不确定的。
外商直接投资带来的技术进步对要素价格的影响是存在的，至于其具体效应如
何，方向如何变化，要分析技术进步的不同环境和条件。
2.2 国内文献综述
国内关于外商直接投资对收入分配影响的研究还刚刚起步，主要集中在外商直接
投资对我国经济增长的贡献、技术外溢、技术进步及地区和行业发展不平衡方面。
在促进经济增长，增加收入方面，较有代表性的有：张帆、郑京平（1999）认为
跨国公司的进入在总体上有助于中国的经济结构向更高的资源配置效率转化，且在收
入不均等的行业里，外资的进入将进一步增加收入间的不均等现象，同时部门内的收
入分配不均也有所恶化。钟昌标（2000）选用30 个省份1988 年－1998 年的数据，
研究外商直接投资对GDP 的贡献，结果表明外商直接投资与GDP 有明显的正相关性；
外商直接投资对GDP 增长的贡献率从沿海地区到中、西部地区由强转弱；外商直接投
资带来的经济结构的调整对中国经济增长的贡献显著。但该模型各参数之间存在共线
性，影响了该模型的解释能力。中国经济研究中心赵耀辉（2001）运用中国城镇居民
的调查数据，研究外商直接投资对中国收入不平等的效应，发现教育程度较低的工人
在外资企业的收入比在国有企业的收入明显减少，而教育程度较高的工人在外资企业
的收入比在国有企业的收入明显增加。这种不对称表明外商直接投资的进入导致了中
国收入不平等的加剧。但该研究并没有指明是长期效应还是短期效应。魏后凯(2002)
通过对1985－1999 年的外商直接投资情况进行分析，认为由于外商直接投资大量进
入东部地区，与地区经济增长之间形成了一种“区域循环累积因果效应”。实证分析
表明，东部发达地区与西部落后地区之间GDP 增长率之间的差异大约有90％是由外
商直接投资的差异引起的。武剑（2002）也认为外商直接投资在区域分布上的不均是
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仅次于国内投资的一个重要因素。他所进行的实证分析表明，外商直接投资的区域差
距对GDP 区域绝对差距的贡献度为19.71％；来自外商直接投资效率等方面的因素占
外商直接投资贡献的73.4％；来自投资量方面的因素仅占贡献度的26.6％。陈浪南、
陈景煌(2002)检验发现1992－1998 中国每年的经济增长中约有0.5％是由外商直接
投资带来的。杜江、高建文（2002）采用格兰杰因果关系检验法，证明外商直接投资
长期内与中国经济增长之间并不存在长期稳定的关系。范言慧、段军山（2003）通过
实证研究证明外商直接投资在中国分布不均，通过产业链条、外资部门的溢出效应、
资金吸引和带动贸易来影响外资部门和非外资部门，造成了外商直接投资活跃地区与
外商直接投资稀少地区之间收入差距，尤其是东、中、西部地区和全国收入差距的扩
大。Xing and zhang（2004）通过对我国各省引进外商直接投资的面板数据进行了简
单回归分析发现，我国各地区引入外商直接投资数量的差异加大了各地区间收入的不
平等，外商直接投资是目前导致我国收入差距扩大的一个重要因素。王子鹏、李子奈
（2004）通过建立计量模型利用改革开放以来外商直接投资在我国的数据分析得出外
商直接投资在我国东部地区表现出明显的挤出效应，在中部地区则为挤入效应，而对
西部地区，则挤出挤入效应不明显。周华（2006）运用我国大陆30 个省市自治区直
辖市1985-2003 年的面板数据，通过建立固定效应计量模型以外商直接投资雇佣人数
占非农业劳动人数的比重、地区生产总值、公共支出占地区生产总值的比重等作为解
释变量来分析外商直接投资对我国吉尼系数的影响，得出了随着外商直接投资的增
加，吉尼系数提高，不平等加深的结论。并认为，在短期外商直接投资可以减少东道
国收入不平等；但在长期，外商直接投资所引起的技术进步会抵消短期的收入不平等
减少效应，其减少的幅度取决于技术进步的程度。这些学者通过各种方法得出的结论
反映了外商直接投资对我国经济增长存在经济作用，对地区差距拉大也有一定的作
用。
在技术外溢方面，有学者认为跨国公司在中国所产生的技术溢出效应不明显，如
吴全能(1995)认为只有29.4%的外商直接投资产生了技术外溢，而且合资企业的扩散
比例还低于平均水平。而沈坤荣（1999）通过多元分布的模型的分析认为外商直接投
资每增加1 个百分点，可通过技术溢出效应带来全要素增长率0.37％的增长，而国
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内的GDP 则会有0.286％的增长。他认为外商直接投资对我国经济增长的需求效应十
分明显。赖明勇、包群（2002）的分析也证实了外商直接投资对国内技术进步的外溢
作用，并认为当前外商直接投资对中国的技术溢出不明显，根本原因在于外商直接投
资代表的投资国与我国的初始技术差距与投资产业导向差异，这种技术外溢效应受到
我国技术吸收能力的影响而存在一定的滞后。
在就业影响方面，作为一个在农村存在大量隐性失业的人口大国，利用外商直接
投资来推动就业增长，一直是中国政府吸收外商直接投资的目标之一。关于外商直接
投资的就业效应，《世界投资报告》认为：外商直接投资对发展中国家就业效应的影
响为正效应。外商直接投资在东道国的生产经营行为直接创造就业机会，同时也改善
了东道国的就业质量。关于外商直接投资对我国的就业效应还主要集中在就业数量效
应方面。王振中（2000）从净增量变化角度考察了外商直接投资对我国就业数量之间
的关系，认为二者之间存在正相关关系。黄为民（2000）从产业角度对外商直接投资
与我国就业数量之间的关系进行了定量分析，研究结果表明:外商直接投资对第一、
第二产业的就业产生负效应，仅对第三产业的就业产生正效应，综合效应为负。陈碹
（2002）从我国劳动就业数量、三大产业劳动力的就业结构以及所带来的区域收入差
距分析了外商直接投资对我国劳动力的就业变迁效应。刘勇平（ 2000）对1986－1998
年外商直接投资与中国就业数量之间的关系进行了定量分析，研究结果认为，在国内
投资效率下降或相对下降的条件下，外商直接投资对就业数量的增长具有不可低估的
正效应，港澳台外商直接投资创造的就业效应较为显著。
从外商直接投资对东道国及我国收入影响的文献综述可以看出，外商直接投资对
东道国经济增长和收入水平的提高确实存在一定的积极影响。各学者关于外商直接投
资由于带来了东道国地区或行业要素禀赋的变化，从而对促进经济增长、就业及拉大
地区收入差距方面取得了共同认识。而对外商直接投资的技术溢出效应对就业、工资
率和居民收入水平的影响方面，由于所选取的对象和时期的不同，以及研究时的假定
基础的差异，而得出相异的结果。在目前我国大量利用外商直接投资推动经济增长和
技术进步的过程中，如何正确的看待和解决外商直接投资在中国经济发展中的作用和
存在的问题，就成为构建和谐社会和实现经济社会可持续发展时必须加以考虑的一个
重要问题。
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3 中国外商直接投资与居民收入现状
1979 年以来，中国居民收入水平得到了显著提高。依据中国统计年鉴相关资料，
1979 年至2005 年城镇居民可支配收入和农村居民纯收入年均增长率分别为13.7％和
12.3％，远远高于同期9.38％的GDP 年均增长率。但如果以1995 年为界分阶段来测
算就出现了明显差距，1979 年至1995 年城镇居民可支配收入和农村居民纯收入年均
增长率分别为16.25％和15.85％，而1996 年至2005 年两者的年均增长率仅为9.4
％和7.66％，后一阶段的年均增长率与前一阶段相比下降幅度近50％。而GDP 的年
均增长率在1979 年至1995 年，1996 年至2005 年两个阶段分别为9.57％和9.08％，
两者之差微乎其微。为什么在这两个阶段GDP 增长率差别很小，而收入增长率下降了
50％左右呢？要回答这个问题，就必须考察改革开放来推动中国经济发展的一个重要
宏观经济变量——外商直接投资。
3.1 外商直接投资在中国的发展阶段及分布特征
由于中国的改革开放是一种渐进的探索过程。在这一探索过程中中国对市场经济
的认识、对资源配置方式的认识、对收入分配的认识、对外商直接投资在中国经济增
长中作用的认识都经历了一个复杂的认知过程。即使在今天，对这些基本问题的认知
依然处在不断地丰富与完善之中，因而外商直接投资和居民收入水平在中国的发展也
经历了一个动态的变化过程。
3.1.1 外商直接投资在中国的发展阶段
1）外商直接投资在中国的总体发展情况
外资作为一种外部资源，可以使国内储蓄缺口得到补充，维持适当的投资规模，
同时，又通过进口必要的先进生产设备和技术，弥补外贸缺口，保持国际收支的平衡。
发展经济学家钱纳里通过对50多个国家近代经济发展历史进行考察发现：大部分不发
达国家都是主要依赖外部资源提高他们的人均收入。他认为这种可称为外援的外部资
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源流入，实际上已成为新的独立因素。它“不仅加快了经济增长的速度，而且大大加
强了运用自己的资源以取得经济持续发展的能力”。8新增长理论对这一认知进行了发
展，在他们建立的经典的技术扩散模型中，一个发展中国家的经济增长率依赖于它对
发达国家拥有的新技术的采纳和应用。自改革开放以来，外商对华直接投资取得了迅
猛增长，中国2002年已取代美国成为全球吸收外商直接投资最多的国家。截至2005
表3-1 我国各年度利用外资总体情况
年度
项目
（单位：个）
合同金额
（单位：亿美元）
实际利用外资
（单位：亿美元）
1983 638 19.17 9.16
1984 2166 28.15 14.19
1985 3073 63.33 19.56
1986 1498 33.3 22.44
1987 2233 37.09 23.14
1988 5945 52.97 31.94
1989 5779 56.00 33.13
1990 7273 65.96 34.87
1991 12978 119.77 43.66
1992 48764 581.24 110.08
1993 83437 1114.36 275.15
1994 47549 826.80 337.67
1995 37184 912.82 375.21
1996 24673 732.76 417.26
1997 21138 510.03 452.57
1998 19850 521.02 454.63
1999 17022 412.23 403.19
2000 22347 623.80 407.15
2001 26140 691.95 468.78
2002 34171 827.68 527.43
2003 41081 1150.69 535.05
2004 43664 1534.79 606.30
2005 44001 1890.65 603.28
合计 554625 12859.74 6224.33
资料来源:根据历年《中国统计年鉴》整理
8 钱纳里，斯特劳特 外援与经济发展. 美国经济评论，1966.8
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年底，中国累计批准设立外商投资企业55 万家，合同外资金额1.28 亿美元，实际使
用外资6224 亿美元。具体数值见表3-1。在这一过程中，外商直接投资在中国的发
展，呈现出如下变动特征：
（1）外商直接投资在全社会固定资产投资中所占比重呈一种倒“U”型曲线变化
（见图3－1）。
外商直接投资在全社会固定资产投资中所占比例在1995 年前经历了一个稳步上
升过程。尤其是在1992 年至1995 年间，外商直接投资在全社会固定资产投资中所占
比例呈迅速上升态势，从1991 年7.5％迅速上升到1995 年的15.7％。此后在全社会
固定资产投资中所占比例开始逐步下滑。2001 年至2005 年更是加速下滑。从占社会
固定资产投资中10.4％的比重迅速下滑为2005 年的5.6％，5 年时间下降近50％。
这种变化表明在1995 年前外商直接投资是推动中国全社会固定资产投资增长的一只
重要力量。1995 年后外商直接投资在全社会固定资产投资中的地位和作用开始下降。
（2）外商直接投资在GDP 中所占比重1995 年前与外商直接投资在全社会固定资
产中所占比重同方向、同趋势变动；1995 年后呈稳中有降趋势（见图3－1）。
1995 年前外商直接投资在GDP 中所占比重与外商直接投资在全社会固定资产投
资中所占比重同方向、同趋势变动，表明外商直接投资对中国的经济增长的推动是一
种粗放型的要素推动型，经济随着要素投入量的增加而增长。1995 年后虽然外商直
接投资在全社会固定资产中所占比重在不断地大幅下降，但外商直接投资在GDP 中所
占比重基本处于稳定并略有下降态势。在外商直接投资占全社会固定资产投资大幅下
降的2001 年至2005 年，外商直接投资在GDP 中所占比重，仅从3.6％下降到3.1％，
五年间仅下降0.5％个百分点，下降幅度几乎为外商直接投资在全社会固定资产投资
中所占比例下降幅度的百分之一。这说明1995 年后外商直接投资对中国经济增长的
作用从要素推动型向技术推动型的转变，外商直接投资对中国的技术溢出效应在不断
加强。
（3）外商直接投资对经济增长的年均贡献率在1995 年前后呈现明显的差异。
依据统计年鉴的相关资料计算，在1983 年至1994 年间，外商直接投资对中国
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22
0.000
0.020
0.040
0.060
0.080
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2005
FDI/全I FDI/GDP
图3－1 外商直接投资在全社会固定资产投资和在GDP 中所占比重变动
资料来源:通过历年《中国统计年鉴》整理计算而得。
经济增长的年均贡献率9为2％；而在1995 年至2005 年间，外商直接投资对中国经济
增长的年均贡献率为4％。说明在1995 年后外商直接投资虽然在固定资产投资中所
占比重在不断下降，但对中国经济增长的贡献却得到了增强。外商直接投资对中国经
济增长贡献率在两个阶段的变动，进一步说明：1995 年后外商直接投资对中国的技
术溢出效应要明显高于前期的外商直接投资。
2）外商直接投资在中国的发展阶段
依据不同的标准，外商直接投资在中国的发展阶段有不同的划分方法：
（1）根据外商直接投资进入中国的规模、区域、行业以及中国政府对外商直接
投资政策的变化，学术界一般把外商直接投资在中国的发展划分为四个阶段：
第一阶段：起步阶段（1979 年—1985 年）。
在这一阶段中国利用外商直接投资有如下特点：投资规模有限；投资来源地主要
来自中国香港、澳门，项目主要是劳动密集型的一般加工项目，还有宾馆、服务设施
等第三产业，来自西方发达国家的投资极少；投资区域主要集中在广东、福建两省和
9采用外商直接投资在全社会固定资产中所占份额与中国统计年鉴中资本对经济增长的贡献率相乘而得。它是对外
商直接投资对中国经济增长贡献率的一个近似测算。考虑到我们研究的目的是为了说明在两个不同阶段外商直接
投资对中国经济增长贡献率的差异，这种近似测算结果是可以接受并能说明问题的。
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23
沿海开放城市，一些内陆地区引进外商直接投资尚未起步；实际利用外商直接投资很
小。
第二阶段：稳步发展阶段（1986 年—1992 年）
在此期间，中国政府总结借鉴第一阶段的经验，颁布了一系列法律法规，完善了
外商直接投资的法律环境，从1986 年到1991 年间，外商直接投资合同金额达到332
亿美元，平均每年66 亿美元，外商实际投资167 亿美元，平均每年33 亿美元。与第
一阶段相比，这两个数字分别上升了142%和255.3%。
这一时期，中国利用外资呈现出如下基本特征：外商直接投资的地区分布有所扩
大，除沿海地区外，一些内陆地区也开始引进外商直接投资；外商直接投资来源地仍
主要是香港、澳门两个地区，台湾省开始对大陆进行投资，并逐年增加；外商直接投
资项目中生产型项目和出口导向型项目大幅度增加；然而，这一阶段中对外借款仍然
是中国利用外资的主要形式。
第三阶段：高速增长阶段（1992 年—1995 年）
在1992 年邓小平同志南巡讲话以后，中国的经济体制改革和对外开放打开了新
的局面。开放地区由沿海地区开始扩展到内陆省份，形成全方位、多层次的对外开放
格局，投资环境进一步改善，吸引外商投资达到了新的高度。特别是从1993 年起，
中国连续数年成为仅次于美国的第二大东道国。在这一时期，中国利用外资的环境得
到很大完善，主要表现在：中国引进外商直接投资的法律法规体系进一步完善；外商
直接投资的领域和地区进一步放宽；外商直接投资的产业政策导向进一步强化。
这一时期，中国引进外商直接投资呈现出如下特征：投资规模急剧扩展，1992
年—1995 年，中国引进外商直接投资的年均实际金额达274.53 亿美元，为第二阶段
的8.84 倍，累计引进外商直接投资实际金额达到1098.10 亿美元；外商直接投资的
产业结构呈现高级化发展趋势，以美国和西欧为代表的一些大型西方跨国公司纷纷进
入中国市场；投资的方式日趋多样化，形成合资、合作、独资三种方式并重的格局。
第四阶段：调整与提高阶段（1996 年—至今）
1996 年起，中国引进外商直接投资的重点开始由注重数量扩张转向注重质量提
高，利用外商直接投资的政策也做出了相应调整。这主要体现在：外商直接投资产业
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领域进一步放开；鼓励外资企业在华设立研究与开发机构；产业政策导向进一步强化；
对外资企业的国民待遇进一步规范；鼓励外资参与中国西部大开发。
在这一阶段，进入中国的外商直接投资规模从总体上看一直处于上升态势，来自
中国香港、台湾、亚洲五国（泰国、菲律宾、新加坡、印度尼西亚、马来西亚）和韩
国的外商直接投资在进入中国的外商直接投资总额中所占比重持续下降，而来自美
国、西欧10和日本的外商直接投资的数量逐年增加。同时外商直接投资中技术转移成
分趋于增加，质量明显提高。资金、技术密集的大型项目明显增加，投资区域的分布
开始由沿海向广大的中西部地区辐射。投资行业涉及国民经济的许多行业，尤其是航
空、运输、商业、保险、会计事务所等高技能密的第三产业也开始吸引外商投资。
（2）根据外商直接投资对中国经济增长影响方式和含有的技术进步因素的差异，
我们可以将外商直接投资在中国的发展划分为如下两个阶段：
第一阶段：资本节约型的外商直接投资阶段（1979 年—1995 年）
在这一阶段，中国的区位要素禀赋是吸引外商直接投资最重要的因素。此时进入
中国的外商直接投资以港澳为主体，投资规模一般较小，技术含量较低，多为来料加
工、来件装配、来样加工和补偿贸易的“三来一补”工业。至此期间，来自台湾地区、
亚洲五国（泰国、菲律宾、新加坡、印度尼西亚、马来西亚）和韩国的外商直接投资
也开始进入中国。1992 年后以美国和西欧为代表的一些大型西方跨国公司也开始进
入中国市场；投资的方式日趋多样化，形成合资、合作、独资三种方式并重的格局。
但这一阶段，外商直接投资的整体技术水平不高，对中国的经济推动是以要素投入增
加为特征的粗放型经济增长。
第二阶段：劳动节约型的外商直接投资阶段（1996 年－至今）
在这一阶段，中国吸收外商直接投资的法律法规已基本完善，市场经济环境已基
本得到确立，来自美国、西欧和日本的外商直接投资数量逐年增加，外商投资中技术
转移成分趋于增加，质量明显提高；从主要利用中国廉价的劳动力和原材料，到越来
越看重中国广阔的市场和研究开发能力。世界最大的500 家跨国公司中有400 多家在
10 西2 欧包括以下17 个国家：英国、法国、德国、意大利、西班牙、荷兰、比利时、瑞士、奥地利、葡萄牙、挪
威、瑞典、芬兰、冰岛、丹麦、爱尔兰和希腊。
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中国设立分支机构，外商投资质量明显提高。中国在跨国公司全球战略体系中的地位
得到进一步加强，已有数十家著名跨国公司在北京、上海设立了地区总部；许多大型
跨国公司纷纷在中国设立研究与开发机构，并与北京大学、清华大学等一些著名高校
和研究机构联合设立各种研究中心和实验室。已有十几个国家和地区的130 多家跨国
公司在中国成立了研究开发中心，外商直接投资中使用的技术趋于先进。越来越多的
外商直接投资企业为了在中国市场的竞争中赢得先机，开始将最新的产品和科技投入
到在中国进行生产的企业。这时的外商直接投资对中国的技术溢出效应越来越明显，
已成为推动中国技术进步和生产力水平提高的一支重要力量。
3.1.2 外商直接投资在中国的分布
中国对外开放的渐进性过程使外商直接投资在中国的分布呈现出极大的不均衡。
改革开放初期，外商直接投资只能进入四大经济特区和沿海开放地带，和国家允许开
放的行业。随着中国对外开放的全面铺开，外商直接投资才开始进入内陆和中国西部
地区，可以进入的行业也越来越多。同时由于中国经济发展的不均衡性，西部和中部
相对于沿海的东部地带在经济基础、资金实力和技术水平方面都存在着差距。在这些
因素的综合作用下，尽管外商直接投资近年来在中国的增长速度一直很快，但主要还
是集中在东部省份和制造领域，中西部地区和第一、第三产业利用的外商直接投资所
占份额依然很少。
1）外商直接投资在中国的地区分布
外商直接投资在中国主要分布在东部沿海地带、中西部的一些省会城市和工业基
础较好的资源性城市。从统计数据来看，1987 年到2004 年，东部沿海地区累计吸收
的外商直接投资占全国的份额为87.35％，其中最高年份为1989 和1990 两年，这一
比例均超过93％；中部地区累计吸收的外商直接投资占全国的份额为 7.79％，其中
最低年份为1987 年，这一比例为2.92％，其中最高年份为2003 和2004 两年，这一
比例均超过11％；西部地区累计吸收的外商直接投资占全国的份额为4.88％，其中
最低年份为2004 年，这一比例为2.88％，其中最高年份为1987 年，这一比例均超
过9.71％（具体数字见表3-2）。东部地带又主要分布在珠江三角洲地区、长江三角
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洲地区和环渤海经济圈。无论是外商直接投资项目个数上，还是使用金额上，东部地
区在总量上都要比总部地区和西部地区高出很多。据《中国对外经济贸易年鉴》上的
数据，1978 年至2004 年间，东部地区对外商直接投资的利用在金额上是西部地区的
16 倍多，中部地区的7 倍多（见表3－3）。
表3-2 各地区吸引外商直接投资份额（1987-2004 年）
年份 东部地区 中部地区 西部地区
1987 0.876269417 0.029284077 0.097161516
1988 0.910237427 0.058663582 0.065067001
1989 0.934357325 0.037976721 0.051785852
1990 0.936641329 0.035516135 0.030126540
1991 0.896391259 0.040566614 0.022792057
1992 0.841330142 0.067673997 0.035934744
1993 0.853166996 0.085683281 0.072986577
1994 0.859017576 0.077344581 0.069488422
1995 0.864534401 0.090595341 0.050387083
1996 0.839165374 0.093459577 0.042006022
1997 0.852488379 0.104995224 0.055839402
1998 0.861769754 0.095605744 0.051905876
1999 0.864963805 0.092221525 0.046008721
2000 0.870093170 0.089116847 0.045919348
2001 0.866328348 0.088450838 0.041455992
2002 0.857309784 0.095455112 0.03821654
2003 0.860818843 0.110151665 0.032538551
2004 0.873246541 0.110369660 0.028811496
平均值 0.873554407 0.077951696 0.048801763
资料来源:根据历年《中国统计年鉴》整理
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表3－3 1978－2004 年外商直接投资在中国的地区分布
地区 项目数（项） 比重(%) 合同外资 比重(%) 实际使用 比重(%)
总计 433689 100 8987.7 100 5620.30 100
东部 350334 80.78 7765.37 86.4 4831.21 85.96
中部 51956 11.98 681.27 7.58 493.46 8.78
西部 31399 7.24 541.06 6.02 295.63 5.26
资料来源：根据历年《中国对外经济贸易年鉴》数据整理计算而得。
表3-4 外商直接投资在中国的行业分布(2005)
行 业
合同项目
(个)
合同金额(万美
元)
实际使用金额
(万美元)
农、林、牧、渔业 1058 383729 71826
采矿业 252 101632 35495
制造业 28928 12735725 4245291
电力、燃气及水的生产和供应业 390 350216 139437
建筑业 457 256677 49020
交通运输、仓储和邮政业 734 522404 181230
信息技术和软件业 1493 451206 101454
批发和零售业 2602 434404 103854
住宿和餐饮业 1207 273670 56017
金融业 40 55144 21969
房地产业 2120 1940029 541807
租赁和商务服务业 2981 858005 374507
科技、服务和地质 926 175503 34041
水利、环境和公共设施管理业 139 92130 13906
居民/社会组织及其他服务业 329 136616 26371
卫生、教育、社保 73 32433 5701
文化、体育和娱乐业 272 106931 30543
总 计 44001 18906454 6032469
资料来源:根据历年《中国统计年鉴》整理
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表3－5 外商直接投资在中国的产业分布（1979－2004）
产业 项目数(项) 比重(％) 合同外资 比重（％）
总计 465273 100 9431.31 100
第一产业 13333 3 180.36 2
第二产业 350179 72 6320.11 68
第三产业 101774 25 2930.84 30
资料来源:根据历年《中国统计年鉴》整理
2）外商直接投资在中国的产业及行业分布
目前，中国吸收外商直接投资产业结构的基本格局是：第一产业所占比重很小，
第二产业的投资占主导地位，投向第三产业的投资呈迅速上升的趋势。第一产业是相
对薄弱的环节,生产技术和效率不高，与此同时,吸引的外商直接投资也很少。2005
年我国第一产业与外商签订的合同数仅为1310 个，不到总合同数的3％ ,合同金额
为10.73 亿美元，占全部合同金额比重为2.56％。在第二产业中，外商直接投资主
要集中在工业部门，特别是制造业。在2005 年我国新批外商投资项目的产业中，制
造业所占的项目为28928 个，在总的项目中比重为65.74％，合同外资金额为1273.57
亿美元，占总合同金额的70.32％ ，外商直接投资金额为424.53 亿美元。由此可见，
制造业已成为中国吸收外商直接投资的第一大产业。相比较而言，建筑业新批项目为
457 个，仅占总项目个数的1％多一点，利用合同外资金额为25.67 亿美元,只占总金
额的1.36％，外商直接投资金额为4.90 亿美元。在第三产业中，外商直接投资的分
布主要集中于房地产业和社会服务业，其次是交通运输、仓储及邮电业、金融保险业
及其他第三产业部门。其详情见表3-4，表3－5。
从1995 年后外商直接投资进入中国的行业来看，主要集中在如下八个行业：制
造业，房地产业，租赁服务（社会服务业），电力、燃气及水的生产和供应业，交通
运输、仓储和邮政业，批发零售业和住宿餐饮业，信息技术和软件业，建筑业。这八
个行业吸收了85％以上的外商直接投资。
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3.2 中国居民收入水平的发展变化
居民在一定时期内的收入主要由提供劳动获取的工资报酬、让渡资金的使用权获
取的利息收入、对企业进行经营管理获取的风险收入、出租土地获取的租金收入、参
与各种金融投资获取的投资收入，以及接受政府转移支付获取的福利收入等内容构
成。但在中国，城市居民最主要的收入来源于工资，农村居民最主要的收入来自源于
对土地的耕作和在城市打工时的工资收入。来自于金融投资、利息和政府的转移支付
由于中国资本市场的不完善性和政府在收入分配方面的作用较弱，几乎对居民收入不
构成影响。而土地又属于国家和集体所有。因而工资收入是城镇居民最主要的收入来
源和农村居民收入的一个重要构成部分。我们考察中国居民收入的变化，实质就是考
察以工资收入为核心的收入水平变化。对中国居民收入水平发展变化的考察我们可以
从居民收入水平的变动和收入差距的变动两个方面来进行。
3.2.1 中国居民收入水平的变化
在改革开放的二十多年里，中国居民的收入水平发生了深刻变化，城镇居民可支
配收入从1983 年的564 元上升到2005 年10493 元，23 年间增长了18.6 倍；农村居
民纯收入从1983 年的309 元上升到2005 年的3254 元，23 年间增长了10.5 倍；全
国职工平均工资从1983 年的826 元上升到2005 年的18364 元，23 年间增长了22 倍。
数亿农村、城镇人口摆脱了贫困，许多居民生活基本实现或达到小康。一些对外开放
较早的发达区域人均收入和人均GDP 正在接近发达国家和新型工业化国家水平。
1）城镇居民可支配收入、农村居民纯收入、全国职工平均工资绝对数都呈稳步
上升态势，居民绝对收入水平有了很大提高。
在1983 年至2005 年期间，城镇居民可支配收入、农村居民纯收入、全国职工平
均工资绝对数都呈稳步上升态势，居民绝对收入水平有了很大提高。这一点可以通过
城镇居民和农村居民的恩格尔系数11变动来衡量。图3-2 给出了在这一期间的城镇居
11通俗地说，就是食品支出占家产总支出的比重来说明（反映）家庭生活水平的变化。一个国家居民如果吃的支
出超出家庭总支出的60%叫赤贫；介于50%— 60%之间的叫温饱；40%— 50%的叫小康；30%— 40%叫宽裕；
20%— 30%叫富裕；20%以下就是极其富裕
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民和农村居民的年恩格尔系数变动图。通过该图我们可以发现，城市居民的恩格尔系
数一直呈下降趋势，在1995 年至2001 年间下降速度加快，用5 年左右的时间完成了
从50.1％到39.4％的下降，实现了从温饱向小康的转变。2002 年至今，恩格尔系数
呈稳中有降的趋势。农村居民的恩格尔系数在1983 年至1995 年的波动反复后，从
1996 年开始进入加速下滑阶段，用8 年时间从56.3％下降到45.5％，实现了从温饱
到小康的转变。而全国职工平均工资从1983 年的826 元上升到1995 年的5500 元，
13 年时间上升了近6.7 倍；从1996 年的6210 元上升到2005 年的18364 元，10 年时
间上升了近3 倍。
2）城镇居民可支配收入、农村居民纯收入、全国职工平均工资年增长率呈明显的
阶段性变化。1997 年后职工平均工资年增长率明显高于其它两类。
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2005 城
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恩
格
尔
系
数
农
村
居
民
恩
格
尔
系
数
图3-2 1983 年-2005 年城镇居民和农村居民的年恩格尔系数
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》计算整理而得
通过图3-3，我们可以看出，城镇居民可支配收入、农村居民纯收入和全国职工
平均工资年增长率具有大致相同的波动阶段、波动特征，不同的只是波幅和阶段时间
划分的差别。在第一个阶段，增长率呈波动起伏状态，没有明显的趋势特征；在第二
阶段增长率呈现出大幅度的上升和下降，构成一个倒U 型曲线，而且都以1994 年为
最高点。在第三个阶段都呈现出一种稳中渐进上升的趋势。这三个阶段三者间最明显
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31
的区别在于第三阶段，在这一阶段全国职工平均工资增长率迅速上升，并保持一种相
对稳定而远高于城乡居民可支配收入和农村居民纯收入的增长率；与此同时，农民纯
收入增长相对缓慢，直到2003、2004 年才有相对出色的表现，在增长率上赶上了城
乡居民可支配收入的变动，但依然表现出不稳定性。
0
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0.3
0.4
1983
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1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
年份
增长率
城镇收入年增长率农村收入年增长率职工收入年增长率
图3-3 1983 年-2005 年城镇可支配收入、农村纯收入、职工平均收入年增长率
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》计算整理而得
3）全国职工工资总额在GDP 中所占比重呈阶段性变化，整体上有下降趋势。
在1983 年至2005 年的23 年间，中国全国职工工资总额在GDP 中所占比重呈现
了稳定、下降、再稳定的发展变化趋势（见图3-4）。从图3-4 中我们可以看出在1983
年至1991 年间，全国职工工资总额在GDP 中所占比重基本稳定在15％；1992 年至
1997 年间呈逐年下降态势，6 年间下降4.25 百分点，平均每年下降0.7％；1997 年
后又趋于稳定，所占比重一直在10％-11％间波动，但波幅很小。在整个图形上，全
国职工工资总额在GDP 中所占比重呈下降态势。
4）全国居民消费支出在人均GDP 中所占比重呈下降趋势。
居民消费能力是衡量居民收入水平的一个重要指标。从图3-5，我们可以看出，
全国居民消费支出在人均GDP 中所占比重具有明显下降趋势。虽然这一趋势在1994
年至2000 年有所缓解，但进入2001 年这一下降趋势明显加快。这表明中国居民消费
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32
能力在下降。新古典经济学认为，高收入者的边际消费能力相对于低收入者处于递减
状态。中国居民消费在人均GDP 中所占比重的下降要么是由于高收入阶层拥有社会的
财富太多，他们递减的消费倾向影响了平均居民消费支出在人均GDP 中的比重；要么
就是居民收入水平相对恶化，消费者缺乏应有的消费能力；或者两者兼而有之。结合
前面的分析来看，两者兼而有之的可能性更大。这表明在中国的改革开放过程中，虽
然居民的整体收入水平得到提高，消费能力得到提高，但部分居民收入水平相对于经
济增长，相对于其它居民所获取的收入在相对恶化；还有部分居民的收入增长要远远
高于GDP 的增长率，他们的边际消费倾向处于递减状态，从而向下拉动了全国居民平
均消费水平。
5）外商直接投资进入多的区域收入明显高于外商直接流入少的区域。
外商直接投资在中国主要流入东部沿海地带和第二产业。从各省公布人均GDP 和
人均年收入的数据来看，外商直接投资流入多的东部沿海地带人均收入明显高于外商
直接投资流入少的中部和西部地区。同时外商直接投资进入较多的行业和产业其收入
明显高于外商直接投资进入少的行业和产业。城镇居民的收入分配受外商直接投资的
影响要远大于农村居民。
0
2
4
6
8
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14
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2005
年份
比重％
图3-4 1983 年-2005 年间全国职工工资总额在GDP 中所占比重
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》整理计算而得
华中科技大学博士学位论文
33
0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0.6
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
图3-5 1983 年-2005 年间各年全国居民消费水平在人均GDP 中所占比重
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》整理计算而得
3.2.2 中国居民收入差距的变化
依据世界银行发展研究组的报告，20 世纪90 年代以来，中国的整体收入差距明
显恶化，进入国际警戒水平。他们认为，在1992 年及以前年份，中国吉尼系数一直
保持在0.4 以下的合理水平。1992 年后，中国吉尼系数出现明显恶化，除个别年份
（1996 年和1997 年都为0.398）外基本上呈逐年递增的态势。1993 年为0.420，2000
年为0.428，2005 年为0.478。中国吉尼系数的不断恶化表明收入差距水平在不断扩
大。这种扩大主要是由地区收入差距、行业收入差距、行业内收入差距扩大导致的。
1）地区收入差距
地区经济发展不均衡是导致地区收入差异存在的根本原因。在中国一定的历史时
期内，内陆省份与东部沿海省份之间的差距并不是很大，甚至某些省份还要优于东部。
改革开放后，东部地区率先引进外资，使得这些地区的经济发展很快。2004 年、2005
年，我国各省自治区、直辖市的GDP 总量中，东部地区的广东、江苏、山东为最高。
而西藏、青海、宁夏最低，整个东部地区的GDP 约占全国的58％，其中东南五省市
就占到35％以上的规模。在这种情况下，东部沿海地带居民人均收入就明显高于内
陆省份。在东部沿海地带各省份之间由于彼此间经济发展的不均衡，居民收入在东部
华中科技大学博士学位论文
34
省份之间也存在差距。即使是在经济发达的广东、江苏、山东省内部，由于各地区经
济发展的不平衡的存在，经济发展好而快地区的人均收入是经济发展滞后地区人均收
入的数倍。即使是在同一个城市内部，由于所在区域经济发展水平的差异，人均收入
水平也相差较大。如广东省省会广州市经济最发达的黄埔经济开发区2005 年人均收
入是经济相对滞后的从化市人均收入的1.73 倍。地区收入差距在东部、中部和西部
区域间存在，在各大区域内部存在，在区域内各县市也不同程度的存在。导致这种差
异的根本原因就在于各地区经济发展的不平衡。外商直接投资的进入进一步加大了各
地区经济发展的不均衡，导致了地区间收入差距的扩大。
2）行业收入差距
在中国，行业收入存在着极其明显的差距。拥有同等健康程度和人力资本储量的
劳动者，在不同行业就业会拥有差别较大的工资收入。表3－6 列示了1995 年来，中
国吸收外商直接投资最多的八个行业的1985 年至2005 年的职工平均工资。从表中我
们可以看出2005 年信息技术及软件行业的平均工资分别是批发零售业、制造业和房
地产业平均工资的2.93 倍、2.57 倍和1.97 倍，行业收入差距极其显著。在工资增
长率方面，和1995 年相比，2005 年的制造业，房地产业，租赁服务（社会服务业），
电力、燃气及水的生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业，批发零售业和住宿餐饮
业，信息技术和软件业，建筑业等八个行业的平均工资分别增长了3.04，2.80，3.51，
3.20，3.07，3.26，4.66 和2.48 倍。其中信息技术和软件业工资增长最快，而建筑
业和房地产业工资增长速度则相对较慢，只有2 倍多。社会服务业的工资增长速度也
相对较快。而同期吸收外商直接投资较少或没有吸收外商直接投资的农林牧渔业、采
矿业、公共管理行业工资分别增长5.21，3.58，3.71 倍。它表明没有外商直接投资
进入的行业工资增长速度普遍要高于外商直接投资进入的行业。这与我们平常常识认
知相冲突。但与我们在本章开始时对城市居民可支配收入，农村居民纯收入在1996
年至2005 年大幅下降的分析相一致：即外商直接投资的进入与中国居民收入水平增
长幅度的下降相伴。外商直接投资进入较少的行业，其工资增长幅度要高于外商直接
投资进入较多的行业。
华中科技大学博士学位论文
35
表3－6 1995 年来外商直接投资主要进入行业的平均名义工资 单位：元
年份 制造业
电力、煤
气及水
的生产
和供应
业
建筑业
交通运输、仓
储及邮、电通
信业
批发和零售
贸易、餐饮
业
房 地产
业
社会
服务
业
信息技术
及软件业
1985 1112 1239 1362 1275 1007 1028 777
1986 1275 1497 1536 1476 1148 1216 980
1987 1418 1677 1684 1621 1270 1327 1085
1988 1710 1971 1959 1941 1556 1715 1719
1989 1900 2241 2166 2197 1660 1925 1926
1990 2073 2656 2384 2426 1818 2243 2170
1991 2289 2922 2649 2686 1981 2507 2431
1992 2635 3392 3066 3114 2204 3106 2844
1993 3348 4319 3779 4273 2679 4320 3588 4631
1994 4283 6155 4894 5690 3537 6288 5026 6840
1995 5169 7843 5785 6948 4248 7330 5982 8689
1996 5642 8816 6249 7870 4661 8337 6778 13930
1997 5933 9649 6655 8600 4845 9190 7553 17416
1998 7064 10478 7456 9808 5865 10302 8333 15385
1999 7794 11513 7982 10991 6417 11505 9263 19150
2000 8750 12830 8735 12319 7190 12616 10339 28333
2001 9774 14590 9484 14167 8192 14096 11869 30146
2002 11001 16440 10279 16044 9398 15501 13499 38810
2003 12496 18752 11478 15973 11083 17182 16501 32244
2004 14033 21805 12770 18381 12535 18712 18131 34988
2005 15757 25073 14338 21352 13857 20581 20992 40558
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》相关数据整理计算而得。
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36
表3－7 行业内工资收入差距比较
性质 制造业
电力、
煤气及
水的生
产和供
应业
建筑业
交通运输、仓
储及邮、电通
信业
批发和零售
贸易、餐饮
业
房 地产
业
社会
服务
业
信息技术
及软件业
2003 平均工资
国有 12601 18226 12739 16243 11064 16064 15378 26572
集体 7600 14911 8375 8212 6593 12228 11042 12484
外资 13262 20923 12345 17621 13710 18898 23281 42867
2004 平均工资
国有 14486 21223 14400 18283 12883 17720 16869 26572
集体 8598 17024 9234 8846 7325 13064 11772 18153
外资 14569 23933 13405 21537 15901 20045 24855 44683
2005 平均工资
国有 16963 24378 16361 21160 15729 20077 19972 31654
集体 9698 18401 10171 10063 8252 13410 13330 25568
外资 16012 27302 14823 24578 17543 21558 27023 50509
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》相关数据整理计算而得。
3）行业内收入差距
为什么会出现这样一种与我们常识认知相冲突的悖论呢？为此，我们对行业内职
工工资进行了比较研究，发现在行业内也存在着较严重的收入差距。表3－7 列示了
1995 年来吸收外商直接投资较多的八个行业的不同性质企业的平均工资水平。通过
该表我们可以看出，在绝大多数行业中外商直接投资企业的平均工资水平要略高于国
有企业职工的平均工资，远高于集体企业职工的平均工资水平。这表明我们常识的认
知：外商直接投资企业职工工资水平相对较高是正确的。为什么一方面外商直接投资
企业职工工资要高于国有、集体所有制企业的工资，另一方面外商直接投资进入较多
的行业其平均工资增长率又低于外商直接投资进入较少的行业呢？从逻辑上讲，导致
这种悖论的有两种可能：一是外商直接投资没有进入的行业是公共产品行业或垄断行
业，其收入水平的增长没有遵循要素分配的基本原理；一是中国非公共产品部门和非
垄断行业存在相对的劳动过剩。
华中科技大学博士学位论文
37
3.3 外商直接投资与中国居民收入的变化
在外商直接投资大量进入中国的过程中，中国居民收入状况也发生了巨大变化：
中国居民平均工资增长率呈递减状态，居民收入差距持续扩大。依据经典国际贸易和
投资理论，外商直接投资的进入会导致东道国居民一般收入水平上升，收入差距的下
降。这是因为外商直接投资的进入将会通过技术溢出效应，使发展中国家内部密集使
用高技能工人的产品的价格相对下降，密集使用低技能工人的产品的价格相对上升。
从而导致一般收入水平的上升和收入差距的缩小。经典国际贸易和投资理论无法解释
中国的现实变化。
3.3.1 外商直接投资的发展阶段与中国居民的收入变化
在前面的分析中，根据外商直接投资对中国经济增长影响方式和含有的技术进步
因素的差异，将外商直接投资在中国的发展阶段划分为资本节约型外商直接投资阶段
和劳动节约型外商直接投资阶段。与这两个阶段相对的是中国居民收入水平的不同变
化。
1）资本节约型外商直接投资发展阶段与中国居民的收入变化
在资本节约型外商直接投资发展阶段，即1979 年至1995 年间，用支出法核算的
最终消费支出、资本形成总额、货物和服务净出口三大需求对经济增长的平均贡献分
别为：60.5％、35.0％、4.5％。对经济增长的拉动作用分别为6.1、4.1 和－0.1。
表明在这一阶段消费推动是中国经济增长最主要的动力。与此同时，在这一阶段，中
国城镇居民可支配收入年均增长率为17.59％，农村居民纯收入年增长率为14.8％，
全国职工平均工资年增长率为16.25％，远高于同期的GDP 增长率10.82％。
2）劳动节约型外商直接投资发展阶段与中国居民的收入变化
在劳动节约型外商直接投资发展阶段，即1996 年至2005 年间，用支出法核算的
最终消费支出、资本形成总额、货物和服务净出口三大需求对经济增长的平均贡献分
别为：49.58％、38.67％、11.48％。对经济增长的拉动作用分别为4.42、3.53、1.12。
通过两个阶段三大贡献的平均数对比，我们发现，与外商直接投资发展的第一阶段相
华中科技大学博士学位论文
38
比，资本形成总额在经济增长中的贡献上升了3.67 个百分点；商品和服务的净出口
对经济和增长的贡献上升了11.58 个百分点；与此同时，最终消费对经济增长的贡献
下降了10.92 个百分点。这表明在外商直接投资的第二个发展阶段居民的消费能力相
对于第一个发展阶段而言有所下降。不足的消费通过出口得到弥补，中国的经济增长
从国内消费拉动向投资推动和出口拉动转变。与此同时，中国居民收入在GDP 中所占
比重趋于下降。城镇居民可支配收入年增长率、农村居民纯收入增长率和全国职工工
资增长率在1996 年至2005 年都经历了一个快速下降后，又略有回升的发展变化。其
中全国职工工资增长率略高于城市居民可支配增长率，城市居民可支配增长率略高于
农村居民纯收入增长率。除了全国职工工资平均增长率回到1982 年至1992 年的增长
水平，农村居民纯收入增长率远低于1982 年至1992 年的增长水平。
3.3.2 外商直接投资的行业分布与中国居民工资收入水平
1995 年来外商直接投资在中国的投资主要集中在制造业，房地产业，租赁服务
业，交通运输、仓储及邮电通讯业，电力、煤气及水的生产和供应业等行业，这些行
业的外商直接投资占到中国外商直接投资的70％以上。表3－8 给出了这些行业在
1985 年至1995 年和1996 年至2005 年两个时间段内的平均工资。从表中我们可以看
出，在1985 年－1995 年这一时段内，平均工资最高的行业为电气、煤气及水的生产
和供应业，平均工资为3264 元；其次为交通运输、仓储及邮电通讯行业，平均工资
为3058 元，再次为房地产业3000 元。收入最低的行业为批零、餐饮业，制造业和社
会服务业，三者的工资分别为2100 元，2470 元和2593 元。在这一阶段高收入行业
为国民经济基础行业，低收入行业为制造业和服务业。其中低收入行业收入低于同期
全国职工平均工资2565 元。
在1995 年至2005 年这一时段内，平均工资最高的依然为电力、煤气及水的生产
和供应业，平均工资为13631 元；其次为房地产业和交通运输、仓储及邮电通讯业，
平均工资在12000－13000 元之间。工资最低的为批零餐饮服务业，其次为建筑业。
但批零餐饮服务业、建筑业和制造业工资都低于全国职工平均工资水平。
华中科技大学博士学位论文
39
表3－8 1995 年－2005 年外商直接投资主要流入行业职工平均工资 （元）
时间 制造业
电力、煤气
及水的生产
和供应业
建筑业
交通运输、仓
储及邮、电通
信业
批发和零售
贸易、餐饮
业
房 地产 业 社会服务业
1985－
1995
2473.8182 3264.7273 2842.1818 3058.8182 2100.7273 3000.4545 2593.4545
1996－
2005
8931.273 13631.45 8675.091 12318.64 7640.273 12547.45 11205.27
增长率 2.610319 3.175373 2.052265 3.027254 2.636966 3.181851 3.320597
1985－1995 年全国职工平均工资2565 1996－2005 年全国职工平均工资10959
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》整理计算而得。
从工资的增长速度来看，增长最快的为社会服务业、房地产业与电力煤气及水的
生产和供应业，增长最慢的为建筑业、批零餐饮服务业和制造业。建筑业和批零餐饮
服务业作为一种对就业人员技术含量要求相对较低的行业，工资增长率相对较低体现
了要素报酬等于要素贡献的原理。为什么外商直接投资大量进入的制造业工资增长率
会低于其它行业的增长率呢？
根据S-S 定理有关商品价格和要素价格的关系的理论，外商直接投资的进入会降
低制造业相关产品价格，提高制造业工人的一般工资水平。并且随着外商直接投资持
续的大量进入，该行业工资水平应高于全社会职工平均工资水准。传统的理论对此无
法作出令人满意的答复。
3.4 小结
在本章，我们对外商直接投资在中国的发展阶段及其分布进行了研究，并对中国
居民收入水平和收入差距的变动进行了关注。发现，中国居民收入的变动与外商直接
投资对中国的流入呈反向变动：外商直接投资流入降低了中国居民收入增长速度；外
商直接投资大量进入的行业工资水平和增长率低于外商直接投资进入较少或没有进
入的行业。在传统的经典理论范畴内，我们不能对此作出令人满意的解释。同时外商
华中科技大学博士学位论文
40
直接投资的进入加大了中国地区收入差距、城乡收入差距、行业收入差距和行业内收
入差距。
在外商直接投资高速流入中国的1996 年至2005 年间，外商直接投资在全国固定
资产投资中所占比重呈加速下降趋势，但外商直接投资在GDP 中所占比重呈稳中有降
的变动。表明：在这一阶段进入中国的外商直接投资具有劳动节约型的特征，外商直
接投资对中国居民收入的影响开始从水平效应向结构效应转变。从影响就业来影响中
国居民收入水平转向主要通过影响全社会劳动生产率和劳动的有效性来影响居民的
收入水平和收入结构。
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4 外商直接投资对中国居民收入水平影响
4.1 基本思想
和发达国家相比，发展中国家中非技术工人相对丰裕，技术工人尤其是高技术工
人相对稀缺。按照传统的国际贸易理论，发展中国家应该更多地生产并出口密集使用
非技术工人的产品，从发达国家进口密集使用高技术工人的产品；发达国家应该更多
从事生产并出口密集使用高技术工人的产品，从发展中国家进口密集使用非技术工人
的产品。开放贸易后，发达国家内部密集使用高技术工人的产品的价格相对上升，密
集使用非技术工人的产品的价格相对下降；与此相反，发展中国家内部密集使用高技
术工人的产品的价格相对下降，密集使用非技术工人的产品价格相对上升。根据S-S
定理有关商品价格和要素价格的关系的理论，发达国家内部高技术工人的工资（要素
价格）相对上升，非技术工人的工资相对下降。这与发达国家内部出现工资差距拉大
的情况十分吻合。正是因为如此，很多贸易学者将发达国家内部出现的高技术工人和
非技术工人之间的逐渐拉大的工资差距归因于与发展中国家日益自由化的贸易。
而根据经典国际贸易理论，开放贸易后，发展中国家内部技术工人工资应该下降，
非技术工人工资应该上升，国内工资差距应该缩小。而在现实情况中，中国国内伴随
着对外开放，居民工资收入差距却在逐渐拉大。这是经典的S-S 理论所不能解释的。
而且，根据经典国际贸易理论，在小国开放经济中，要素禀赋的变化不影响要素
价格的变化。封闭经济中要素供给量的增加和减少对要素的价格的影响机制，在开放
经济中不再奏效。要素的价格取决于商品价格的变动。按照此理论，在中国是小国的
情况下，要素禀赋变化对要素价格应该没有效应。同时，中国国内技术工人的绝对数
量和相对数量不断增加。从供给的角度上考虑，技术工人供给的增加，将使技术工人
的工资下降。而现实情况中，在供给数量增加的同时，甚至大量知识失业的情况下，
技术工人工资（要素价格）反而上升。这就需要我们从需求的角度来考虑技术工人的
工资决定和供给量增加的问题。通过对经济现象的观察，中国的外商直接投资的来源
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42
1995 年后发生了较大的变化，来自亚洲和香港澳门等发展中国家或地区的外商直接
投资的比重下降，来自美国、日本和西欧等发达国家的比重上升；外商直接投资的行
业领域也发生变化，虽然制造业仍是投资的主要行业，但伴随着中国对外开放的扩大、
加入世界贸易组织等，中国服务行业利用外资的比重也逐渐上升；而且利用外资的技
术水平也在逐渐提高。如果外商直接投资在国内投入到密集使用技术工人的行业的生
产中，就会导致增加对技术工人的相对需求增加，从而造成技术工人工资相对上升，
非技术工人工资的相对下降，工资差距拉大。相反，如果外商直接投资在国内投入到
密集使用非技术工人的行业的生产中，则有，这些要素的增加对非技术工人的相对需
求增加，从而造成非技术工人工资相对上升，技术工资相对下降，工资差距缩小。
同时，中国国内的技术进步非常明显，表现在专利申请数量的逐渐增加和研发费
用在GDP 中所占的比重的增加。在中国是个开放小国的情形下，技术进步的同时没有
发生商品相对价格的变动，如果技术进步发生在密集使用技术工人的产业领域，使得
技术工人的边际产出相对增加，非技术工人的边际产出相对下降，从而技术工人工资
相对上升，非技术工人工资相对下降。相反，如果技术进步发生在密集使用非技术工
人的产业领域，则会使技术工人的工资相对下降，非技术工人的工资相对上升。在中
国是个开放大国的情形下，技术进步的同时发生了商品价格的相对变化，或者世界上
其他国家同时发生了技术进步，如果技术是偏向技术工人的，则技术进步对要素价格
的效应也会表现在技术工人工资的相对上升和非技术工人工资的相对下降。相反，如
果技术进步是偏向非技术工人的，则技术进步对要素价格的效应会表现为技术工人工
资的相对下降和非技术工人工资的相对上升。
利用外资、技术进步、要素禀赋等因素，都可能使得国内技术工人相对工资上升、
非技术工人相对工资下降。在上述因素导致技术工人相对工资上升的情况下，国内的
理性的居民成为技术工人的愿望增加，从而导致国内的技术工人的数量（比例）是内
生的，并且随着利用外资的增加和技术进步增大，工资差距的扩大在一定情况下，使
得经济中的收入不平等加剧，吉尼系数增加。
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43
4.2 理论模型
本部分构造了一个理论模型，将外商直接投资和技术进步放在一个框架中考虑，
考察这些因素对工资的效应，同时，考虑居民的效用和选择，分析技术工人的数量的
内生决定对工资水平的影响。
4.2.1 生产部门
假设经济中有两个生产部门：X、Y；三种生产要素：技术工人（H）、非技术工人
（L）和资本（K）；
生产函数分别为：
( , )
( , , )
y y y
x x x
Y f H L
X f H L K
=
=
其中Hx,Hy分别为X ,Y 部门中所使用的技术工人数量；Lx ,Ly分别为X ,Y 部门中所使
用的非技术工人数量； K 为X 部门中所使用的资本数量，本文指外商直接投资。
相对于生产部门Y，生产部门X 是技术工人密集的；
我们先假设外商直接投资进入到密集使用技术工人的产业领域，观察这两因素对
技术工人相对工资的效应。如果外国直接投资进入到密集使用非技术工人的领域，则
我们将会得出相反的结论。
两部门的成本函数分别为：
y y
x x x x
y y H L
x x x H L
c A w w
c A T w w r
a a
a b a b
-
- -
=
=
1
1
其中Ax , Ay为常数；
x T 为技术系数， x T 下降， x C 下降，表示发生了劳动节约型的技术进步； w w r H L , ,
分别为技术工人、非技术工人、资本的要素价格。
我们假设经济为小国开放经济，而且技术进步是部门偏向的，是偏向密集使用技
术工人的部门。同样，我们先观察技术工人密集部门的技术进步对技术工人相对工资
的效应，如果技术进步发生在非技术工人密集部门，则我们将会得到相反的结论。
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44
根据Shephard’s Lemma，单位产品中所使用的生产要素分别为：
x x x x
x x x x
x x x x
A T w w r
r
c
a
A T w w r
w
c
a
A T w w r
w
c
a
x x x x H L
x
kx
x x x H L
L
x
lx
x x x H L
H
x
hx
a b a b
a b a b
a b a b
a b
b
a
- -
- - -
- - -
= - -
¶
¶
=
=
¶
¶
=
=
¶
¶
=
(1 )
1 1
1 1
y y
y y
y y H L
L
y
ly
y y H L
H
y
hy
A w w
w
c
a
A w w
w
c
a
a a
a a
a
a
-
- -
= -
¶
¶
=
=
¶
¶
=
(1 )
1 1
其中hx lx kx a , a , a 分别为单位产品X 中所使用的技术工人、非技术工人和资本的数
量； hy ly a , a 分别为单位产品Y 中所使用的技术工人、非技术工人的数量。
由充分就业条件可得：
a X K
a X a Y L
a X a Y H
kx
lx ly
hx hy
=
+ =
+ =
（4.1）
其中H,L分别为经济中高技术工人和非技术工人的数量。
由零利润条件可得：
y y
x x
p c
p c
=
=
（4.2）
其中x y p , p 分别为产品X,Y 的价格。
令X
dX
X =
Ù
，表示变量X 的变动率；
对（1）做适当变化可得：
华中科技大学博士学位论文
45
kx
lx ly lx lx ly ly
hx hy hx hx hy hy
X K a
X Y L a a
X Y H a a
Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
= -
+ = - +
+ = - +
( )
( )
l l l l
l l l l
（1A）
（ 1A ） 表示产品X,Y 的产量变动和H, L,K 要素禀赋的变动和以
a hx a hy alx a ly akx
Ù Ù Ù Ù Ù
, , , , 所表示的生产技术变动之间的关系。
其中
,
J
a I ji
ji l =
（j=h,l;I=X,Y）
1 ( j H, L)
i
ji ål = =
ji l 表示产品j 中所使用的要素i 的份额；
根据两部门中要素密集程度的假设，可得：
hy ly
hx lx
l l
l l
p
f
对（2）做适当变化可得：
y y H y L
x x x H x L x x
p w w
p T w w r
Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
= + -
= + + + - -
(1 )
(1 )
a a
a b a b
（2A）
（2A）表示要素价格、技术变化和商品价格之间的关系。
y
y
ly L
ly
x x
x
kx
kx
x
x
lx L
lx
i
i
hi H
hi
p
a w
p
a r
p
a w
i X Y
p
a w
q a
q a b
q b
q a
= = -
= = - -
= =
= = =
1
1
,
ji q 表示单位产品i 的价格中要素j 所占的份额。
华中科技大学博士学位论文
46
根据两部门要素密集程度的假设，可得：
lx ly
hx hy
q q
q q
p
f
即：
x x x y
x y
a b a a
a a
1- - p 1- p 1-
f
我们分别用1x 2 x s ,s 表示产品X 中技术工人和非技术工人之间、技术工人和资本之
间的替代系数，用y s 表示产品Y 中技术工人和非技术工人之间的替代系数，则有：
L H
hy ly
y
H
hx kx
x
L H
hx lx
x
w w
a a
r w
a a
w w
a a
Ù Ù
Ù Ù
Ù Ù
Ù Ù
Ù Ù
Ù Ù
-
-
=
-
-
=
-
-
=
s
s
s
2
1
（4.3）
由以上替代关系可以得出：
( )
( )
( )
2
1
ly hy y L H
kx hx x H
lx hx x L H
a a w w
a a r w
a a w w
Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù
= - -
= - -
= - -
s
s
s
（4.4）
将（4.4）代入（4.3），整理后可得：
( ) ( )( )
( 1)( ) (1 )( )
( ) (1 )( )
1 2
1 2
1 2
kx x x L H x x x H
lx x x L H x x x H
hx x x L H x x x H
a w w r w
a w w r w
a w w r w
Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
= - - + -
= - - + - - -
= - + - - -
s b s a b
s b s a b
s b s a b
（4.5）
华中科技大学博士学位论文
47
( )
(1 )( )
ly y y L H
hy y y L H
a w w
a w w
Ù Ù Ù
Ù Ù Ù
= - -
= - -
s a
s a
（4.6）
将（4.5）（4.6）代入到（1A）可得：
[ ( ) ( )( )]
{ [ ( 1)( ) (1 )( )] [ ( )]}
{ [ ( ) (1 )( )] [ (1 )( )]}
1 2
1 2
1 2
x x L H x x x H
lx ly lx x x L H x x x H ly y y L H
hx hy hx x x L H x x x H hy y y L H
X K w w r w
X Y L w w r w w w
X Y H w w r w w w
Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
= - - - + -
+ = - - - + - - - + - -
+ = - - + - - - + - -
s b s a b
l l l s b s a b l s a
l l l s b s a b l s a
由（2A）可得：
y y H y L
x x x H x L x x
p w w
p T w w r
Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù
= + -
= + + + - -
(1 )
(1 )
a a
a b a b
以上组成了关于
Ù Ù Ù Ù Ù
wH ,wL , r, X,Y 五个未知数的五个方程
解以上方程组，可以得出：
ï ï ï ï ï
î
ï ï ï ï ï
í
ì
=
=
=
=
=
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù Ù
( , , , , , , , )
( , , , , , , , )
( , , , , , , , )
( , , , , , , , )
( , , , , , , , )
x y
x y
x y
L L x y
H H x y
Y Y T H L p p
X X T H L p p
r r T H L p p
w w T H L p p
w w T H L p p
l a b
l a b
l a b
l a b
l a b
（4.7）
应用（4.7）可以分析要素（含外商直接投资）禀赋的变化（
Ù Ù Ù
H, L,K ）、技术变化
（
Ù
T ）和商品价格的变化（ x y p p
Ù Ù
, ）对要素价格即技术工人和非技术工人工资
（wH wL
Ù Ù
, ）、两部门产量（
Ù Ù
X,Y ）的效应和影响。
我们着重分析外商直接投资的增加（
ÙK
）、劳动节约型的技术进步（
Ù
T ）对技术工
人和非技术工人的工资（wH wL
Ù Ù
, ）的效应。
由（2A）中第一式可得，
华中科技大学博士学位论文
48
x x
x x x H x L p T w w
r
a b
a b
- -
- - -
=
Ù Ù Ù Ù
Ù
1 （4.8）
由（1A）可以得到：
( )( ) ( )
( ) ( )( )
1 2
1 2
x H
ly
lx
x y y L H
ly
lx
ly
lx
ly
x x L H x x x H
K w w r w
L
Y
X K w w r w
Ù Ù Ù Ù Ù
Ù
Ù
Ù Ù Ù Ù Ù Ù
= - + + - - -
= - - + + -
s
l
l
s a s
l
l
l
l
l
s b s a b
（4.9）
将（4.8）和（4.9）代入（1A）中的第一式，整理后得：
x x
x x
x x
x
ly
lx
hx x hy
hx
ly
lx
hy
ly
hy
H
x x
x
x
ly
lx
x hy y y hx x hy
ly
lx
x hx x hy
ly
lx
hy
L
x x
x
x
ly
lx
x hy y y hx x hy
ly
lx
hy
p T
K
L
H
w
w
a b a b
s
l
l
l s l
l
l
l
l
l
l
a b
a
s
l
l
s l s a l s l
l
l
s l s l
l
l
l
a b
b
s
l
l
s l s a l s l
l
l
l
- -
-
- -
-
= - + - -
- -
+ - - - - - -
- -
+ - - -
Ù Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
1 1
( )
1
[ (1 ) ( )
}
1
{[ (1 )] ( )
2 2
2 2 1 2 2
1 2 2
由（2A）中第二式可得：
y L y H y w w p
Ù Ù Ù
(1-a ) +a =
为了方便，我们不妨设1 1 2 = = = x x y s s s
则上两式可以写成：
ï ï ï ï ï
î
ï ï ï ï ï
í
ì
- + =
- -
-
- -
-
= - + - -
- -
- + - + -
- -
+ - - -
Ù Ù Ù
Ù Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
y L y H y
x x
x x
x x
ly
lx
hx hy
hx
ly
lx
hy
ly
hy
H
x x
x
ly
lx
hx hy y hx hy
L
x x
x
ly
lx
hy y hx hy
ly
lx
hy
w w p
p T
K
L
H
w
w
a a
a b a b
l
l
l l
l
l
l
l
l
l
a b
a
l
l
l l a l l
a b
b
l
l
l a l l
l
l
l
(1 )
1 1
( )
]
1
[ (1 ) ( )
}
1
{[ (1 )] ( )
（4.10）
华中科技大学博士学位论文
49
令y
x x
x
ly
lx
hx hy y hx hy
y
x x
x
ly
lx
hy y hx hy
ly
lx
hy
a
a b
a
l
l
l l a l l
a
a b
b
l
l
l a l l
l
l
l
- -
- - - - -
-
- -
+ - - -
D = 1
(1 ) ( )
1
1
[ (1 )] ( )
利用关于两种产品中的要素密集程度的假设，可以证明：
D f 0
由（5.10）可得：
(11)
]
1 1
(1 )[ ( )
1 1
( )
1
1
[ (1 )] ( )
D
- -
-
- -
-
- - - + - -
=
D
- -
-
- -
-
- + - -
-
- -
+ - - -
=
Ù Ù
Ù
Ù
Ù Ù
Ù
Ù Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
x x
x x
x x
ly
lx
hx hy
hx
ly
lx
hy
ly
y hy
y
x x
x x
x x
ly
lx
hx hy
hx
ly
lx
hy
ly
hy
H
p T
K
L
E p y H
p
p T
K
L
H
y
x x
x
ly
lx
hy y hx hy
ly
lx
hy
w
a b a b
l
l
l l
l
l
l
l
l
a l
a b a b
l
l
l l
l
l
l
l
l
l
a
a b
b
l
l
l a l l
l
l
l
D
- -
- - - - -
- -
-
- -
-
- + - -
=
Ù
Ù Ù
Ù
Ù
Ù
Ù
y
x x
x
ly
lx
hx hy y hx hy
p
p T
H L K
w y
x x
x x
x x
ly
lx
hx hy
hx
ly
lx
hy
ly
hy
L
a
a b
a
l
l
l l a l l
a b a b
l
l l l
l
l
l l
l
l 1
(1 ) ( )
1 1
( )
D
-
- -
-
- -
-
- + - -
=
Ù
Ù Ù
Ù
Ù
Ù
p F
p T
H L K y y
x x
x x
x x
ly
lx
hx hy
hx
ly
lx
hy
ly
hy a
a b a b
l
l
l l
l
l
l l
l
l ]
1 1
[ ( )
（4.12）
其中
x x
x
ly
lx
hy y hx hy
ly
lx
hx hy
ly
lx
F hy
x x
x
ly
lx
hy y hx hy
ly
lx
E hy
a b
a
l
l
l a l l
l
l
l l
l
l
l
a b
b
l
l
l a l l
l
l
l
- -
= - - - - - -
- -
= + - - -
1
(1 ) ( )
1
[ (1 )] ( )
由于î
í
ì
hx lx
hy ly
l l
l l
f
p
，
华中科技大学博士学位论文
50
p 0 hx
ly
lx
hy l
l
l
l -
当其他因素不变时，
0 0; 0
0 0; 0
p f p
f f p
H L
H L
T w w
K w w
Ù Ù Ù
Ù Ù Ù
Þ
Þ
由此可知：
0; 0
0; 0
p f
f p
dT
dw
dT
dw
dK
dw
dK
dw
H L
H L
经过上述推理我们得出：
1）在外商直接投资进入技术工人密集部门的情况下，K 的增加，即外商直接投资
的增加，导致国内技术工人工资的上升和非技术工人工资的下降；
2）国内发生在技术工人密集部门的技术进步，导致国内技术工人工资的上升和非
技术工人工资的下降。
3）如果外商直接投资进入非技术工人密集部门的情况下，K 的增加，即外商直接
投资增加，导致国内非技术工人工资的上升和技术工人工资的下降；
4）国内发生在非技术工人密集部门的技术进步，导致国内非技术工人工资的上升
和技术工人工资的下降。
4.2.2 居民和政府
经济中的居民生活两期，数量不变，标准化为 1；
第一期，决定是否接受教育，若接受教育，则在第二期变为技术工人，但须支付
教育成本，教育成本包括两种，一种是实际支付的货币成本q,对每个接受教育的人
都是相同的；另一种是非货币机会成本q ，对不同的人员机会成本不同。对教育的机
会成本不同导致经济中居民的异质性。假设[ , ]
-
-
q Î q q ，分布密度为f (q) f 0；若不接
华中科技大学博士学位论文
51
受教育，则在第二期为非技术工人。不考虑第一期的消费。
居民的效用函数为
U c ( j H,L) j j j = -qd =
H L c , c 分别为技术工人和非技术工人的消费，
0
1
=
=
L
H
d
d
政府在经济中实施的政策包括：
1）税收：对收入征收税率为t 的所得税；
2）财政支出：无特定人群目标的支出g ；
3）教育方面的政策：对高技能工人和低技能工人分别征税（或补贴） H L T ,T 。
则居民面临的预算约束为：
c q (1 t )w T ( j H,L) j j j j + d = - + =
政府的预算约束为：
(1 ) [ (1 )] H H L H H H L H g + T S +T - S = tY = t w S + w - S （4.13）
当居民成为技术工人的效用大于成为非技术工人的效用时，居民成为技术工人，即：
t w w T T q
t w T q t w T
U U
H L H L
H H L L
H L
£ = - - + - -
- + - - ³ - +
³
(1 )( ) ( )
(1 ) (1 )
q q *
q
当q £ q * 时， 居民成为高技能工人，即经济中高技能工人的比重为
q q q
q
q
d f F SH ò
-
= =
*
( * ) ( )
当q ³ q *时，居民成为低技能工人，经济中的非技术工人比重为1 S 1 F(q * ) H - = - 。
代入（13）并整理可得：
华中科技大学博士学位论文
52
1 F(q )
g T tY
T T H
H L -
+ -
- =
（4.14）
q
F
g T t w F w F
t w w H H L
H L -
-
+ - + -
= - - +
1 ( )
[ ( ) (1 ( ))]
* (1 )( )
q
q q
q
（4.15）
q * 为一门槛值， q *增加，经济中技术工人的数量（比例）增加。
对（15）两边全微分，整理后可得：
dK
dw
dK
dw
F
t
dK
d
F
T T f
F
tf w w H L H L H - L
-
= -
-
-
-
-
-
+ ]
1 ( )
) [1
1 ( )
( ) ( )
1 ( )
( )( )
[1
*
q
q
q
q
q
q
（4.16）
对发展中国家而言，经济中的非技术工人的比重较大，一般要超过50%，而经济中的
所得税的税率不会超过50%，因此t p 1- F(q )。
通过上面的推理，我们可以得出如下结论：
当经济中对技术工人的补贴高于对非技术工人的补贴时，利用外资、在国内形成
生产能力的增加，将使经济中的技术工人的数量（比例）增加。在劳动力总量既定的
条件下，技术工人的供给是由企业、居民和政府共同作用的一个内生变量，它的增加
或减少取决与企业支付给技术工人的报酬、居民的跨期选择偏好以及政府的相关政
策。
4.2.3 政府政策和收入不平等
用吉尼系数来表示经济中的收入不平等状况。在洛伦兹图中，吉尼系数表示洛伦
兹曲线和对角线之间的部分。在本模型中，经济中只有技术工人和非技术工人两类，
因此洛伦兹曲线为一条折线。吉尼系数可以表示为：
1 ( )
( )(1 )
2
1
[1 ( )] ) ( )
2
1
2
1
2
*
* * *
q
q q q
x F
G F x F x F x
= - -
úû
ù
êë
= é - - - - -
其中：
Y
t w T F
x L L [(1- ) + ][1- (q * )]
=
华中科技大学博士学位论文
53
则
1 ( )
( )
( )
[(1 ) ][1 ( )]
1
*
*
*
*
q
q
q
q
F
tY g T F
T
F
Y
t w T F
G
H
L
L L
-
- -
=
-
- + -
= -
（4.17）
由上式可得：
0
0
0
f
f
p
g
G
T
G
T
G
H
L
¶
¶
¶
¶
¶
¶
经过上述推理，我们可以得到如下结论：
1）政府增加对非技术工人的转移支付，吉尼系数下降，缓解经济中收入不平等；
政府减少对技术工人的转移支付，减少对技术工人教育的补贴，吉尼系数下降，缓解
经济中收入不平等；
2）政府增加政府支出，但支出的目标不区分技术工人和非工人，使得吉尼系数上
升，经济中的收入不平等现象加剧。
4.3 计量模型
由于中国资本市场的不完善性和政府在收入分配方面的作用较弱，工资是中国就
业居民最主要的收入来源。同时由于外商直接投资主要集中在第二、第三产业，对第
一产业的影响较弱。考察外商直接投资对中国居民一般收入水平的影响实质就成为考
察外商直接投资对第二、第三产业职工工资12水平的影响。因而工资水平就成为衡量
中国居民收入水平的最重要指标。在这里，我们用全国居民工资水平作为居民一般收
12依据中国统计年鉴的指标解释：职工是指在国有、城镇集体、联营、股份制、外商和港、澳、台投资、其他单
位及其附属机构工作，并由其支付工资的各类人员。不包括下列人员：(1)乡镇企业就业人员；(2)私营企业就业
人员；(3)城镇个体劳动者；(4)离休、退休、退职人员；(5)再就业的离、退休人员；(6)民办教师；(7)在城镇单
位中工作的外方及港、澳、台人员；(8)其他按有关规定不列入职工统计范围的人员。(1998 年及以后的数据均为
在岗职工数据，其他相关指标如职工工资总额，职工平均工资等指标也从1998 年按此口径进行了相应调整)。
华中科技大学博士学位论文
54
入水平的一个替代。新古典经济学认为：如果劳动市场是竞争的，而企业只能接受既
定的市场工资和产品价格，则企业就会选择一个就业水平，使劳动的边际产品等于边
际工资，因为，只有在这一就业水平上，利润才能最大化。如果企业就业低于这一水
平，劳动的边际产品就将超过实际工资，企业就会增加对劳动的雇佣，直到增雇的工
人将劳动的边际产品降低到和实际工资相等时为止。13因而要考察外商直接投资对中
国居民收入水平的影响，就必须考察外商直接投资对中国居民工资水平的影响。
4.3.1 外商直接投资对工资水平产生影响的模型
一般认为，国际资本流动对发展中国家工资水平的影响可以通过如下的途径进行
传递：其一，外国资本的进入是发展中国家投资的有益补充，弥补了发展中国家在工
业化初期国内储蓄的不足，改变了发展中国家资本的禀赋状况，增加了就业和产出，
从而增加了居民的总收入和一般收入水平。其二，国际资本流动，尤其是外商直接投
资具有推动东道国技术进步的特征，从而改变了了东道国的资本——产出比14，进而
改变了东道国的劳动生产率，提高了东道国劳动者的一般收入水平。其三，外商直接
投资对东道国具有技术溢出效应，这种溢出效应主要通过劳动者人力资本的变动得到
体现，导致了劳动者素质的提高，提升了劳动者的收入水平。在前面的理论模型分析
中，进一步证明了外商直接投资对技术工人、非技术工人工资水平影响的差异。在这
里，我们以Cobb-Douglas 生产函数为基础展开分析。
Cobb-Dogglas 生产函数为:Q = A Ka Lb （4.18）
其中Q 代表产出、A 代表技术进步，K 代表生产中投入的资本、L 代表生产中投
入的劳动，a 、b 分别为资本和劳动的产出弹性，即资本和劳动对产出的贡献。在要
素边际收入递减的条件下，a 、b 通常小于1。在规模报酬递增的假定下，a + b ＞1。
13 高鸿业 西方经济学 北京 中国人民大学出版社 2002 644-648
14资本－产出比体现了资本和产出之间的联系，卡多尔（1961）认为，对于大多数主要工业化国家而言，在过去
的一个多世纪中，劳动、资本、产量的增长率大体上都是常数，产量和资本的增长率大致相等（从而资本－产出
近似为常数），且大于劳动的增长率。而发展经济学认为，当国家逐步变富时，资本对劳动的比率上升，因而资本
比劳动增长得快；而且如果资本报酬递减得话，资本－产出比还会上升。
华中科技大学博士学位论文
55
由于外商直接投资与技术的进步相联系，因而国内投资与外商直接投资具有不同
的产出特征，即外商直接投资与国内资本相比是异质的，因而外商直接投资与国内投
资相比具有不同的产出偏弹性，故必须分别设置。设定国内资本的产出偏弹性为a ，
外商直接投资的产出偏弹性则为g 。由于外商直接投资对发展中国家具有技术外溢特
性，且这种技术外溢是以人力资本的变动为特性，故单独设定人力资本，代表技术工
人。通过这些拓展，Cobb-Douglas 生产函数调整为：
Y = A Ka Lb (FDI) g H d （4.19）
其中，A 代表除外资、教育程度以外的其它影响技术进步的因素；
K 代表全社会固定资产投资扣除外商直接投资后的国内固定资产投资部分；
L 代表就业人数；
FDI 代表外商直接投资；
H 代表人力资本（即技术工人）；
且， g ＞0，d ＞0，
根据工资等于劳动的边际产出原理，对方程的劳动求导得到：
w ＝MP L ＝
L
Y
¶
¶ ＝b AK a L b-1 (FDI) g H d （4.20）
两边取对数，得到：
㏑w ＝㏑b + ㏑ A + a ㏑ K + ( b -1)㏑ L +g㏑ FDI + d ㏑ H （4.21）
令C = ㏑b + ㏑ A，C1＝a ， C2 ＝( b -1)， C3 ＝g， C4 ＝d
则有：
㏑w ＝ C + C1 ㏑ K + C2 ㏑ L + C3 ㏑ FDI + C4 ㏑ H （4.22）
通过上面的分析，我们对Cobb-Dogglas 生产函数进行拓展建立了一个分析外商
直接投资对东道国工资水平产生影响的基本分析框架。但由于Cobb-Dogglas 生产函
数在任一时间内只能观察到投入要素的一种组合，所以就存在一个将函数移动（技术
进步）和沿着函数曲线移动（要素集约性变化）区别开来的识别问题，否则就会歪曲
技术进步和要素投入对增长贡献的结果。由于我们研究的核心问题是一种要素对产出
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56
贡献的总体影响，因而不需要对技术的进步和要素集约的进步进行区分，只要能测算
出其整体贡献率即可。
表4-1 模型4.22 所需的相关数据（1983-2005 年）
年份
职工人数
L(万人)
高等学校毕业人
数H（万人）
职工平均工资
w （元）
外商直接投资/全社会固定资
产投资（FDI/⊿I）
1983 11515 33.5 826 0.012655
1984 11890 28.7 974 0.018015
1985 12358 31.6 1148 0.022586
1986 12809 39.3 1329 0.024829
1987 13214 53.2 1459 0.022715
1988 13608 55.3 1747 0.025008
1989 13742 57.6 1935 0.028957
1990 14059 61.4 2140 0.036925
1991 14508 61.4 2340 0.041544
1992 14792 60.4 2711 0.075129
1993 14849 57.1 3371 0.12128
1994 14849 63.7 4538 0.120197
1995 14908 80.5 5500 0.156518
1996 14845 83.9 6210 0.151403
1997 14668 82.9 6470 0.150423
1998 12337 83.0 7479 0.132504
1999 11773 84.8 8346 0.111799
2000 11259 95.0 9371 0.102393
2001 10792 103.6 10870 0.104266
2002 10558 133.7 12422 0.100357
2003 10492 187.7 14040 0.079699
2004 10576 239.1 16024 0.071203
2005 10776 306.8 18364 0.055666
数据来源：根据历年《中国统计年鉴》整理计算而得。
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57
表4-2 对方程4.22 的回归结果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 6.272283 2.210768 2.837151 0.0140
LOG(X1) 0.560437 0.086015 6.515556 0.0000
LOG(X2) -0.501180 0.201224 -2.490664 0.0271
LOG(X3) 0.102823 0.040870 2.515867 0.0258
LOG(X4) 0.189434 0.083337 2.273101 0.0406
AR(1) 1.111174 0.168258 6.604002 0.0000
AR(2) -0.871716 0.173797 -5.015699 0.0002
R-squared 0.998389 Mean dependent var 8.380017
Log likelihood 39.71571 F-statistic 1343.033
Durbin-Watson stat 1.838213 Prob(F-statistic) 0.000000
4.3.2 外商直接投资对中国居民收入影响的实证检验
下面，根据上述建立的模型，利用外商直接投资1983 年至2006 年的有关数据（见
表4-1）来分析外商直接投资对中国工资水平的影响。
在实证检验模型中所采用的时间数列为：
L：代表各年全国职工人数；
FDI：代表各年外商直接投资；
K：代表全社会固定资产投资中减去外商直接投资的国内固定资产投资部分；
H：代表人力资本，以每年高校毕业人数表示
w ：代表各年职工平均工资。
利用表4－1 中数据，将其输入Eviews5.0 进行回归分析得表4－2 的结果
根据表4－2，我们得到如下回归方程：
㏑w ＝ 6.27 + 0.56 ㏑ K - 0.5 ㏑ L + 0.1 ㏑ FDI + 0.19 ㏑ H （4.23）
（2.84） （6.52） （-2.49） （2.51） （2.27）
R 2 ＝0.998 F＝1343 DW＝1.838
从计量分析的结果看，各解释变量都以5％的显著性通过检验，方程的拟合优
度在0.99 以上，结果较为理想。方程4.23 表明：外商直接投资的参与对中国职工工
华中科技大学博士学位论文
58
资的平均水平影响为正。但其影响远小于资本和教育对职工的工资影响。具体而言，
外商直接投资每增加1 个百分点，中国职工平均工资增加0.1 个百分点；高校毕业生
每增加1 个百分点，职工平均工资就要增加0.19 个百分点；国内固定资产投资每增
加1 个百分点，职工平均工资水平增加0.56 个百分点。职工就业人数与职工平均工
资呈反方向变动，职工就业人数每提高1 个百分点，职工平均工资水平降低0.5 个百
分点。该方程的回归结果，说明如下问题：
1）该回归结果验证了理论分析中外商直接投资对技术工人和非技术工人工资收
入变动的假定。因为1995 年后外商直接投资在中国具有劳动节约型技术进步特征，
因而是一种偏向密集使用技术工人的技术进步。外商直接投资的进入会提高技术工人
工资水平，相对降低非技术工人工资水平。这可以通过作为单纯资本要素的外商直接
投资对工资收入变动的偏弹性和受教育程度对工资变动的偏弹性体现出来。
2）作为单纯资本的外商直接投资对中国非技术工人工资水平的提高具有积极效
应，但效应较为弱小。表明随着外商直接投资的增加，单纯的资本效应使非技术工人
收入水平的上升要相对低于其它要素带来的收入水平的增加。非技术工人的收入在相
对恶化。
3）教育水平代表的技术工人，在外商直接投资变动中，工资水平上升的偏弹性
较高。外商直接投资的技术外溢效应通过改变劳动者的劳动有效性提高了外商直接投
资企业职工的工资水平。而且劳动有效性对职工平均工资的影响几乎是单纯的资本要
素的外商直接投资影响的两倍。表明外商直接投资对中国职工工资水平的影响主要是
通过提高劳动者的生产技能和生产水平体现出来的。
4）国内固定资产投资对改善中国职工平均工资的积极作用最为显著，说明在目
前中国居民收入差距不断拉大的情况下，国内固定资产投资的增加是缩小社会收入差
距的重要力量，也是提升中国职工整体工资水平的重要力量。
5）职工就业人数与职工平均工资呈反方向变动。表明劳动节约型的外商直接投
资带来了对技术工人需求的上升，对非技术工人需求的减少，形成了技术工人对非技
术工人的替代。
华中科技大学博士学位论文
59
4.4 小结
本章在对建立模型思想进行阐述的基础上，推导了技术工人供给内生条件下工资
变动模型，并以此为基础构建了计量模型对外商直接投资影响中国居民收入水平的效
果进行了验证，实证检验支持了理论假说。
1）传统的国际要素价格均等化理论在解释中国的外商直接投资与居民收入变动
关系时，显得无能为力。按照该理论的观点，外商直接投资的大量进入会导致发展中
国家内部技术工人工资下降，非技术工人工资上升，国内工资差距缩小。而中国的现
实是，随着外商直接投资的大量进入，非技术工人工资增长速度相对下降，工资收入
差距拉大。如何对这一问题进行合理的解释，就成为理解外商直接投资对中国居民收
入水平产生影响的关键。
2）由于外商直接投资隐含的技术进步性质，使外商直接投资对东道国的异质性
劳动体现出不同的偏好。如外商直接投资偏好密集使用非技术工人的行业，将会增加
对非技术工人的需求，减少对技术工人的需求，从而导致非技术工人收入水平的上升
和技术工人收入的下降，缩小社会收入差距。反之则反是。
3）在充分就业和劳动供给以不变的外生增长率供给的假定下，对劳动需求的增
加将会导致工资水平的上涨。但现实的中国，一方面存在着知识失业，一方面存在着
技术工人收入随着外商直接投资的持续进入而不断上涨现象。与此同时，整个社会居
民消费水平和工资水平在GDP中所占比重呈下降态势。这种理论与现实的悖论对传统
的贸易理论、增长理论和分配理论提出了挑战。
4）在异质性劳动由于居民跨期选择偏好而能在技术工人和非技术工人之间进行
流动和转换时，技术工人的供给就演变成由企业支付的报酬、政府的鼓励补贴政策和
居民的跨期选择偏好共同决定的内生变量。劳动节约型外商直接投资为了满足对密集
使用技术工人需求的长期偏好，愿意在技术工人供给增加的条件下，以较高的报酬雇
用技术工人。政府为了缩小与发达国家间的技术差距，能更好的吸收外商直接投资带
来的技术溢出效应，愿意对技术工人进行转移支付，增加对技术工人的教育补贴。这
导致了发展中国家收入差距的拉大和收入现象的变化与传统经济理论的悖离。
华中科技大学博士学位论文
60
5）作为单纯资本的外商直接投资对中国非技术工人工资水平的提高具有积极效
应，但效应较为弱小。由于1995年后外商直接投资对中国密集使用技术工人产业的偏
好，即倾向于劳动节约型技术进步。外商直接投资的进入提高了技术工人工资水平，
相对降低了非技术工人工资水平。同时通过计量分析发现，技术工人的增加会对非技
术工人形成挤出效应。它表现在职工就业人数与职工平均工资的变化呈反向变动。
6）中国政府希望通过对教育的补贴来实现技术变革和技术创新能力的战略，客
观上拉大了中国居民收入的差距。
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61
5 外商直接投资对中国居民收入差距影响
外商直接投资对中国居民收入的影响既有水平效应，又有结构效应。但结构效应
要远大于水平效应，这点通过外商直接投资对中国居民收入水平影响的理论分析和实
证检验也得到验证。它是由外商直接投资隐含有技术进步特征、居民的跨期选择和政
府的政策共同决定的。但外商直接投资带来的结构效应，对中国居民收入差距的影响
到底有多大呢？
一般来说，发展中国家居民整体受教育程度较低，每十万人中受过高等教育的人
数所占比重远远低于发达国家。因而对发展中国家来说，智力缺失或知识缺失现象较
为严重。同时，由于发展中国家劳动力市场存在严重的结构失衡和发育不完善的问题，
使发展中国家又存在着大量的知识失业问题。外商直接投资的进入使这种情形进一步
恶化：一个受过较好教育的技术工人由于不愿意在非正规部门就业，往往要花费相当
长的时间寻找工作，因此他们更容易被计入公开失业者的行业；一旦他们被外商直接
投资雇佣，就会获得远高于社会平均工资的收入。“在泰国，70 年代和80 年代初期
大学毕业生失业率在20％－35％之间。在非洲，这个问题现在也越来越严重。”15外
商直接投资给发展中国家带来了收入结构的问题也是一个普遍现象。外商直接投资对
中国居民收入结构影响又如何呢，对我们的收入差距影响到底有多大呢，这是我们本
章所要解决的问题。
5.1 相关文献回顾
研究外商直接投资对一国收入结构的影响，其实质就是探讨外商直接投资对东道
国国内要素收入带来的是离散效应还是收敛效应。由于外商直接投资是一种捆绑着人
力资本、技术诀窍和工艺的特殊的生产要素，因而它对东道国要素收入的影响又有自
身的特性。
15 谭崇台 发展经济学 上海 上海人民出版社 1999 162-163
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62
5.1.1 商品的国际流动对生产要素收入敛散性的影响
最早对商品国际流动的收入敛散性进行研究的基本模型是赫克歇尔－俄林模型
（H-O 模型）。该模型通过两种商品、两种生产要素、两个国家和生产技术水平同质
的假定，得出随着商品贸易的发展，商品输出国和输入国要素价格会趋于均等的结论。
该理论一度成为指导各国进行国际贸易的基石。1953 年Samuelson 通过将假定拓展
为多要素、多商品对H-O 模型进行了发展。发现：在商品和要素数量相等的条件下，
国际贸易会导致要素价格均等化；在要素数量多于商品数量的条件下，要素价格在国
际间并不趋于收敛。Jones 和Scheinkman(1977)通过对假定的进一步放宽使之更为接
近现实对H-O-S 模型进行了拓展，他们发现，在两种要素、两种商品条件下成立的许
多性质，在多要素、多商品条件下都不成立。即在现实经济生活中，国际贸易导致世
界范围内的要素价格均等化的结论是很难成立的。因而商品的国际流动对参与国要素
收入的敛散性也是未知的。
为了理清国际贸易对参与国要素收入敛散性的影响，1994 年Bhagwati and
Kisters 通过对Stolper-Samuelson16法则进行拓展来解释开放经济条件下的国际贸
易的技术影响，他们发现自由贸易能够提升技术工人工资率，同时降低非技术工人的
工资率。他们的这一观点得到了Hussein and de Mello Jr(1999),Deardorff and
Shimonura(1998)，Basu(1998)等人的支持。
1995 年Richardson 建立了一个将国际贸易、技术和工资收入纳入一体的模型来
对国际贸易影响劳动要素收入的情况进行分析，通过该模型他得出了与Bhagwati and
Kisters 相异的结论：国际贸易在减少东道国劳动收入差距方面具有一定的影响。因
为国际贸易是一国经济增长的动力，他能通过推动东道国经济增长从而使技术工人和
非技术工人的收入都得到提高。
因而，商品的国际流动对生产要素收入敛散性的影响无论是从理论分析，还是实
证研究上都没有得出一致认可的结论。各个研究都只是在自己特定的假定和模型基础
上才成立。
16 即赫克歇尔－俄林－萨缪尔逊要素均等化理论。
华中科技大学博士学位论文
63
5.1.2 生产要素的国际流动对东道国生产要素收入敛散性的影响
关于生产要素的国际流动，尤其是外商直接投资的流动对东道国要素收入的影响
也存在着截然对立的两种观点。一种是“现代化”假说。该假说认为尽管外商直接投
资在一开始只集中于东道国的少数几个关键性或主导行业，刺激了这些行业的快速发
展，并会拉大技术工人与非技术工人的收入差距。但从长远来看，外商直接投资带来
的增长效应将会使东道国的收入分配趋于平等。另一种是“依赖”假说。该假说认为
由于外商直接投资与先进的技术、管理经验和生产诀窍紧密联系在一起，在外资部门
工作的人员会逐渐形成相对于东道国来说的“劳动精英”，他们的工资比正常部门的
工资会高出很多。虽然这在某种程度上会刺激东道国国内企业相应提高工资水平，但
由于外资企业更倾向于资本密集企业，从而会导致失业的增加，结果是收入不平等程
度的加大而不是缩小。
由于在理论分析上存在着分歧，许多学者就转入了生产要素国际流动对东道国要
素收入影响的实证分析，尤其是外商直接投资对东道国要素收入影响的实证分析。
Feenstra and Hanson（1997）研究了墨西哥Maquiladoras 地区1975 年－1988 年外
商直接投资对工资收入差距的影响。他们认为外商直接投资在长期内有一个提高技术
工人工资率的趋势。他们的结果支持外商直接投资增加了东道国对技术工人需求，这
样就会提高技术工人工资率的假说。Markusen and Venables（1997）建立了一个工
资收入在国别间存在差距的国际直接投资流动模型。通过传统的2*2 模型框架（H-O
模型），他们发现如果两国间在规模和要素禀赋方面趋同，外商直接投资将会拉大技
术工人和非技术工人的收入差距。Rama（2001）的研究显示，在发展中国家，外商直
接投资增加了技术工人与非技术工人的收入差距，这成为发展中国家收入不平等的一
个重要来源。Rama(2003)的实证又发现，尽管外商直接投资对平均工资短期效应是积
极的，但在长期，这一效应会逐渐消失。然而对为什么会出现这种情况，他没有做出
合理的解释。
Lipsey and Sjoholm（2001）通过对印度尼西亚国内企业与外商直接投资企业间
的工资率与企业所有制、员工受教育程度、部门、所处区位等的直接回归，认为外商
直接投资提高了所有部门和企业的工资水平，并推动了整个印度尼西亚的经济增长。
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64
理论分析和实证研究对生产要素的国际流动，尤其是外商直接投资对东道国生产
要素收入敛散性的影响依然没有普遍认可的结论。Heimenz 认为，理论与实证结果存
在分歧的主要原因在于外商直接投资的性质。因为它不仅是一种简单的生产要素，它
还捆绑着人力资本、技术诀窍和工艺，外商直接投资引起的更多是资本密集型产品的
生产，特别是外商直接投资带来的技术进步需要东道国劳动者人力资本的适时升级，
这样一方面提高了东道国对人力资本的需求以及它的报酬，另一方面又降低了对非熟
练劳动力的需求和报酬。受到良好培训的专业人才才能得到高薪，而非熟练劳动的重
要性相对减少。Nunnenkamp and Thiele(2004)又特别指出，由于贫困人口受教育的
机会有限，他们的就业机会进一步恶化。因而在考虑外商直接投资对东道国收入差距
的影响时，必须结合东道国教育均等化的特征进行分析，那些拥有不均等教育分布特
征的东道国，外商直接投资将使东道国劳动收入趋于离散；而对拥有均等教育分布特
征的东道国，外商直接投资将会使东道国劳动收入趋于收敛。
我国的学者也对外商直接投资对中国收入差距的影响进行了研究，目前这些研究
还处于起步阶段。这些研究中有的认为外商直接投资加大了中国收入的不均衡性，如
范言慧、段军山（2003），赵耀辉（2001），方慧、刘宏杰（2005），周华（2006）等。
有的认为外商直接投资是否加大了中国收入的不均衡性，不能一概而论，要对外商直
接投资的阶段和外商直接投资的性质展开分析后才能做出判断，如沈毅俊、潘申彪
（2007）等。他们的研究有的是建立在对相关数据的直接回归之上，有的是建立在模
型分析基础之上的回归分析中。对前者而言单纯的回归分析的解释力度是存在欠缺
的，因为在中国的改革开放过程中，许多宏观变量都发生了强力的趋势变化，任意两
个宏观变量之间可能都有较好的拟合性，但两者之间的实际经济关联可能很少。在建
模分析的文献中，有许多思路和建议值得我们仔细思考，如周华对Cobb－Douglas 函
数拓展方式和分析方法，都对我们进一步展开研究具有启迪意义。
5.2 理论分析和模型的建立
外商直接投资对一国要素收入的影响到底是离散的还是收敛的呢？通过上述文
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65
献回顾我们可以发现在这一问题上国内外学者都没有取得绝大多数人一致认同的成
果。每一研究的成立都以研究的前提假定为基础。但在分析中一般都考虑进了外商直
接投资所带来的技术进步、外商直接投资对东道国就业的影响、东道国吸收外商直接
投资技术进步的能力三个基本因素。
外商直接投资与技术进步紧密相连，表明传统的以边际报酬递减为基础的新古典
生产函数必须得到拓展；在中国存在无限供给的非技术工人条件下，充分就业和资源
得到充分利用的假定必须修订。考虑到中国吸收外商直接投资技术进步能力的问题，
我们在模型中必须考虑非技术工人向技术工人流动的问题。
为了分析的方便，我们依然以新古典生产函数入手：
首先假定一个封闭经济体，该经济体不存在人口的增长，即不存在劳动供给的增
加；劳动要素具有专用性，即不存在非技术工人向技术工人的流动；经济体内不存在
内生的技术进步，即技术进步具有外生性。
假定该经济体中由三个消费者——A、B、C构成，采用Cobb－Douglas生产函数形
式，总量生产函数由单个生产函数加总。则有：
Q＝Ka L b (5.1)
其中，a 代表生产中的资本份额，且a ＞0，即资本对生产的贡献为正值；b 代
表生产中的劳动份额，且b ＞0，即所有的劳动都是有效劳动；同时还满足a + b ＞1。
K代表资本，L代表劳动。消费者A、B构成所有的劳动投入。A是熟练工人即技术工人，
B是非熟练工人即非技术工人。其劳动的投入各自为LA、LB ；A和B的劳动报酬，即工
资，分别用A w 和B w 来表示，消费者C拥有的资本为KC ；资本的报酬，即利息用g 来
表示。在该模型中，所有的投入被充分使用，所有的要素都按其边际贡献获取收入。
因此KC＝ K ，LA+LB＝ L , K 代表国内资本总额， L 代表国内劳动总额。
由于加总生产函数的性质，它要求要素边际收益递减的条件得到满足，故该函数
要满足：
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66
lim
K®¥
F¢(K) =0 = ¥
²
®
lim ( )
0
F K
k
在最初的封闭经济中，假设消费者C的收入高于消费者A和B，而A和B之间的收入
差距很小，这里假设为0，这意味着a ﹥1/3
为了推导经济中的收入分配，我们首先推导每个消费者的收入，根据生产函数和
成本理论，资本所有者追求成本最小化，即：
Min（ g K+w L） (5.2)
s.t a
C K （LA + LB） b ＝Q
根据要素被充分利用的假设，可以得到最优产出：
Q* = (K*)a (L*) b (5.3)
因此，在局部均衡的条件下，消费者A和B的收入为w *d-a Q*/2，消费者C的收入
为g *d- b Q*，其中d＝KC/(LA + LB)。为了考察对收入分配的影响，本文采用了变异系
数，等同于样本标准差除以样本平均数。根据以上三位消费者的收入，利用样本平均
数（ úû
ù
êë
é
-a
w
1
* b
úû
ù
êë
é
b
g * a
3
Q* ）和样本标准差（ úû
ù
êë
é
-a
v
1
* b
úû
ù
êë
é
a
g * a
úû
ù
êë
é -
3 2
Q* (3a 1) ），封
闭经济中变异系数为：
CVcloset = (3 1)
2
1
a - (5.4)
在开放经济条件下，由于劳动和资本可以自由流动，因而我们就必须将上述生产
函数进行拓展，重新推导在开放经济条件下的变异系数。为了分析的方便，我们假定
只有国际资本的流动，而没有劳动力的国际流动，且外资流入量设定为KF，和封闭经
济一样，企业根据生产函数和成本理论追求成本最小化。这时生产函数可写为：
Min（ g K+w L） (5.5)
s.t ( ) C f K + K a （LA + LB）b ＝Q
在资源充分利用的情况下，开放经济体中的最优产出为Q0。由于资本的增加和劳
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67
动的固定，资本的租金率从g *下降为g 0，劳动者的工资从w *上升为w0。消费者A
和B的新收入为w0 d-a Q0/2，消费者C的收入为g 0 d- b Q0。在开放经济条件下收入的
平均数和标准差分别为（ ú
û
ù
êë
é
-a
w
1
0 b
úû
ù
êë
é
b
g 0 a
3
Q0 ） 和
（ ú
û
ù
êë
é
-a
v
1
0 b
úû
ù
êë
é
a
g 0 a
úû
ù
êë
é -
3 2
Q0 (3a 1)
-
3
2 0
F g K ），
则开放经济中的变异系数为：
CVFDI ＝
[ ]
F
F
Q K
Q K
0 0
0 0
0 0
0 0
) ( )
1
(
) ( ) ( (3 1) 2
1
(
2
1
g
a
g
a
w
a g
a
g
a
v
b
b a
- ú
û
ù
êë
é
-
- ú
û
ù
êë
é
-
-
(5.6)
将封闭条件下的变异系数与外商直接投资流入的变异系数相减，得其差额为：
CVFDI-CVcloset =
- t
-
n
a n
*
2
3(1 ) ， (5.7)
其中：n ＝ F K 0 g ,t= ú
û
ù
êë
é
-a
v
1
0 b
úû
ù
êë
é
a
g 0 a
a
g 0 ( )
0 C F K K
Q
+
在a + b ≤1，且a 、b ＞0条件下，
2
3(1-a) ＞0一定成立。
由于
2
3(1-a) ＞0，所以变异系数之差取决于v＞t或者v＜t。简化后，毫无疑问t
大于v。这使得两个变异系数之差为负。这表明在规模报酬不变或递减的条件下，封
闭经济中外商直接投资的一次性进入会减少收入的不平等。
长期内，不存在人口增长和技术进步以及劳动要素专用，即技术工人A和技术工
人B之间不存在流动的条件下，外商直接投资的持续进入，会使资本的收益g 趋于不
断的下降态，劳动者的收入w 处于不断的上升状态。在局部均衡中直至资本和劳动的
收益相等，即l = w。从这个角度来看，长期内外商直接投资的进入有利于东道国要
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68
素收入的收敛。
在a + b ＞1，且a 、b ＞0的条件下，即我们考虑到外商直接投资不仅仅是一种
单纯的资本流动，在这种资本流动中还附加着新产品、新工艺和先进的管理经验等技
术知识方面的因素，即技术进步的因素时，那么
2
3(1-a) 是否大于0就要具体分析了。
假定在局部均衡中，l = w是外商直接投资流入的均衡点，那么外商直接投资的不断
进入，就会增加对技术工人LA的需求。在供给既定，需求增加的条件下，消费者A和B
的收入就会发生变化，即A w 不再等于B w ，而会逐渐演变为A B w f w ,这样在长期内，
外商直接投资减少了劳动要素和资本要素的收入差距，但同时增加了技术工人和非技
术工人的收入差距。这时衡量外商直接投资对东道国一般收入水平的影响时，就要考
虑到要素异质性的问题，以及资本和劳动对外商直接投资的收入弹性问题。
5.3 外商直接投资对中国居民收入差距影响的实证检验
通过上面的分析，我们明白在短期内外商直接投资对一国的收入具有收敛性的影
响，即使一国收入差距减小。在长期内外商直接投资对一个国的收入的影响到底是收
敛的还是离散的取决于外商直接投资带来的技术进步程度。为了进一步说明外商直接
投资对中国收入结构的影响，我们根据Tsai(1995)；Wu.Golan和Perloff(2002)中影
响一国吉尼系数的潜在因素来设置计量方程5.8，运用中国30个省市自治区直辖市
1985－2005年的面板数据，建立固定效应计量模型来进行检验。吉尼系数是1922年意
大利经济学家吉尼，根据洛伦茨曲线推导出的一个定量测定经济体内收入分配差异程
度的综合指标。它的取值在0和1之间，数值越大，表明一个国家或地区收入不平等程
度越高。联合国开发计划署认为，吉尼系数在0.2-0.3之间表示社会分配比较平均；
在0.3-0.4之间表示收入分配相对合理；在0.4-0.5之间表明社会收入分配差距较大；
0.6以上表明收入差距悬殊。因而通过外商直接投资对我国吉尼系数变动影响分析，
可以综合考察外商直接投资对我国一般收入水平差距的影响。
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69
GINI = C0 + C1FDI + C2CGP + C3INV + C4GOV + +C5UNE + C6LIT + m (5.8)
其中FDI代表外商直接投资企业就业人数在全国职工人数中所占比重；
CGP代表地区生产总值；
INV为外商直接投资企业以外就业人数在总就业人数中的比重；
GOV为公共支出占地区生产总值的比重；
UNE为城镇登记失业率；
LIT为文盲率。
在一国或一个经济体中，投资的增加意味着有更多的人就业，从而使收入不平等
的程度有所下降。但是由于投资的区域性和行业性差异，尤其是外商直接投资对异质
性劳动要求的差异，又会导致不平等程度的增加。政府支出的效应与国内投资的效应
类似，其对不平等程度的影响由政府部门支出的倾向性而定。对于失业率而言，直观
上有更多的人失去工作，就会减少这些家庭的收入，因而失业率和吉尼系数存在着正
相关。对于教育而言，研究表明，教育程度的提高有助于提高居民的收入水平，因而
与受教育相对应的文盲率与吉尼系数正相关。
为了确定使用固定效应模型与数据是否相符，先对数据进行Hausman检验，检验结
果表明采用固定模型是适合的(检验值为13.059，统计量服从自由度为3的卡方分布)。
因此按照模型5.8以历年《中国统计年鉴》相关数据，吉尼系数以世界银行发展研究
组公布的数据为标准进行了回归，结果见表5－1。
表5－1 方程5.8回归结果汇总表
变量 边际效应 t统计量 标准差
FDI 0.0188 0.309 0.13
CGP －0.6523 －0.001 －0.02
INV 0.0086 0.008 0.28
GOV 0.3158 0.097 0.16
UNE 0.0191 9.0076 0.08
LIT 0.1169 0.009 0.02
资料来源：根据Eviews5.0计算而得
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70
从上述系数看，外商直接投资和吉尼系数的关系为正相关，即随着外商直接投资
的增多，吉尼系数提高，不平等程度加深。系数表明，外商直接投资的标准差提高1，
会增加收入不平等0.13的标准差。考虑到解释变量的性质，说明外商直接投资对收入
分配的影响还是很大的。
再看其它的解释变量，地区生产总值与吉尼系数为负相关，尽管其系数很小，但
表明地区生产总值的提高最终有利于改善收入分配，但效果并不明显。相反，政府支
出和国内投资却提高了收入分配的差距。这可能与政府支出用在某些特定部门或者政
府支出的受众有限有关，国内投资的区域性和行业性差异也导致了收入的不平等。可
见政府支出和国内投资虽然会促进经济增长，但对改善收入分配并没有起到促进作
用，对于文盲率而言，它们和吉尼系数正相关这正好符合我们之前的预期。但上述结
果的解释力极其有限，因为t统计量都太小。我们只能取其趋势性来进行研判。
由于上述回归的非限制性，同时也为了考察外商直接投资对不同区域收入分配的
影响，下面将模型中引入地区虚拟变量，将中国分成东部、中部和西部（划分标准遵
循中国经济地理中的标准划分方法）重新回归，回归结果见表5－2。
区域分析的结果显示，外商直接投资增加了所有地区的不平等。在东部地区，外
商直接投资的标准差提高1，增加收入不平等的0.47的标准差。在西部地区，外商直
接投资的标准差提高1，提高收入不平等的标准差0.06.在中部地区，外商直接投资的
标准差提高1，降低收入不平等0.28个标准差。但由于模型的相关检验统计量较差，
其结果的说服力依然较差。
表5－2 地区和趋势变量回归结果
变量 第一次回归结果 第二次回归结果 第三次回归结果
FDI －0.002(-2069) 0.003(1.17) 0，005（1.77）
东部 -0.01(-3.5) －0.01（－3.18）
中部 -0.003(-1.15) －0.003（－1.62）
西部 0.01（2.12） 0.01（2.27）
FDI趋势 0.001（2.00）
资料来源：根据Eviews5.0计算而得
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71
由于在1985年到2005年的时间里，中国引入外商直接投资的规模不断提高，同时
中国的经济结构也发生了变化，其中包括生产力的提高和资本的积累。因此为了进一
步研究上述结果是否随着时间的变化而变化，在引入地区虚拟变量的同时，引入FDI
的趋势变量，对原方程重新回归（见表5－2）。该变量为正，表明随着时间的推移，
外商直接投资数量的增加，对收入不平等的提高效应在加剧。加入时间趋势的回归解
释力较强，因为其相关检验统计量较高。
5.4 小结
本节通过理论分析和实证检验两个角度分析了外商直接投资对中国收入差距的
影响。由于外商直接投资具有资本和技术的双重属性，外商直接投资带来的技术进步
会增加对技术工人的需求，在技术工人的供给由居民、企业和政府共同决定的内生条
件下，技术工人的收入会高于市场均衡价格。同时，外商直接投资带来的技术外溢效
应会对中国的产业结构的提升具有一定的积极效果，从而导致整个产业对非技术工人
需求的减少，从而减少了非技术工人的收入，进而增加了收入的不平等。同时在实证
检验中，模型同时考虑了区域和时间因素，证明了外商直接投资对我国不同地区具有
不同影响，且随着时间的推移，其影响在加剧。本节的实证分析虽然由于相关检验统
计量的不高受到一定程度的制约，但实证分析的结论基本验证了理论模型的结果。另
外从回归分析中，我们还看到了不同要素对收入结构不同的影响，因此可以为解决我
国日益严重的收入分配结构问题提供一些启示：
首先，从外商直接投资的流向和分布来看，由于外商直接投资存在着地域差异，
带来了地区间经济发展的差异，从而拉大了区域收入差距。但这并不意味着我国可以
不参加国际分工和国际资本流动中去，而是在引进外商直接投资时，注意引导外商直
接投资的流向，注意解决中国经济发展中资本存量不均衡的问题。
其次，外商直接投资带来的技术外溢效应加大了技术工人和非技术工人收入的差
距，加大了经济发达地区和不发达地区经济差距和收入差距。但这并不意味着我国可
以关起门来搞建设，不注意吸收国外先进技术，而是要中央和各地政府制定与各地经
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72
济社会发展水平相适应的产业政策，更好的迎接国际产业转移，通过引进与本地经济
和社会发展相适应的外国直接投资，更好的推动本地区经济建设和发展，才是最终解
决收入差距的道路。
再次，从各地经济发展对降低吉尼系数的影响来看，经济发展始终是解决收入分
配问题和收入结构问题的有效途径。
最后，我们要认识到文盲率与收入差距不断拉升的内在必然性。随着外商直接投
资对技术工人需求的不断上涨，整个中国产业结构不断升级，非技术工人获取社会平
均工资的收入能力和机会越来越少。要最终实现收入结构的合理化，教育尤其是职业
教育要逐渐成为国民教育体系的一个重要基石。
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73
6 外商直接投资对决定中国居民收入关键变量的影响
在技术工人供给内生化的假定基础上，我们检验了外商直接投资对中国居民收入
水平和收入差距的影响，证明了由于外商直接投资劳动节约型特征导致的技术工人收
入增长快于非技术工人收入增长引起的中国居民收入水平和收入差距变动。但这种变
动是由哪些中间变量传导的呢？
从要素分配理论的角度来看，外商直接投资对居民收入的影响是通过改变资本禀
赋状况、资本—产出比率和劳动生产率的水平17来实现的。具体来讲就是通过影响东
道国就业水平、生产技术水平和劳动者的生产效率来实现的。外商直接投资是如何影
响中国的这些变量？影响程度又如何呢？这是本章将要解决的问题。
6.1 外商直接投资对中国国内就业的影响
6.1.1 外商直接投资两个发展阶段的确定及其对中国就业的影响
1）外商直接投资对中国就业影响的两个发展阶段的确定
在前面的分析中，我们依据外商直接投资进入中国的规模、区域、行业以及中国
政府对外商直接投资政策的变化，我们把外商直接投资在中国的发展划分为：起步阶
段、稳步发展阶段、高速增长阶段和调整与提高四个阶段。这种划分方法虽然能有效
地描述外商直接投资在中国发展的动态过程及其发展特征，但不能有助于我们描述外
商直接投资的发展变化对中国国内就业的影响。因而，我们还必须将外商直接投资及
外商直接投资带来的就业变化结合起来进行考察。根据中国统计年鉴的相关数据（见
表6-1）及图6-1，我们发现外商直接投资就业人数在全国就业人数18中所占比重与中
国各年吸收的外商直接投资数
17 Yang（1994）应用详尽的增长因素分析论证了在过去30 多年里中国的香港、新加坡、韩国与中国的台湾异常
迅速的增长率几乎全部都是由于投资增加、劳动力参与率提高和劳动力素质的改善，而不是由于技术进步或影响
索罗剩余的其它因素所导致的。Joseph .E.stiglitz（1997）在《东亚奇迹的反思》一文中进一步强调了外商直
接投资对东亚经济增长的重要作用。
18 依据中国统计年鉴资料，外商直接投资对中国就业的影响主要集中在“全国职工”统计口径内，因而在这里用
全国职工数对中国就业数进行了替代。
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74
表6-1 1983-2005 年间中国全国就业人数、FDI 企业就业人数及相关比重
年份
全国就业人
数（万人）
外商企业
从业人数
（万人）
实际利用外资
金额（亿元人民
币）
外商企业从业人数
在全国就业中所占
比重％）
LN（FDI）
1983 11515 18.10 2.90
1984 11890 33.02 3.50
1985 12358 6.00 57.44 0.05 4.05
1986 12809 13.00 77.48 0.10 4.35
1987 13214 21.00 86.13 0.16 4.46
1988 13608 31.00 118.88 0.23 4.78
1989 13742 47.00 127.71 0.34 4.85
1990 14059 66.00 166.79 0.47 5.12
1991 14508 165.00 232.42 1.14 5.45
1992 14792 221.00 607.05 1.49 6.41
1993 14849 288.00 1585.41 1.94 7.37
1994 14849 406.00 2048.41 2.73 7.62
1995 14908 513.00 3133.38 3.44 8.05
1996 14845 540.00 3469.18 3.64 8.15
1997 14668 581.00 3751.71 3.96 8.23
1998 12337 587.00 3763.93 4.76 8.23
1999 11773 612.10 3337.73 5.20 8.11
2000 11259 642.28 3370.55 5.70 8.12
2001 10792 670.90 3880.09 6.22 8.26
2002 10558 757.50 4365.54 7.17 8.38
2003 10492 863.13 4428.61 8.23 8.40
2004 10576 1032.80 5018.22 9.77 8.52
2005 10776 1245.23 4941.64 11.56 8.51
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》资料整理计算而得
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75
量的自然对数值变动图，在1985-1995 年这一段时间内具有变动趋势和变动方向上的
一致性。而在1995 年后呈反方向变动趋势。通过图形观察并结合前面的阶段分析，
我们初步推测1995 年可能为外商直接投资对中国就业影响的一结构性突变点19。为检
验这一突变点的存在性，我们构建如下回归方程：
Y = a +bLN(X) + m （6.1）
其中Y 表示外商直接投资就业人口在全国就业人口中所占比重，X 表示各年中国
吸收的外商直接投资数量，m 为扰动项。通过利用Eviews5.0 软件中的Chow 的稳定
性检验，得出如下结果：
表：6－2 1995年外商直接投资对中国就业影响的突变点存在性检验结果
Chow Breakpoint Test: 1995
F-statistic 39.30260 Probability 0.000000
Log likelihood ratio 36.26729 Probability 0.000000
资料来源：通过 Eviews5.0 计算而得。
这表明 1995 年为一突变点的判断成立。说明外商直接投资对中国就业的影响在
1995 年之前和1995 年之后具有明显的差别。因而将外商直接投资对中国就业的影响
区分为1983-1995 和1996 至今这两个阶段是比较合理的。
0
2
4
6
8
10
12
14
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
LFDI/L LNFDI
图6-1 1985-2005 年FDI 就业人数在全国就业人数中所占比重及LNFDI 的变动图
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》资料整理计算而得
19 是 1960 年由邹至庄提出的，用于检验模型参数在样本范围内某一点是否发生变化。
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76
2）外商直接投资的两个发展阶段对中国就业的影响
在1983 至1995 年的第一个发展阶段，外商直接投资的就业数量年均增长率为
59.9％，年均实际利用外资额度为128.8 亿美元，作为对比的第二阶段两个指数分别
为6.81％和405.6 亿美元。通过分析可以发现，第二阶段年均实际利用外资金额大
大超过了第一阶段利用外商直接投资金额总和，而第二阶段仅平均增加就业人数20
万左右。第二阶段外商直接投资对我国的直接就业效应已不再明显。这一就业效应的
变迁与外商直接投资在我国的实际发展是相伴而生的。在第一阶段外商直接投资主要
是为了利用我国廉价的劳动力而纷纷将劳动密集型的加工装配产业转移到我国，主要
从事加工贸易，是国际产业转移过程中的产品转移阶段。外商直接投资的重点为服装、
鞋类、电子元件、塑料制成品等劳动密集型加工行业。这些行业技术含量低、对非技
术性劳动力的需求比较大，因此在第一阶段，随着外商直接投资的增加，对我国的直
接就业效应较为明显。
在第二阶段，随着外商直接投资的调整，尤其是90 年代后半期，外商直接投资
数量中有60％的集中到资本和技术密集型产业中(UNCTAD 1993),而资本密集型和技
术密集型产业主要对高素质、拥有一技之长的劳动力，即技术工人需求较大。所以
90 年代后半期，虽然外商直接投资的总量在不断增加，但所投资的资本中用于购买
劳动力部分的资本逐渐减少。这一时期，大型跨国公司的投资项目大多数开始进入我
国产业结构升级过程中大力发展的产业，跨国公司投资最为密集的行业为微电子、汽
车制造、家用电器、通讯设备、化工等行业。这些都是技术、资金相对密集的行业。
同时，基于全球发展战略的考虑，跨国公司来我国投资很大程度上是为了实现其全球
战略布局，即这时的外商直接投资对中国的投资是国际产业转移中的生产转移、过程
转移阶段和部分服务转移。特别是加入WTO 后，外商直接投资环境明显改善，一大批
大型跨国公司纷纷登陆我国，到2004 年世界500 强已有400 多家在我国投资设厂。
这些跨国公司的投资，多分布于资本、技术密集型行业，资本有机构成高。据中国社
科院的调查证明，1997 年仅有13％的跨国公司使用了先进技术，约30％的跨国公司
把淘汰技术转移到我国，到2001 年，由于我国市场上竞争激烈，世界500 强企业中
已有40％把其先进技术拿到中国使用。
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77
总体来看，在第一阶段，由于外商直接投资主要投资于我国劳动密集型行业，对
非技术劳动力需求比较大，因而对我国的就业效应比较明显，但随着我国产业结构升
级和外商直接投资战略的变化，在第二阶段外商直接投资对我国技术性劳动力需求量
开始变大，但每一单位投资所吸纳的就业人数已明显不如第一阶段。
3）两个阶段外商直接投资对中国就业直接影响的回归分析
为了进一步说明外商直接投资在两个不同阶段对中国就业的直接影响，我们以邹
至庄突变点为界，以方程6.1 为基础，进行回归检验，得到表6－3、6－4 的结果：
（1）通过表6－3 我们可以得到在1985 年至1995 年间，外商直接投资对中国就
业直接影响的回归方程：
Y = -3.354 + 0.775X (6.2)
(-13.33) (17.35)
R2 = 0.97 DW = 2.07 F = 98
该方程的各变量都以1％的显著性通过检验，整个方程的拟合优度为0.97，结果较为
理想。通过该方程我们可以看出，在1985 年至1995 年间，外商直接投资每增加一个
百分点，就业增加0.775 个百分点，外商直接投资的就业拉动效应极为明显。
表：6－3 FDI 对中国就业的直接影响（1985－1995）
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -3.354178 0.251558 -13.33361 0.0000
X 0.775176 0.044677 17.35069 0.0000
AR(2) -0.906472 0.472892 -1.916867 0.1037
R-squared 0.970394 Mean dependent var 1.326667
Adjusted R-squared 0.960525 S.D. dependent var 1.180275
S.E. of regression 0.234501 Akaike info criterion 0.198485
Sum squared resid 0.329943 Schwarz criterion 0.264227
Log likelihood 2.106818 F-statistic 98.33011
Durbin-Watson stat 2.079087 Prob(F-statistic) 0.000026
资料来源：通过 Eviews5.0 计算而得。
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78
表：6－4 FDI 对中国就业的直接影响（1996－2005）
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X 0.279634 0.089762 3.115300 0.0170
AR(1) 1.231676 0.040121 30.69938 0.0000
R-squared 0.993062 Mean dependent var 6.952222
Adjusted R-squared 0.992070 S.D. dependent var 2.494628
S.E. of regression 0.222141 Akaike info criterion 0.022124
Sum squared resid 0.345427 Schwarz criterion 0.065952
Log likelihood 1.900441 Durbin-Watson stat 1.830199
资料来源：通过 Eviews5.0 计算而得。
（2）通过表6－4 我们可以得到在1995 年至2005 年间，外商直接投资对中国就
业直接影响的回归方程：
Y = 0.2796X (6.3)
(17.35) R2 = 0.97 DW = 2.07 F = 98
该方程的变量以1％的显著性通过检验，整个方程的拟合优度为0.97，结果较为
理想。通过该方程我们可以看出，外商直接投资每增加一个百分点，就业增加0.2796
个百分点，表明在1995 年至2005 年这一阶段外商直接投资的直接就业拉动依然存在，
但其效果与1985 年至1995 年的第一阶段相比，已出现大幅度的下降，对就业的拉动
效应较小。
该回归分析，从实证的角度证明了外商直接投资对中国就业影响的阶段性判断。
6.1.2 外商直接投资对中国国内的就业效应
前面我们通过两个阶段的划分对外商直接投资对中国就业的直接效应进行了定
性和定量分析。但这种分析是把外商直接投资的进入看作是对中国国内资本的一种补
充，没有衡量外商直接投资的间接效应对中国就业的影响。由于经济体是由各种相互
关联的经济变量有机的联系在一起，单纯的将外商直接投资与就业割裂出来进行分
析，有其片面性。随着中国改革开放的深入，外汇储备的不断增加，外商直接投资对
中国资本形成的挤出效应开始逐渐显现。为了更全面的考察外商直接投资对中国国内
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79
就业的影响，就要将外商直接投资的间接就业效应纳入进来进行综合考察。
1)就业调整的理论模型：
从微观厂商生产理论来考察，假设东道国的一个代表性厂商，投入资本和劳动要
素进行生产，资本要素在国际间自由流动，而劳动要素不可流动。因此，资本要素按
其来源可分为国内资本和国外资本，劳动力投入则全部来自东道国内部，这时不考虑
劳动力的构成，则生产函数可以写为：
Q ＝ AF（K、L） （6.4）
其中Q、K、L 分别为厂商产出、投入资本和投入劳动量。K ＝Kd＋Kf Kd、Kf分别代
表国内资本、国外资本。假定生产要素按其边际贡献获取报酬，则厂商的生产成本函
数为
C = w L + g ( Kd + Kf) （6.5）
6.5 式中w 为工人的劳动成本，g 为单位资本成本。假定厂商的要素投入决策是基
于既定的资本投入量配备必要的劳动要素，即厂商在已知Kd、Kf 的条件下，如何选择
最优的L*以实现利润最大化目标。假设厂商的生产函数为规模报酬不变的
Cobb-Douglas 的形式，则厂商利润为：
p ＝ A Ka K b Lg d f -wL - g ( d f K + k ) （6.6）
a 、b 、g 分别代表各要素的产出弹性。由于6.6 式中仅有L 为待定变量，问题转
化为一元函数p (L)最大化的简单求解过程，两边对L 求导得到：
= -1
¶
¶ a b g g
p
AK K L
L d f －w ＝ 0 （6.7）
6.7 式经过对数变换可表示为：
㏑
- g
=
1
* 1 L ㏑ g +
g
a
1-
㏑ d K +
g
b
1-
㏑ f K +
1
1
g -
㏑w +
1- g
1 ㏑ A （6.8）
令C1 =
1- g
1 ㏑ g , C2 =
g
a
1-
, C3 =
g
b
1-
, C4 =
1
1
g -
,C5 =
1- g
1
由a 、b 、g 均小于1 可知，C1＞0, C2＞0 ,C3＞0 ,C4＜0, C5＞0,由于资料
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80
的可获得性，在此不考虑资本存量与折旧问题、投资动态调整问题，令d K ＝ d I ，
f K ＝ f I ， d I 为国内每年固定资产投资量， f I 每年的外商直接投资量，带入上式得：
㏑L* = C1 + C2 ㏑ d I + C3 ㏑ f I + C4 ㏑w + C5 ㏑ A （6.9）
此时 C2 C3 C4 C5 均为各经济变量的就业弹性，其中C2 C3 C5 分别看作国内投
资、外商直接投资和生产率的就业效应。
表6-5 对方程6.10 进行处理所需的相关数据
年份
就业
（万人）
全社会国内固定资
产投资（亿元）
外商直接投资
（亿元）
平均工资
（元/人）
全社会劳动生
产率（元/人）
1985 49873 2485.76 57.44 1148 1807.80
1986 51282 3043.12 77.48 1329 2003.66
1987 52783 3705.57 86.13 1459 2284.56
1988 54334 4634.92 118.88 1747 2768.58
1989 55329 4282.69 127.71 1935 3071.14
1990 64749 4350.21 166.79 2140 2883.11
1991 65491 5362.08 232.42 2340 3325.88
1992 66152 7473.05 607.05 2711 4069.94
1993 66808 11486.89 1585.41 3371 5288.88
1994 67455 14993.69 2048.41 4538 7145.19
1995 68065 16885.92 3133.38 5500 8931.72
1996 68950 19444.32 3469.18 6210 10322.93
1997 69820 21189.39 3751.72 6470 11310.95
1998 70637 24642.27 3763.93 7479 11948.74
1999 71394 26516.98 3337.73 8346 12560.87
2000 72085 29547.18 3370.55 9371 13763.55
2001 73025 33333.40 3880.09 10870 15016.11
2002 73740 39134.37 4365.54 12422 16318.51
2003 74432 51138.00 4428.61 14040 18247.90
2004 75200 65459.18 5018.22 16024 21260.42
2005 75825 83831.96 4941.64 18364 24145.70
数据来源：根据历年《中国统计年鉴》统计数据计算整理而得。
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81
通过初步检验分析，我们发现国内投资的t 统计检验不显著，同时DW 检验存在
明显的自相关，加入滞后一项回归检验，整个方程的拟合性进一步下降。考虑到我们
研究的目的主要是为了探讨外商直接投资对中国就业的影响，因而剔除掉国内投资的
影响因素。重新建立模型为：
㏑L* = C1 + C3 ㏑ f I + C4 ㏑w + C5 ㏑ A （6.10）
其中L 为全国就业总人数（万人）， f I 为中国每年实际利用外商直接投资额（亿
元），w 为全国在职人员的年平均工资，A 为全社会劳动生产率（元/每人）20。
表6-6 根据方程6.0 对表6-5 相关数据处理的结果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 12.82041 1.186001 10.80978 0.0000
LOG(X2) 0.035920 0.021142 1.698990 0.1100
LOG(X3) 0.293118 0.126532 2.316562 0.0351
LOG(X4) -0.449818 0.095016 -4.734148 0.0003
AR(1) 0.937131 0.035650 26.28703 0.0000
R-squared 0.977314 Mean dependent var 11.10390
Adjusted R-squared 0.971264 S.D. dependent var 0.121526
S.E. of regression 0.020601 Akaike info criterion -4.714669
Sum squared resid 0.006366 Schwarz criterion -4.465736
Log likelihood 52.14669 F-statistic 161.5495
Durbin-Watson stat 1.717248 Prob(F-statistic) 0.000000
资料来源：;Eviews5.0 处理而得
2)计量结果分析
利用上述模型和表6－5 中的数据数据，通过Eviews5.0 进行处理，我们得到表6
－6 的结果，根据该结果我们可以得到如下回归方程：
㏑ L= 12.82 + 0.036 ㏑ f I + 0.293 ㏑w -0.449 ㏑ A （6.11）
（10.809） （1.70） （2.317） （-4.734）
20 按国际统计年鉴上的计算方法，全社会劳动生产率等于国内生产总值除以平均就业人数。但在具体换算过程中，
得出的数据和国际统计年鉴公布的数据不相匹配。由于资料的不可获得性，在这里我们采用了GDP 除以全国就业
总人数来衡量全社会劳动生产率。
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82
R2 = 0.977 F = 161 DW＝1.717
该方程各变量中各变量除了外商直接投资的系数是以20％的显著性通过检验外，
其余各系数都以5％以上的显著性通过检验。同时方程的拟合优度为0.977，整体结
果比较令人满意。该方程表明外商直接投资每变动一个百分点，会导致就业增加0.036
个百分点，就业效应极其微弱。同时，以全社会劳动生产率代表的技术进步与就业呈
反方向变动表明技术进步存在着对就业的挤出效应。
随着进入中国的外商直接投资的技术含量和水平的提高，外商直接投资带来的技
术进步对就业的挤出效应会进一步增强。外商直接投资对就业的综合效应到底如何，
取决于技术进步对劳动替代程度的变化。就方程本身来看，目前外商直接投资对中国
就业的综合效应依然是积极的，但效果已很弱。随着外商直接投资技术含量的不断提
高，外商直接投资对中国的就业的水平效应会渐渐被外商直接投资的结构效应所取
代。
6.2 外商直接投资对中国全社会劳动生产率的影响
新古典经济学认为，在完全竞争的市场中，要素按其边际贡献获取边际收益，即
要素的价格。全社会劳动生产率根据其计算方式实质上就是劳动－产出比的一种变
形，它度量的是劳动要素对产出的贡献。Kuznets（1955 年）认为，发达国家在工业
化过程中，人均收入的差异具有随着经济增长表现出先逐渐加大，后逐渐缩小的规律；
若以收入差异为纵坐标，以人均收入为横坐标，则两者之间呈现出倒“U”型分布。
按照新古典的要素分配理论，Kuznets 的这一观点可以理解为在经济增长的初级阶段，
劳动者之间的产出水平差距不大，即不同劳动者之间的劳动生产效率相差无几，因而
按边际贡献获取边际报酬的差别也不大；随着经济的发展和科技的进步，劳动者由于
获取生产技能的能力差异和环境制约，劳动者之间的产出水平差距越来越大。在这一
过程中，收入的整体水平在不断上升，而不同劳动者之间收入差距越来越大。通过前
面的分析我们知道，劳动者的收入水平与全社会劳动生产率同向变动，而目前中国的
就业增长与全社会劳动生产率呈反方向变动。这样全社会劳动生产率就成为将就业和
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83
收入分配联系在一起的一个关键性因素。全社会劳动生产率和外商直接投资又是一种
什么样的关系呢？这就是本文这一部分所要解决的问题。
6.2.1 外商直接投资对中国全社会劳动生产率的影响分析
1)资本要素的变动对全社会劳动生产率的影响
在工业经济时代，任何一种生产要变成现实的生产能力都必须实现资金和劳动的
结合；只有在资金雇用到自己所需要的劳动时，资金才能转化为资本。同样，劳动者
只有获得了资本的雇用才能通过出卖劳动获取收入。外商直接投资作为一种资本要素
进入劳动大量剩余的东道国就实现了资本和劳动的有效结合：资金所有者获得自己所
追求的利润，东道国增加了就业。在这一过程中，东道国的产出也在增加，如外商直
接投资雇用的劳动其生产能力低于东道国平均劳动效率，外商直接投资企业就会面临
着亏损的局面。因而，外商直接投资企业的劳动效率必须要在社会平均水平以上，外
商直接投资企业才能在东道国得到生存和发展。依据外商直接投资决定的相关理论，
进入东道国的外商直接投资决不是单纯的因为存在资本过剩而要到东道国寻找出路，
其一定是拥有东道国企业在某一方面所无法比拟的优势才能在一个全新的陌生环境
中赢得生存和发展机会。这种优势转变为现实的竞争优势就是外商直接投资企业的生
产效率要高于或远高于东道国其它同类企业。因而，作为一种单纯的资本要素，外商
直接投资在东道国追逐更高的生产效率，必然带动东道国全社会劳动生产率的提高。
2）外商直接投资的技术溢出效应对东道国全社会劳动生产率的影响
由于外商直接投资捆绑着先进的管理经验、生产技术或生产工艺，进入东道国后
会对东道国产生一定的技术外溢效应。这种外溢效应首先通过雇用的东道国劳动者在
工作中通过干中学的方式获取相对于东道国来说先进的生产工艺、生产诀窍、组织方
式和管理技能，从而提高了劳动者的技能和劳动的有效性。在其它资源既定的条件下，
劳动者技能和劳动有效性的提高会带来产出的增长，最终导致劳动－产出比的变动。
因而外商直接投资中国全社会劳动生产率的影响可以从两个方面来进行考虑：一是外
商直接投资作为一种资本要素对全社会劳动生产率的影响；一是外商直接投资带来的
技术溢出效应对全社会劳动生产率的影响。为此，我们可以考虑建立如下模型：
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84
Y =a + b X1+ j X2 + g X3 ＋ m （6.12）
其中Y 为全社会劳动生产率，X1 为外商接投资在全社会固定资产投资中所占比
重，X2 为外商直接投资在GDP 中所占比重，X3 为GDP 年增长率。
表6－7 对方程5.12 进行处理所需的相关数据
年份
全社会劳动生产
率（万元/人）
FDI 在全社会固定资产
投资中的比重（％）
GDP 的增长
率（％）
FDI/GDP(%)
1983 0.128406 1.265465 10.90 0.303513
1984 0.149554 1.801524 15.20 0.458101
1985 0.18078 2.258568 13.50 0.637086
1986 0.200366 2.482882 8.80 0.754058
1987 0.228456 2.271524 11.60 0.714256
1988 0.276858 2.500818 11.30 0.790303
1989 0.307114 2.895706 4.10 0.751588
1990 0.288311 3.692499 3.80 0.893464
1991 0.332588 4.154353 9.20 1.067031
1992 0.406994 7.512867 14.20 2.254713
1993 0.528888 12.12804 14.00 4.486946
1994 0.714519 12.01968 13.10 4.249994
1995 0.893172 15.65179 10.90 5.154115
1996 1.032293 15.14035 10.00 4.874050
1997 1.131095 15.0423 9.30 4.750628
1998 1.194874 13.25037 7.80 4.459509
1999 1.256087 11.1799 7.60 3.721942
2000 1.376355 10.23932 8.40 3.397234
2001 1.501611 10.42657 8.30 3.538449
2002 1.631851 10.03574 9.10 3.627890
2003 1.82479 7.96991 10.00 3.260580
2004 2.126042 7.120331 10.10 3.138777
2005 2.41457 5.566568 10.20 2.699101
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》整理计算而得。
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85
表6－8 根据方程6.12 对表6-7 相关数据处理的结果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.469159 0.280126 5.244630 0.0001
X1 -0.546869 0.070816 -7.722396 0.0000
X2 1.808394 0.202708 8.921195 0.0000
X3 -0.112563 0.026565 -4.237273 0.0006
AR(2) -0.398395 0.226214 -1.761138 0.0973
R-squared 0.802844 Mean dependent var 0.945124
Log likelihood -4.227027 F-statistic 16.28845
Durbin-Watson stat 1.730447 Prob(F-statistic) 0.000017
资料来源：Eviews5.0 处理而得
b 用来衡量外商接投资在全国固定资产投资中所占比重对全社会劳动生产率的影响。
j 用来衡量外商直接投资在GDP 中所占比重对全社会劳动生产率的影响。 g 用来衡
量经济增长对全社会劳动生产的影响。m 为我们模型中没有包含的，但会对全社会劳
动生产率产生影响的其它因素。
在评估资本和劳动对产出的贡献过程中，最简单和粗浅的办法是假定所有产出都
来自于劳动和资本的贡献，即资本的产出贡献和劳动的产出贡献之和为1，则资本和
劳动对产出的贡献度即为各自在产出中所占比重。中国统计年鉴中三大产业对产出的
贡献，支出法中各大支出对GDP 增长的贡献都采用的此类评估办法。由于我们要评估
的是外商直接投资对中国全社会劳动生产率影响，我们可以假定外商直接投资对中国
全社会劳动生产率的影响主要来自作为单纯资本要素的贡献和技术溢出对经济增长
的贡献两部分。因而我们可以用外商直接投资在总投资中所占比重衡量外商直接投资
作为资本要素对中国全社会劳动生产率的影响，可以用外商直接投资在GDP 中所占比
重衡量外商直接投资在整个经济中的贡献对中国全社会生产率的影响。
6.2.2 外商直接投资对中国全社会劳动生产率影响的实证分析
为了从定量角度考察外商直接投资对中国全社会劳动生产率之间的关系，本文选
取了我国1983-2005 年期间的年度数据（见表6－7），对计量模型6.12 进行了处理，
得到表6－8 的结果。
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86
根据表6－8 的结果，我们可以得到如下回归方程：
Y =1.469 － 0.546X1 + 0.1808X2 － 0.1126X3 (6.13)
(5.24) (-7.722) (8.921) (-4.237)
R2 = 0.8028 DW = 1.73
该方程各系数以1％的显著性通过检验，方程的拟合优度为0.8028，整体结果比
较令人满意。
从该回归方程我们可以看出全社会劳动生产率与外商直接投资在全社会固定资
产投资中所占比重、与GDP 增长率呈反方向变动；与外商直接投资在GDP 中所占比重
同方向变动。外商直接投资在全社会固定资产投资所占比重每上升一个单位，全社会
劳动生产率就下降0.546 个单位；GDP 增长率每上升一个单位，全社会劳动生产率就
下降0.1126 个单位；外商直接投资在GDP 中所占比重每上升一个单位，全社会劳动
生产率就上升0.1808 个单位。这表明外商直接投资在全社会固定资产中所占比重越
大，全社会劳动生产率越低；GDP 增长率越高，全社会劳动生产率越低；外商直接对
经济增长的贡献越大，全社会劳动生产率就越高。
6.3 外商直接投资对中国劳动有效性的影响
劳动有效性是影响劳动生产率最重要的因素，而劳动生产率是影响一国收入水平
变动一个关键性的变量。戴维.罗默认为：“在一次一般的衰退中，美国人均真实收入
仅比其通常值低几个百分点。而从20 世纪70 年代来的生产率年平均增长速度比以前
低约1 个百分点，已使美国的人均真实收入与没有放慢时的情形相比降低了大约20
％”。21这表明劳动生产率的提高是长期内提高一国收入水平的关键变量。对劳动生产
率的衡量一般是通过全要素生产率的变化来进行的。但在实证分析过程中，由于传统
增长核算分析方法中存在众多的缺陷，近年来关于全要素生产率的实证检验出现了一
些令人困惑之处，主要可以概括为三个方面：其一是关于东亚奇迹的争论。争论的核
心就是东亚的工业化和经济增长到底是源于技术进步，还是资本积累，因为实证发现，
21 戴维.罗默高级宏观经济学 北京 商务印书馆 1999 9-10
华中科技大学博士学位论文
87
东亚四小龙的全要素生产率都不高，甚至比南亚许多贫困国家还要低。这与我们的经
验事实有很大冲突。其二是在对发达国家的增长核算分析之中，发现美日等国在20
世纪70 年代中期后全要素生产率出现下降。但经验直觉上发达国家的技术进步的速
度并没有放缓。其三在对跨国制造业全要素增长收敛的分析中，发现全要素生产率存
在较快增长，收入却不一定上升。这三方面的悖论反映出，关于技术进步的实证分析
中存在严重缺陷。同时关于中国的全要素增长率核算分析中分歧也较大。这就使我们
只有从另外的角度来寻找外商直接投资对中国劳动生产率的影响。
6.3.1 外商直接投资影响中国劳动有效性的模型
在通常情况下，劳动生产率的提高主要来自于技术进步。而技术进步是有偏性的，
它可以分为劳动偏向型技术进步、资本偏向型技术进步和中性技术进步。在各种有偏
性的假定下，各种生产要素对产出的贡献度是有差异的。新古典经济学认为技术变化
是外生的，与要素投入的变化无关。新增长理论认为技术进步通过有意识的资本累积
和要素配置是可以在经济体内部产生的，并认为发展中国家通过参与国际贸易和吸收
外商直接投资可以从发达国家获取技术外溢效应。“在一个经典的技术扩散模型中，
一个发展中国家的经济增长率依赖于它对发达国家拥有的新技术的采纳和应用”。22但
是他们也承认发展中国家要获取隐含在外商直接投资中的技术进步并非任意的，它需
要支付一定的成本，成本的高低取决于所选择的技术结构与东道国的禀赋结构的吻合
程度。通过对我国吸收外商直接投资的阶段回顾，我们可以看出中国在吸收外商直接
投资过程中，尤其是前期阶段基本是一种随机游走过程：只要有外商直接投资愿意进
入中国就积极欢迎和鼓励，至于这种外商直接投资是否与中国的产业结构、要素禀赋
状况吻合则是一种次要因素。在这种情况下，中国从外商直接投资中所获取的技术外
溢效应也是一个随机的过程，基于这种考虑，我们采用新古典的假定，将技术看作是
一种外生的，偶然的随机过程。
22 菲利普..阿吉翁彼得.霍依特内生增长理论 北京 北京大学出版社2004 19-20
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88
我们依然以Cobb-Douglas 生产函数为基础来展开分析：
Q = A Ka Lb （6.14）
其中Q 代表产出、A 代表技术进步，K 代表生产中投入的资本、L 代表生产中投
入的劳动，a 、b 分别为资本和劳动的产出弹性，即资本和劳动对产出的贡献。在要
素边际收入递减的条件下，a 、b 通常小于1，且a + b ＝1。
考虑到外商直接投资对中国劳动质量的影响，以及前面外商直接投资对中国就业
的影响变动分析，我们有足够的理由假定中国丰裕的廉价劳动力是前期外商直接投资
进入中国的一个重要动因，并且在这一过程中中国在外资企业的部分劳动者通过干中
学等方式获得了劳动质量的提高。“虽然严格说来，就劳动平均质量提高而言，新增
的劳动力不一定比一般劳动力有更高的生产效率，但类似于资本体现的技术进步对劳动
力质量提高的模型也可以建立起来。”23如果我们把改进的的劳动质量记为q,则劳动质量
的变化就可以写进Cobb-Douglas 生产函数。这样Cobb-Douglas 生产函数就拓展为：
Y = AKa (qL) b (FDI) g （6.15）
其中：A 代表外商直接投资，劳动有效性改进以外因素带来的技术进步，它被假
定为技术中性；
K 代表全社会固定资产减去外商直接投资后剩下的国内固定资产投资部分；
q 代表劳动平均质量的改进，也表示由于教育和培训所带来的工人生产效
率的提高，即劳动有效性的提高；
L 代表中国职工数量；
FDI 代表外商直接投资；
b 代表劳动对产出的贡献；
a 代表国内固定资产投资对产出的贡献；
g 代表外商直接投资对产出的贡献；
且， 0＜a 、b ＜1， g ＞0
23 A.P.瑟尔沃郭熙宝译 增长与发展 北京 中国财政经济出版社 2001 120-121
华中科技大学博士学位论文
89
方程两边对劳动L 求导，得：
bAKa (qL) b 1 (FDI )g
L
Q - =
¶
¶ （6.16）
方程两边同时取对数，得：
㏑
L
Q
¶
¶ = ㏑b + ㏑ A + a ㏑K + ( b -1) q ㏑ L + g ㏑ FDI （6.17）
因为a + b ＝1，再令
L
Q
¶
¶ ＝T，㏑ b + ㏑ A＝C1 ，
（4）式可转化为;
㏑ T = ㏑ C1 + a ㏑ K -a q ㏑ L + g ㏑ FDI （6.18）
通过对Cobb-Douglas 生产函数的变化我们建立了一个外商直接投资对中国劳
动有效性进行评估的模型。
6.3.2 外商直接投资对中国劳动有效性影响的实证分析
下面，根据上述建立的模型，利用外商直接投资 1983 年至2006 年的有关数据来
分析外商直接投资对中国劳动有效性的影响。在该实证检验模型中，资本、职工和外
商直接投资数量在表6-1，6-5，6-7 中都有相关描述。而对劳动的边际产出，我们以
全社会劳动生产率对其进行替代。按国际统计年鉴的计算方法，全社会劳动生产率等
于国内生产总值除以平均就业人数。表6-9 给出了中国1983 年至2006 年的全社会劳
动生产率。
利用上述数据，将其输入Eviews5.0 进行回归分析得表6－10 结果：
通过上述结果，我们可以得到如下回归方程：
㏑ T = 6.786 + 0.529 ㏑ K + 0.425 ㏑ L +0.15 ㏑ FDI （6.19）
（2.335） （5.553） （-1.67） （2.906）
R 2 ＝0.995 F＝ 726.89 DW＝2.18
从回归的结果来看，该方程中各变量依次分别以5％的显著性水平，1％的显著性
水平，20％的显著性水平和5％的显著性水平通过检验。方程的拟合优度为0.995，
整个回归方程的结果较为理想。
由于在该方程中a ＝0.529，-a q ＝-0.425
可以推出q＝ 0.803
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90
因而，外商直接投资每增加1 个百分点，会使中国的劳动有效性在整个研究期间提高
0.83 个百分点。同时通过该方程我们还可以看出，外商直接投资对劳动有效性的提
高的影响要远远高于外商直接投资作为资本要素对产出的影响。这表明外商直接投资
对中国劳动生产率的影响是通过劳动有效性的提高来实现的。劳动有效性成为外商直
接投资对中国进行技术溢出的一个重要载体。
表6-9 1983-2006 年中国全社会劳动生产率数据 单位：元/人
年份 1983 1984 1985 1986 1987 1988
劳动生产率 1284.06 1495.54 1807.80 2003.66 2284.56 2768.58
年份 1989 1990 1991 1992 1993 1994
劳动生产率 3071.14 2883.11 3325.88 4069.94 5288.88 7145.19
年份 1995 1996 1997 1998 1999 2000
劳动生产率 8931.72 10322.93 11310.95 11948.74 12560.87 13763.55
年份 2001 2002 2003 2004 2005 2006
劳动生产率 15016.11 16318.51 18247.90 21260.42 24145.70
资料来源：根据《中国统计年鉴》1983-2007 年各年份统计数据计算而得。
表6－10 根据方程6.18 对表6-9 相关数据处理的结果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 6.785932 2.905341 2.335675 0.0349
LOG(C1) 0.529327 0.095331 5.552520 0.0001
LOG(C2) -0.425399 0.254025 -1.674632 0.1162
LOG(C3) 0.151477 0.052120 2.906340 0.0115
AR(1) 0.458175 0.197196 2.323449 0.0357
AR(3) -0.506914 0.200405 -2.529450 0.0241
R-squared 0.996162 Mean dependent var 8.917116
Adjusted R-squared 0.994791 S.D. dependent var 0.811128
S.E. of regression 0.058543 Akaike info criterion -2.594792
Sum squared resid 0.047982 Schwarz criterion -2.296072
Log likelihood 31.94792 F-statistic 726.6829
Durbin-Watson stat 2.179725 Prob(F-statistic) 0.000000
资料来源：Eviews5.0 处理而得
华中科技大学博士学位论文
91
6.4 小结
本章通过对外商直接投资影响中国就业、职工工资增长率和劳动有效性的实证检
验，描述了外商直接投资对这些影响中国居民收入水平和收入结构因素的影响程度，
揭示了外商直接投资影响中国收入水平和收入结构变动的力度和方式。通过本章的研
究，我们可以得出如下基本结论：
1）外商直接投资对中国的就业存在着积极的直接拉动效应，但外商直接投资带
来的技术外溢效应对国内就业会产生不利的挤出效应。但到目前为止，外商直接投资
对中国的就业效应还是积极的，但拉动作用越来越小。
2）在本研究的时间范围内，外商直接投资对中国的就业影响可以分为1983－1995
年和1996－2006 年两个阶段，在这两个阶段外商直接投资对就业影响是有差异的。
在第一个阶段，外商直接投资以产品转移为主，丰裕的劳动力优势是中国吸引外商直
接投资的一个重要亮点，这一阶段的外商直接投资中对中国就业的拉动十分显著。在
第二个阶段，中国吸收的外商直接投资以承接国际生产转移、过程转移为主，具有较
强的技术密集型和资本密集型特征。这一阶段的外商直接投资虽然在增量上拉动了中
国就业的增长，但考虑到外商直接投资的挤出效应，外商直接投资对中国就业的长期
影响在下降，在不远的未来，外商直接投资对中国就业的影响到底是积极的还是消极
的主要取决于外商直接投资对劳动需求的弹性系数。
3）外商直接投资的技术溢出效应对中国就业的影响正从水平效应向结构效应转
变。所谓的水平效应是对中国就业的增量而言，即外商直接投资与国内企业之间不构
成劳动力需求之间的竞争或这种竞争较弱，外商直接投资的进入必然带来中国就业的
增长。所谓的结构效应是指外商直接投资的进入并不一定带来中国就业总量的增加，
而是与中国国内的其它企业在就业群体中相互竞争，寻求与自身资本或技术要素相匹
配的具有部分专用特征的劳动要素，从而使中国国内就业结构发生变化。
4）平均工资水平的变动对中国就业的贡献高于外商直接投资对就业的贡献，表
明在既定的工资水平下，存在着大量的自愿失业。发展经济学认为，在发展中国家由
于经济结构的不合理和劳动市场的扭曲，大量受过良好教育的人不愿意在较低收入水
华中科技大学博士学位论文
92
平下从事工作，而形成了知识失业问题。“在许多发展中国家，受教育越多，失业率
越高”24这种现象开始在中国出现。
5）全社会劳动生产率与外商直接投资在全社会固定资产投资中所占比重呈反方
向变动表明：外商直接投资作为一种单纯的资本要素，它的进入对提高中国全社会劳
动生产率没有积极影响。同时结合全社会劳动生产率与经济增长呈反方向变动的关
系，我们可以清晰的看出，没有技术进步因素的外商直接投资的大量进入，推动了中
国高投入、低产出的经济增长方式。这一结论从另一个侧面证明了，东亚经济的奇迹
主要是由要素投入的增加、劳动参与度的提高，而不是技术进步因素导致的观点。
6）全社会劳动生产率与外商直接投资在全社会固定资产投资中所占比重呈反方
向变动还说明，如果要素按其边际报酬获取边际收入的新古典假定在中国有效，则外
商直接投资在对技术工人的需求上与中国国内企业处于一种竞争而非补充的关系。外
商直接投资对就业更多的是一种挤出效应。大量中小企业将会面临缺乏技术工人的困
境，这种情况将会使中国政府面临产业结构调整和实现充分就业的两难选择。
7）全社会劳动生产率与外商直接投资在全社会固定资产投资中所占比重、与GDP
的增长率呈反方向变动，与外商直接投资对经济增长的贡献同方向变动还表明：外商
直接投资对中国全社会劳动生产率的积极影响主要通过技术溢出得到实现，国内企业
对外商直接投资技术溢出吸收能力越强，对全社会劳动生产率积极影响就会越大。
8）外商直接投资的技术溢出效应对居民收入的影响要远大于外商直接投资的资
本效应。通过对外商直接投资企业员工的技术溢出效应，外商直接投资一方面提高了
中国一般收入水平，同时进一步恶化了中国的收入结构。
9）劳动有效性的提高已成为中国吸收外商直接投资技术溢出的重要载体。随着
外商直接投资的不断进入和部分工人劳动有效性的不断提高，技术工人和非技术工人
的收入差距会越来越大。
10）外商直接投资的技术溢出效应使外商直接投资与国内资本相比，具有明显的
异质性。技术水平含量越高的外商直接投资对劳动有效性的提高、全社会劳动生产率
的提高越具有积极影响，同时对平均工资率的增长，就业拉动的消极影响也越强。
24 谭崇台 发展经济学 上海 上海人民出版社 1999 162-163
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93
7 政策建议
通过外商直接投资对中国居民收入水平、收入结构和居民收入关键变量影响的分
析我们可以看出：外商直接投资作为单纯的资本要素，对中国居民收入积极影响的一
面正在逐步弱化，消极影响的一面正在逐步增强；而作为外生技术进步载体的外商直
接投资对中国居民收入的影响，积极的一面和消极的一面同时并存。面对这种局面，
我们怎样才能在利用外商直接投资的过程中达到兴利除弊的目的呢？
外商直接投资作为含有技术进步因子的资本，它的大量进入增加了中国的就业总
量，改善了居民收入状况；但它又通过资本挤出效应和技术替代效应降低了对中国总
体就业的积极影响，降低了非技术工人边际报酬，进一步扩大了技术工人和非技术工
人的收入差距，加大了中国收入不均等程度。然而具有技术进步因子的外商直接投资
带来的中国居民收入差距的扩大明显不同于垄断、腐败、制度性因素等导致的不平等，
前者的收入差距是由于劳动者在生产中不同的生产效率导致的，是市场经济优化资源
配置的结果；后者是非生产领域的一种寻租行为，对社会财富的创造没有任何积极意
义。但两者交织在一起导致的社会收入差距，已对中国社会的和谐、持续、稳定发展
带来了巨大挑战。为此，我们可以从下面几个方面来着手考虑降低外商直接投资带来
的收入不平等问题。
7.1 外商直接投资政策
外商直接投资对中国经济的积极影响主要体现在其隐含的技术进步方面。作为一
种单纯的资本要素，外商直接投资并不存在着对中国资金缺口的弥补，相反它还会对
国内投资形成一定的挤出效应。因为从国内储蓄对资本的供给来看，目前中国存在大
量的流动性过剩，大批资金游离在生产领域之外。中国目前高达1 万多亿美元的外汇
储备表明，作为一种单纯要素的资本在中国处于过剩局面。因而现阶段引进外商直接
投资概念是一个引进具有较高技术含量和较高技术水准外商直接投资概念，是一个更
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94
多倾向于技术进步和推动中国产业结构优化的外商直接投资概念。
7.1.1 优化引资结构，加强产业政策
随着中国在吸收外商直接投资规模上的扩大，外商直接投资结构对中国经济可持
续发展和居民收入影响也越来越大。外商直接投资的结构问题可以从外商直接投资来
源、外商直接投资在整个社会固定资产投资中所占比例、外商直接投资的的内部结构、
外商直接投资进入的行业等几个方面加以考虑。从外商直接投资来源方面看，中国应
加大吸引世界大型跨国公司在中国的投资力度，吸引欧美等发达国家在世界范围内配
置资源和过程转移的投资项目。改变目前中国外商直接投资高度集中于少数东亚几个
国家和地区的状况，从而更好地在世界范围内吸收外商直接投资带来的技术外溢效
应。从外商直接投资在整个社会固定资产投资中的比重来看，外商直接投资在中国的
发展经历了一个类似于倒U 型曲线的发展，目前在整个社会投资中所占的比重正处于
回落阶段。方程6.13 表明，外商直接投资在中国全社会固定资产投资中所占比重太
高，不利于中国全社会劳动生产率的提高。从FDI 的内部结构、进入行业等几个方面
来看，应当继续鼓励外资与国内企业的合资，鼓励外资以合资成立子公司、并购等方
式进入中国，鼓励外资参与国有企业的重组改造。对外资进入的行业，积极鼓励进入
符合中国产业发展政策和产业目录的外商直接投资，在不同领域，进行不同程度的引
导，以市场方式引导外商直接投资按中国产业发展需要进行投资。从而缩短中国与世
界主要工业化国家的生产能力和技术水平，尽早摘下戴在中国头上的“世界工厂”这
一桂冠。
要强化产业政策的制订和实施，使外商直接投资所含有的技术水平与引进外资的
行业技术水平具有一定的适应性。外商直接投资的技术水平太高会降低中国技术溢出
的吸收效应，外商直接投资所含有的技术水平与国内技术水平相当会形成较强的挤出
效应，不利于民族经济的发展。一个有秩序的开放的市场，一定会使外商直接投资更
好地服务于中国特殊的国情。产业政策的制订，既要保护核心领域的产业安全，控制
外资的进入，也要促使三大产业之间合理均衡发展并在空间上进行规划，避免地区发
展差异拉大。
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7.1.2 积极引导外商投资和国内资本向中西部进行梯度转移，使得产业空间结构分布
合理化
改革开放初期，在国家地区倾斜政策推动下，外商投资高度集中于沿海发达地区。
随着改革的深入，1992 年起，国家采用宏观调控，引导外商投资逐步向中西部梯度
转移，但到2004 年引导外商向中西部投资的政策尚未取得明显效果。2004 年东部地
区FDI 比2003 年增长了13%，中部地区同比增长了18%，高于东部地区，但西部地区
却下降了12%，西部地区与东部地区的差距还在进一步扩大。国家应该进一步引导外
商投资向中西部梯度转移，为中西部地区吸引更多的外商投资。国内外关于中国中西
部发展战略的看法有一个共同点，即认为不宜全面铺开，而应集中于几个条件相对较
好的城市和地区。中西部地区虽然整体上经济、科技发展落后，但某些大城市的科技
潜力很高。首先大专院校，科研院所和教学科研人员的数量位于全国前列。还有一些
机械电子行业和军事工业，西部有明显的优势。随着中西部投资环境的好转和对外实
行更加开放的政策，中西部这些重点城市所具有的科技实力较强，产业基础较好和成
本相对低廉等优势，将对国内外投资者产生更大的吸引力，进一步加强中西部地区劳
动密集型产业的竞争力。随着外资密集的投资，一些沿海城市的产业容量趋于饱和，
特别是劳动密集型产业的发展受到限制，中西部地区的劳动力及其它成本相对较低，
因此中西部地区的劳动密集型产业有可能在更长的时间内继续保持竞争力。然而，由
于缺乏新技术，缺乏国际市场的信息和销售渠道，中西部地区的劳动密集型产业的优
势并未充分的发挥出来。因此，要合理解决外商直接投资区域分布不均衡带来的中国
收入差距的拉大，我们可以从以下两个方面来寻找解决的途径。
首先，积极引导外商直接投资向中国中西部进行合理的梯度转移。依据中西部地
区经济条件和投资条件的差异，在国务院发展与改革委员会的统一协调下，在具有吸
收外商直接投资能力和条件的地区，依据当地产业发展状况和产业链的衔接情况，逐
步推动外商直接投资企业，尤其是大型跨国公司将一些适合的产品装配、生产环节或
过程环节转移到中西部地区具备条件的大中城市，推动这些城市产业和经济的发展。
在这一过程中可以借鉴东部沿海地带的经验，以形成必要的产业聚集为手段形成应有
的集聚效应来带动当地相关配套产业的发展，通过经济增长和经济发展来缓解外商直
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96
接投资区域分布不均衡导致的区域收入不均衡。
其次，积极引导东部沿海地带的劳动密集型产业和技术进步相对滞后的国内企业
向具备条件的中西部进行梯度转移。随着进入东部沿海发达地区外商直接投资技术水
平的不断提高，一些劳动密集型产业和技术进步相对滞后的国内企业面临着越来越大
的成本压力。为此，可以通过西部大开发条件下的金融、税收等优惠政策将这些具有
较高工资弹性的企业引向收入水平相对较低的西部地区，实现国内产业的梯度转移。
这样，这些面临着巨大工资成本压力的企业，一方面可以通过雇佣工资成本相对较低
的中西部劳动力缓解生存压力，赢得重新取得市场竞争优势的机会；一方面又客观的
带来了中西部地区居民收入水平的提高，缓解了中国区域收入差距扩大的压力。
7.1.3 促进外商投资的总体产业布局合理化，保持三大产业均衡发展
目前中国的现状是外商投资的总体产业布局不够合理，外资并未投向中国经济发
展急需升级的领域，部分行业外商投资占有的市场份额偏高。到2005 年，外商投资
的行业分布以工业和房地产业为主，分别占全部外商投资的53.12%和28.19%。在工
业领域，外商投资也并非流向高新技术部门，而是投向洗涤用品、化妆品、饮料、啤
酒和部分机械、电子等领域。2005 年，外商投资企业产品在洗衣粉、化妆品、香皂、
医药等行业中分别占全国销售额35%、36%、40%和13%，可口可乐和百事可乐约占全
国饮料市场的19%。但在基础设施、基础产业的外资项目比例却偏低，且增长缓慢。
如农业是我国鼓励开发的主要基础产业，但多年来引进外资在全部外资中的比重始终
停留在2%以下的水平，增长幅度极小。因此有必要大量引入外商直接投资，通过竞
争机制推动第一产业的发展。在第二产业政府要加强外商直接投资引入的产业导向，
将产业导向的目标确定为基础设施、基础产业、支柱产业、高新技术产业和老企业的
技术改造，把利用外资与推进产业的优化和升级结合起来，带动滞后或比较滞后地区
经济的发展。把外商投资努力引导到农业新技术、农业综合开发和能源、交通、重要
原材料工业建设方面，鼓励外商采用新技术、先进技术，生产适应国内市场需要和增
加出口创汇的产品，兴办综合利用能源和再生能源，防止环境污染的新技术、新产品
项目，通过放宽审批权限，优先提供配套资金信贷等方式加大政策倾斜力度，继续引
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导外商投资向中西部地区延伸。
7.2 收入分配政策
“效率优先，兼顾公平”是中国长期内必须坚持的一条基本分配原则。不能因为
吉尼系数已经超过了警戒线，中国已出现符合Kuznets 曲线变动的迹象而对这一基本
分配原则进行调整。但我们依然可以在收入分配政策调整上有所作为，以此来缓解收
入差距过大带来的压力。在经济增长和发展的过程中效率因素导致的收入差距扩大是
市场经济的正常现象，这种现象是社会资源优化配置的必然结果。只有制度性、垄断
性和腐败性的因素导致的收入差距的扩大才需要从根本上来进行铲除。对效率因素带
来的收入差距扩大，我们可以从再次分配的角度来进行考虑。但这种收入分配政策只
能在一定程度上缓解收入差距带来的社会压力，而不能从根本上消除这种差距。因而
收入分配政策只能起到一种减震器的作用。
7.2.1 适当限制过高收入
税收是市场经济条件下，政府调节收入分配的主要手段。国家应通过对个人征收
所得税、财产税、遗产税等，使高收入者的收入适当降低，从而缩小高低收入者之间
的收入差距，达到社会分配公平。其中，个人收入所得税对调节个人收入分配具有突
出的作用。征收个人收入调节税，由于对人均收入低于某一水平者可以免征所得税，
从而相对提高了低收入者的收入水平，而对高收入者实行累进税率，收入越高缴纳的
税越多，使其实际收入减少，从而达到调节高低收入者之间的收入差距，缩小贫富差
距的目的。实践证明，完善税制，加强税收征管，是缩小贫富差别的有力手段。为此，
国家应加快税制改革的步伐，针对当前总税负水平偏低，税制结构与税种设置不合理
等问题，可考虑增加赠与税、社会保障税、资产税等一些新税种，最终使国民收入分
配格局趋向合理。
7.2.2 完善杜会保障制度
社会保障制度是国家依据一定的法律和规定，保证社会成员的基本生活需要，保
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98
持社会稳定的一项社会安全制度，主要包括社会保险、社会救济、社会福利、社会优
抚等内容。它是市场经济条件下，政府为解决效率因素导致的社会收入差距拉大的一
项基本制度。实践证明，社会保障制度是对社会收入分配进行再调节的有效经济杠杆，
可以在一定程度上缓解市场经济条件下的社会分配不公，贫富过分悬殊问题。为此，
就必须对原有的社会保障制度进行改革，建立适应社会主义市场经济要求的社会保障
制度。
在缓解中国目前的城乡收入差距和技术工人与非技术工人收入差距方面，社会保
障制度具有重要的作用。通过前面几章的分析我们知道，政府实行有利于非技术工人
的补贴会在一定程度上缓解社会的收入不平等。但中国目前的现实是技术工人一方面
获得较高的工资收入，一方面享受到较为完备的社会保障和社会福利；非技术工人，
尤其是广大农村农民一方面获得社会平均收入水准以下的收入，另一方面长期游离于
社会保障和社会福利之外。这种社会保障制度虽然在一定程度上改善了部分城市低收
入者的生存状况，但在客观上拉大了技术工人和非技术工人，城市居民和农村居民之
间的收入差距。因而，我们必须建立全民的社会保障制度，并且在制度设计上更多倾
向于非技术工人。随着社会保障制度的不断完善，社会分配将趋于公平，当前不断拉
大的贫富差距将得到改变。
7.2.3 实行积极的财政转移支付制度
西方发达国家一般都建立有健全的社会转移支付制度。它是西方发达国家在长期
的社会实践中探索出的能有效缓解社会收入不平等带来的社会问题的有效手段。现阶
段中国财政转移支付主要包括地区之间的转移支付和阶层之间的转移支付两个方面。
地区之间的转移支付是指东部地区向西部地区、沿海地区向内陆地区的转移支付，依
靠中央政府在生产要素上对西部内陆地区进行有计划、有目的援助。这种援助，既可
以由中央政府直接进行，也可以在中央政府的宏观调控下由地方政府和企业进行。阶
层之间的转移支付是指把富裕阶层的部分收入无偿的转移给贫困阶层，其基本方法有
直接发放实物、交付补助金、发放购物券、以工代赈等。目前，政府己把经济发展重
心转移到了西部地区，确定了“西部大开发”战略。随着国家对西部地区的政策倾斜，
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99
财政转移支付制度对缩小贫富差距的作用将会得到体现，它对西部地区的经济发展将
产生巨大的积极推动作用。创造平等竞争的市场环境，机会均等是收入均等的前提条
件。所谓机会均等，是指让市场中的各个“竞赛者”都站在同一条起跑线上，能够开
展公平、公正、公开的竞争。但在现实经济生活中，机会均等不仅受到了垄断的威胁，
而且受到了歧视的威胁。垄断造成了大企业对资源和市场的独占，使企业竞争机会不
均等；歧视则使劳动者在教育、就业、工贸等方面受到了不平等的待遇，使劳动者竞
争机会不均等。目前的收入差距中，不少是由于竞争起点不公平和竞争过程不公平引
起的。因此，尽快制定“反垄断法”和“竞争法”，使竞争法制化，扫除公平竞争的
障碍，为收入均等奠定良好的体制基础，已成为缩小贫富差距的关键。
7.3 公共教育政策
通过前面的分析，我们可以看出教育是减少收入差距的重要因素。在方程4.23
中，我们发现教育程度与职工工资水平正相关。在方程6.19 中我们发现受教育程度
是影响劳动者劳动有效性提高的重要因素。无论是工资水平的提高还是劳动有效性的
提高，都有利于劳动者收入水平的提高，从而减少收入差距。同时劳动者教育水平的
提高还有利于吸收外商直接投资中的技术溢出效应。为此，我们可以从如下几个方面
来推动中国公共教育政策的变革，使之一方面有利于缩小中国收入差距，一方面有利
于中国对外商直接投资技术溢出的吸收。
首先，应大力发展职业教育和普通教育，通过教育的发展来改善中国收入差距状
况。大力发展职业教育和普通高等教育一方面符合长期的外商直接投资引进战略的需
要，满足中国尽快缩小与发达国家在生产技术和生产能力上的差距。另一方面也符合
从根本上解决贫富差距的需要。教育投资既有利于公平，又有利于效率。国家增加教
育支出，发展教育事业，既可以提高全社会的科学文化水平，提高劳动力质量，还可
以为劳动者就业创造均等的机会，使低收入者实际收入有所增加。尤其是在当今“知
识经济”时代，科学文化知识本身就是一种宝贵的财富。因此，我们要积极贯彻“科
教兴国”战略，大力发展普通教育、职业技术教育和学历后继续教育，全面提高劳动
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100
者素质，增强劳动者的竞争能力，为劳动者自食其力，走向富裕创造良好的条件。只
有劳动者受教育程度得到普遍提高，外商直接投资在中国的发展才能真正实现从劳动
密集型向资本密集型过渡，资本密集型向技术密集型过渡，并尽可能的采用新技术和
开发新产品，我国才能在高新产业的运作方面具备比较优势。才可能真正解决效率因
素带来的收入差距拉大问题。
其次，要进一步完善中国目前实施的教育收费制度。在普通高等教育作为精英教
育的年代，中国对高等教育进行了全面的补贴。在20 世纪90 年代中期的高等教育改
革过程中，虽然对这种全面补贴进行了一定程度的削减，但中国目前的高等教育依然
有某种义务教育的影子。依据第4 节技术工人内生供给模型的结论，我们知道政府在
对劳动者提供补贴的过程中，如果存在对技术工人补贴的偏向或对支出的目标不区分
技术工人和非技术工人，就会使得吉尼系数上升，经济中的收入不平等现象加剧。如
果中国继续采用目前的教育收费制度，就会继续提高技术工人工资水平，降低非技术
工人工资水平。因而中国必须对目前的高等教育收费制度进行变革，使接受高等教育
的成本成为非技术工人转变为技术工人跨期选择中的一个重要约束因素。为此，可以
考虑拉开各高校的收费水平或收费标准，依据其培养的技术工人社会声誉和技术水平
来确定或核准各高校的收费水平，体现出高等教育过程中资源配置效率和收益的匹配
性质。通过提高非技术工人转变为技术工人，技术工人转变为更高技术水准工人的成
本，充分发挥教育的甄别功能来优化整个社会人力资源配置，从而降低整个社会吉尼
系数水平，缩小社会整体收入差距。
再次，要进一步优化中国高等教育结构，形成普通高等教育和高等职业教育并重
的平行教育体系。由于中国长期将职业教育作为普通高等教育的一个层次，一个普通
国民教育的最低层次，从而使中国的高等职业教育长期得不到有效发展；同时普通高
等院校又把建设成为研究型综合性大学作为唯一的发展目标，使中国教育体系培养的
技术工人在实际动手能力和应用技术的吸纳、使用能力方面都受到了一定程度的制
约，降低了中国对外商直接投资技术溢出的吸收效应。因而，中国应将高等职业教育
作为一个与普通国民教育平行的教育类别来设置，而不是作为普通高等教育的一个层
次来设置。实现高等职业教育以培养各个层次的技术工人，普通高等教育以培养研究
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型人员为目标的合理的高等教育结构。在招生上压缩普通国民教育体系的招生规模，
扩大高等职业教育的招生规模，将一些理论研究能力相对较弱的普通高校逐步转变为
高等职业院校，实现高等职业教育人才培养的高、中、低合理配置的格局。同时进一
步提高研究型综合性大学的入学门槛，通过教育的甄别功能将具有理论研究潜能和技
术应用、创新潜能的人才区别开来，实现人力资本在整个社会的合理配置。
华中科技大学博士学位论文
102
致 谢
敲完论文的最后一个字，我丝毫没有轻松感。因为我深知：论文只是就外商直接
投资对中国居民收入影响进行了初步探讨，尚有许多缺陷和不足。在以后的学习和工
作中，我将对这一问题进行进一步的分析和研究。
这篇论文得以顺利完成要感谢许多老师、同学和朋友的无私帮助。首先要感谢我
的导师张培刚教授和宋德勇教授。这不仅因为他们对这篇文章的思路、结构、语言组
织和研究方法等各个方面给出了指导意见，更因为他们严谨的治学态度和敬业精神、
对生活的乐观开朗深深地感染和激励着我。
我还要感谢徐长生、张卫东、刘海云、方齐云、王少平以及其它的授课老师，在
求学期间有幸聆听他们的教诲，使我完成了对经济学认知的升华。我的每一点进步都
离不开他们的不倦教诲和关怀，他们严谨的治学态度、渊博的学识、坦荡的胸怀以及
对学生的爱护，给我留下了深刻的印象。此外，还要感谢我的同学陈立中、黄蔚、黄
冠钥、封福育、彭方平、曾才生等，他们对我的学习、博士论文选题、写作和数据处
理以及论文答辩等提供了大量的帮助，使我克服了许多困难。他们真诚的友谊使我的
校园生活留下了许多美好回忆。
最后，还要感谢我的家人，没有他们的无私关爱和奉献，我将很难如期完成学业。
脱稿付梓之际，心中惴惴不安。由于本人水平有限，文章难免存在不足和疏漏之
处，希望得到老师和学长的指正。
章泽武
二零零八年三月
华中科技大学博士学位论文
103
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