外資進入影響農(nóng)村勞動力收入的途徑:提高工資率抑或延長工作時間

朱海華, 張 衛(wèi)

(1.四川大學 國際關(guān)系學院, 四川 成都 610064; 2.西南民族大學 經(jīng)濟學院, 四川 成都 610225)

一、問題的提出

我國持續(xù)擴大對外開放后,大量外資涌入,實際利用外資金額在2022年達到了1 891億美元,占當年固定資產(chǎn)投資總額的2.2%①。在開放經(jīng)濟條件下,促進農(nóng)村勞動力更多更好地分享外資進入的發(fā)展紅利,是縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距、推動實現(xiàn)共同富裕的重要舉措。長期以來,外商投資主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū),既有研究較少討論外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響,僅在分析外資進入對城鄉(xiāng)收入差距的框架下有所涉及。但隨著我國城鎮(zhèn)化進程加快,城鎮(zhèn)地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)已成為我國農(nóng)村勞動力實現(xiàn)收入增長的主要途徑,外資進入對農(nóng)村勞動力就業(yè)方式和收入水平的影響應被納入研究視野。既有研究認為,外資進入通過勞動力需求增長[1]、工資溢出[2-3]、技術(shù)溢出[4]等途徑對東道國勞動力的收入有正向影響,但可能需要滿足一定的條件。當外資企業(yè)對勞動力市場實施壟斷定價[5],或者存在損害工人權(quán)益的“工資和勞動條件向下的引資競爭”[6-7]時,勞動力價格反而會被人為壓低。我國勞動力市場的城鄉(xiāng)分割特征明顯,農(nóng)村勞動力不充分和不穩(wěn)定就業(yè)的問題突出,受正式就業(yè)制度保護的程度也較低。這些特征形成了我國農(nóng)村勞動力就業(yè)方式選擇和收入增長的獨特環(huán)境,但少有文獻據(jù)此探討外資進入對農(nóng)村勞動力收入的實際影響和實現(xiàn)途徑?？紤]到我國農(nóng)民工普遍存在嚴重的超時勞動現(xiàn)象②,一個自然的疑問就是:外資進入主要是通過提高工資率(單位時間的勞動報酬)還是延長工作時間促進了農(nóng)村勞動力收入增長呢?對這一問題進行研究具有重要意義。

一是在理論層面,既有研究側(cè)重于討論外資進入對東道國就業(yè)規(guī)模的影響,或者從年工資或月工資層面分析外資進入的收入增長效應,較少分析外資進入對勞動力有酬工作時間的影響,也未區(qū)分收入增長是由工資率提高還是工作時間延長引致。而這對準確、細致地評價外資進入的福利含義有重要價值:提高工資率改變了農(nóng)村勞動力的價格,對其福利改進更有積極意義;而延長勞動時間僅增加了農(nóng)村勞動力的有效勞動供給總量,其福利含義相對較弱。二是在現(xiàn)實層面,隨著我國以競爭為導向的勞動力市場逐漸成型,作為就業(yè)不足或失業(yè)對立面的過度勞動呈現(xiàn)普遍化、常態(tài)化的趨勢,這在農(nóng)民工群體中表現(xiàn)尤其突出。長期嚴重的過度勞動不僅損害身體健康,還會影響就業(yè)質(zhì)量和主觀幸福感,甚至引發(fā)一系列社會問題。盡管我國勞動法對工作時間有明確限定,但地方部門對超時加班長期秉持寬松的監(jiān)管態(tài)度。其中一個可能原因是,地方政府擔憂嚴格監(jiān)管會間接推高企業(yè)用工成本,降低勞動力成本優(yōu)勢對資本進入的吸引力。如何區(qū)分勞動力為增加收入而主動選擇過度勞動與“被迫加班”的關(guān)系,是工時監(jiān)管的另一個難題[8]。評估新引進的企業(yè)(資本)對勞動力收入的影響,在多大程度上是通過延長工作時間實現(xiàn)的,是回應上述問題的重要參考點:如果新增企業(yè)主要通過延長工作時間而非提高工資率以促進勞動力收入增長,就意味著促使雇員過度勞動(而非擴大雇用規(guī)模)是企業(yè)解決勞動力需求的主要途徑,也是勞動力增加收入的主要方式,嚴格限制工時將面臨較大阻力;反之,則意味著嚴格限制工時并不會對企業(yè)用工成本和勞動力收入造成較大沖擊。

為此,本文在對外資進入影響農(nóng)村勞動力收入的途徑提出理論假設(shè)的基礎(chǔ)上,基于2013年和2018年的中國家庭收入調(diào)查(China Household Income Project,CHIP)數(shù)據(jù)進行了實證分析。研究證實了外資進入可通過提高工資率和延長工作時間兩類途徑提升農(nóng)村勞動力的收入水平,并在兩個方面擴展了既有研究。(1)在理論層面,深化了對外資進入影響農(nóng)村勞動力收入途徑的認識?；谖覈r(nóng)村勞動力就業(yè)不充分、企業(yè)固定雇用成本高的特點,指出延長工作時間是外資進入提高農(nóng)村勞動力收入的重要途徑。(2)在實證層面,明確了外資進入對農(nóng)村勞動力收入的正向影響及特點?；诓煌椒ā?shù)據(jù)和模型,分析了外資進入通過兩類途徑對農(nóng)村勞動力收入的影響程度,指出增加年工作月數(shù)是外資進入延長農(nóng)村勞動力工作時間的重要方式。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響方向

在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下, 我國農(nóng)村地區(qū)長期存在大量未充分發(fā)揮勞動力價值的隱性失業(yè)人口,其就業(yè)穩(wěn)定性差(未建立正式勞動關(guān)系),就業(yè)不充分(每年實際工作的月數(shù)或天數(shù)較少),勞動時間供給彈性高,尚未實現(xiàn)從農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)二三產(chǎn)業(yè)正式就業(yè)人員的轉(zhuǎn)變。外資進入創(chuàng)造的大量就業(yè)崗位通過提供更多就業(yè)機會和支付工資溢價等渠道,可吸引大量農(nóng)村勞動力向城市和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移[9]。盡管外資進入可能會促使企業(yè)用技術(shù)替代勞動而減少對農(nóng)村低技能勞動力的需求[10],較低的知識和技能水平也不利于農(nóng)村勞動力通過“干中學”等方式承接外資企業(yè)的技術(shù)溢出,但考慮到農(nóng)村與城市地區(qū)以及農(nóng)業(yè)與非農(nóng)就業(yè)在勞動生產(chǎn)率和工資率上的顯著差距,在平均意義上,外資進入的勞動力需求效應和工資溢出效應對農(nóng)村勞動力實現(xiàn)更充分就業(yè)和收入增長仍有重要價值。因此,本文提出以下研究假設(shè)。

H1:外資進入有助于提升我國農(nóng)村勞動力的收入水平。

(二)外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響途徑

勞動力的收入水平取決于工資率和工作時間的共同影響。既有研究主要關(guān)注外資進入對東道國國內(nèi)企業(yè)員工的年工資或月工資的平均影響,或者探討外資進入的就業(yè)規(guī)模效應[11],但并未區(qū)分勞動力需求增長或工資溢出引致的是工資率提升還是工作時間延長。考慮到我國大量農(nóng)民工處于嚴重超時勞動狀態(tài),對此予以區(qū)分有助于判斷外資進入對農(nóng)村勞動力實現(xiàn)收入增長的質(zhì)量和實際福利含義。勞動力的工作時間可從日工作小時數(shù)、月工作天數(shù)和年工作月數(shù)三個維度進行刻畫,而小時工資相比月收入和年收入更能體現(xiàn)勞動力的實際價格。如果所有勞動力的工作時間是固定的,那么外資進入對不同時間單位勞動報酬的影響是一致的。但從現(xiàn)實來看,與西方國家有明確的勞動力工資率(小時工資)和嚴格的工作時間制度不同,我國長期以來實行的工作時間制度在落實層面較為寬松,大量自雇型就業(yè)的農(nóng)村勞動力工作時間不固定,外資進入對年工資、月工資與小時工資的影響差異可能就較大。因此,應區(qū)分外資進入對工資率和工作時間的影響。

對企業(yè)的雇用成本進行分解有助于理解外資進入影響勞動力收入的途徑及其形成原因。根據(jù)企業(yè)的雇用成本是否會隨工作時間而變動的特點,可將其分為可變雇用成本和固定雇用成本兩部分。其中:按小時或天計算的酬勞、加班費等應視為可變雇用成本;不會隨工作時間改變的用工支出應視為固定雇用成本,比如員工基本工資(底薪),按照最低工資標準為員工繳納的社會保險,為員工免費提供的食宿、培訓支出,等等。一方面,按照當前我國企業(yè)的用工成本結(jié)構(gòu),僅社保繳費支出占企業(yè)用工成本的比重就高達40%左右,降低社保費率已成為我國減輕企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營負擔、推動勞動力要素資源優(yōu)化配置的重要舉措。另一方面,勞動力的工作時間越長,單位時間的固定雇用成本就越低,安排員工超時加班是企業(yè)降低用工成本的重要方式。即便加班工資比日常工資高,為了減少雇用員工的固定成本支出,企業(yè)也有動力安排既有員工加班完成生產(chǎn)任務,而不是擴大雇用規(guī)模。因此,在我國農(nóng)村勞動力就業(yè)不充分、企業(yè)固定雇用成本高的背景下,外資進入引致的勞動力需求并不會全部轉(zhuǎn)化為新增的就業(yè)機會,而可能通過超時加班、非正式雇用(雇用臨時工)等方式,將相當部分的勞動力需求轉(zhuǎn)化為既定雇用規(guī)模下的勞動力工作時間延長。同時,外資企業(yè)也并不需要為農(nóng)村勞動力提供比國內(nèi)企業(yè)高的工資率,而僅需為其提供更穩(wěn)定、更充分的有酬勞動時間,即在總收入層面提高對勞動力的吸引力,進而促進勞動力市場的需求競爭,并產(chǎn)生正向的工資溢出效應。一段時期以來,富士康等外資企業(yè)普遍存在的“低水平工資下的長時間勞動”[12]為上述分析提供了直觀例證。概言之,延長勞動力的工作時間可能是外資企業(yè)滿足勞動力需求,進而在勞動力市場產(chǎn)生工資溢出效應的重要方式。因此,本文提出以下研究假設(shè)。

H2:外資進入可通過提高工資率和延長工作時間兩類途徑提升農(nóng)村勞動力的收入水平,延長工作時間是外資進入促進農(nóng)村勞動力收入增長的重要途徑。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文主要基于2013年和2018年的CHIP數(shù)據(jù)中具有農(nóng)村戶口身份的受訪者樣本進行分析。該調(diào)查采用分層調(diào)查的方式在全國15個省份選擇區(qū)縣展開調(diào)查,具有地區(qū)代表性強、時間跨度長的特點?？紤]到勞動力市場對年齡的限制,本文將16～60歲男性和16～55歲女性作為研究對象。外資進入對不同時間單位下收入的影響差異是本文關(guān)注的重點,為此,需要根據(jù)受訪者提供的年收入和工作時間信息折算工資率。本文對收入和工作時間進行了0.5%和99.5%分位點的縮尾處理以降低異常值的影響,并基于居民消費價格指數(shù),以2013年為基期對2018年的收入進行平減,以使兩年的收入可進行跨期比較③。各變量中,農(nóng)村勞動力收入和工作時間基礎(chǔ)數(shù)據(jù)以及除城市人口規(guī)模之外的控制變量數(shù)據(jù)來自2013年和2018年的CHIP數(shù)據(jù),地級市規(guī)模以上外資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、GDP以及城市人口規(guī)模數(shù)據(jù)來自歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

(二)變量定義

1.被解釋變量

CHIP在2013年與2018年的數(shù)據(jù)調(diào)查中,對從事過工資性工作以及非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的所有住戶成員,詳細詢問了其最主要的工資性工作(收入最高的工作)和非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的年收入情況,以及相應的年工作月數(shù)、月工作天數(shù)、天工作小時數(shù)。據(jù)此可構(gòu)建不同時間單位的收入衡量指標,主要包括小時工資、日收入、月收入和年收入等。因此,農(nóng)村勞動力收入和工作時間均是本文的被解釋變量(F),具體包括小時工資(W)、日收入(DW)、月收入(MW)、年收入(Y)以及日工作小時數(shù)(H)、月工作天數(shù)(D)、年工作月數(shù)(M)、年工作小時數(shù)(T)。

2.解釋變量

本文的解釋變量為外資進入(Open),采用“地級市規(guī)模以上外資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重”作為地級市外資進入的衡量指標?？紤]到外資進入通過改變勞動力市場供求關(guān)系而影響勞動力收入的作用可能具有一定的遲滯性,而且外資進入的存量特征相比流量特征能更好地體現(xiàn)其影響力,故本文將上述外資進入指標在2011—2013年、2016—2018年的均值分別與2013年和2018年的CHIP數(shù)據(jù)進行匹配。

3.控制變量

本文的控制變量包括農(nóng)村勞動力的個體特征、就業(yè)特征和家庭特征變量。個體特征變量包括工作經(jīng)驗、工作經(jīng)驗平方項、受教育年限、性別、婚姻狀況、民族身份、政治面貌、健康狀況和戶口所在地;就業(yè)特征變量包括就業(yè)類型、勞動合同、勞動保障、單位規(guī)模、職業(yè)類別和單位性質(zhì);家庭特征變量包括父母的受教育狀況、就業(yè)經(jīng)歷、單位性質(zhì)和職業(yè)類別,以控制父代的人力資本和就業(yè)特征對子代收入的代際傳遞作用。此外,本文還控制了城市層面的地區(qū)特征變量,包括城市人力資本和城市人口規(guī)模,并對連續(xù)性變量在估計時均進行取對數(shù)處理,對兩期數(shù)據(jù)混合回歸的模型還控制了年份虛擬變量。

表1匯報了本文變量定義與描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示,農(nóng)村勞動力的日工作小時數(shù)達到了8.622小時,明顯高于不超過8小時的國家規(guī)定。外資進入的均值達到了0.388,表明外資對我國經(jīng)濟發(fā)展已具有較強影響力。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果

基于上述數(shù)據(jù)和變量,可繪圖呈現(xiàn)農(nóng)村勞動力收入和工作時間與外資進入的關(guān)系(見圖1)。如圖1(a)和圖1(b)所示:農(nóng)村勞動力收入隨著外資進入的提高而上升,但小時工資對外資進入的敏感程度可能低于年收入;在日收入與月收入層面,外資進入對二者的正向影響基本一致。相應地,圖1(c)和圖1(d)呈現(xiàn)了農(nóng)村勞動力的工作時間與外資進入的關(guān)系:勞動力的年工作小時數(shù)隨著外資進入的提高而上升,這與日工作小時數(shù)隨著外資進入的提高反而略有下降形成了明顯對比;在月工作天數(shù)和年工作月數(shù)方面,外資進入對二者均有正向影響。

圖1 外資進入對農(nóng)村勞動力收入與工作時間的影響

(三)模型構(gòu)建

基于上述數(shù)據(jù)和變量,本文采用以下模型估計外資進入對農(nóng)村勞動力收入和工作時間的影響。

(1)

本文各被解釋變量的關(guān)系為:

Y=W×T=W×H×D×M

(2)

對式(2)取對數(shù),并結(jié)合式(1)可得:

(3)

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果分析

根據(jù)上述數(shù)據(jù)和模型,表2匯報了基于OLS方法的外資進入影響農(nóng)村勞動力收入和工作時間的回歸結(jié)果。表2中,外資進入對不同時間單位下的勞動力收入均有正向影響,因此,H1得到了驗證。具體而言,外資進入對小時工資和日收入的影響相對較小,但對月收入和年收入的影響逐漸遞增,尤其是對年收入的影響系數(shù)值較大。從工作時間來看,外資進入對日工作小時數(shù)的影響顯著,但系數(shù)較小且為負。而外資進入對月工作天數(shù)和年工作月數(shù)均有顯著正向影響,對后者的影響尤其大,由此表明外資進入更多地提高了勞動力的年工作小時數(shù)。這可能是由于外資進入可促進勞動力市場競爭和推動其正規(guī)化,減少日常的無效加班和過度勞動;同時,外資進入的勞動力需求效應有助于促進農(nóng)村勞動力更充分就業(yè),提高勞動力資源的利用程度。此外,本文基于2013年和2018年的CHIP數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)村勞動力的日工作小時數(shù)和月工作天數(shù)高于城鎮(zhèn)勞動力,也高于國家法定工作時間上限值,但每年工作月數(shù)僅有9.6個月,顯著低于城鎮(zhèn)勞動力的11.0個月④。因此,外資進入對促進農(nóng)村勞動力就業(yè)的穩(wěn)定性和連續(xù)性具有重要價值,但在是否引起了過度勞動方面仍有待探討。從影響途徑來看,外資進入對年收入的影響(0.063)可分解為對小時工資的影響(0.028)和對年工作小時數(shù)的影響(0.035)兩個部分,外資進入通過工作時間途徑對勞動力收入的影響更大,H2得到了驗證。日工作小時數(shù)和月工作天數(shù)的回歸模型擬合優(yōu)度(R2)相對較小,這可能是由于這兩個變量的觀測值較集中,變異性(方差)較小,模型對觀測數(shù)據(jù)的解釋能力相對受限?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果符合預期,與既有研究的結(jié)論基本一致,表明本文使用的數(shù)據(jù)和變量較為合理。

表2 外資進入對農(nóng)村勞動力收入和工作時間的影響:OLS方法回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性處理

1.基于工具變量方法的估計

外資進入與勞動力收入和工作時間可能存在互為因果關(guān)系而造成內(nèi)生性問題。為此,參考既有研究[13-14],將海外市場接近度作為外資進入的工具變量(IV),以各城市(地級市)到海岸線最短距離的倒數(shù)來衡量。其中,若以沿海城市到海岸線最短距離為其內(nèi)部距離,則內(nèi)陸城市到海岸線最短距離為其到最近沿海港口城市的距離與后者內(nèi)部距離之和。從歷史和政策現(xiàn)實來看,外資企業(yè)在我國的投資存在從沿海到內(nèi)陸的漸進過程?；?018年的地級市橫截面數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果⑤顯示,城市外資進入與其海外市場接近度有穩(wěn)健的正向關(guān)系,表明海外市場接近度是影響外資進入的重要因素,作為工具變量是有效的。同時,地理距離是城市固有的地理信息變量,與個體收入和工作時間的聯(lián)系較弱,外生性較強。比如廣東各地級市與海岸線的距離都較近,但區(qū)域發(fā)展差距較大,揭陽、汕尾、湛江等臨海城市的人均GDP僅為深圳的1/4左右。另一個例子是處于內(nèi)陸的內(nèi)蒙古,其2021年人均可支配收入為34 108元,明顯高于同期海南的30 457元。

表3的列(1)～列(4)匯報了基于IV方法的外資進入對農(nóng)村勞動力收入影響的回歸結(jié)果。在該方法下,外資進入對農(nóng)村勞動力小時工資與日收入的影響微弱且均不顯著,但對月收入和年收入的影響系數(shù)分別為0.044和0.119,且變量均在1%的水平下顯著。而農(nóng)村勞動力每增加1年受教育年限,年收入僅提升4.1%(見表2),表明外資進入對提高農(nóng)村勞動力報酬的現(xiàn)實意義較大,進一步驗證了H1。表3的列(5)～列(8)匯報了基于IV方法的外資進入對農(nóng)村勞動力工作時間的影響。結(jié)果顯示,外資進入對農(nóng)村勞動力日工作小時數(shù)的影響微弱,但對月工作天數(shù)、年工作月數(shù)的影響較大:外資進入每提高1%,月工作天數(shù)和年工作月數(shù)分別可提升0.035%和0.073%,二者合計將年工作小時數(shù)提升了0.108%。這表明對年工作月數(shù)和月工作天數(shù)的影響是外資進入提高農(nóng)村勞動力年收入的重要途徑,進一步驗證了H2。

表3 外資進入對農(nóng)村勞動力收入和工作時間的影響:IV方法回歸結(jié)果

第一階段F統(tǒng)計量與C-D Wald F統(tǒng)計量均表明,使用“海外市場接近度”作為工具變量與外資進入的相關(guān)性較強,可以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)。實際上,在本文使用的數(shù)據(jù)和變量中,第一階段F統(tǒng)計量和C-D Wald F統(tǒng)計量均在800以上,可在1%的顯著性水平下拒絕本文使用的工具變量為“弱工具變量”。DWH檢驗F統(tǒng)計量顯示,對于外資進入影響小時工資、日收入和日工作小時數(shù)的模型而言,不能拒絕外資進入這一變量是外生的,表明使用OLS方法估計更合適。但在對其他被解釋變量進行估計的模型中,可在至少5%的顯著性水平下拒絕外資進入這一變量是外生的,表明使用工具變量緩解內(nèi)生性問題是合適的。這可能是由于人力資源和社會保障部門對勞動力最低小時工資標準有較嚴格的限制,且在8小時工作制下勞動力的日工作時間差異較小,因此以小時工資或日收入衡量的勞動力價格以及以日工作小時數(shù)衡量的勞動供給彈性對外商投資區(qū)位選擇的影響較小,產(chǎn)生的內(nèi)生性也較低。但勞動力每月加班天數(shù)、每年工作月數(shù)方面的工作時間延展性對外資進入有較大影響,產(chǎn)生的內(nèi)生性也較大,若基于OLS方法進行估計將低估外資進入對月收入和年收入的影響。據(jù)此,除非特別注明,本文剩余部分基于OLS方法估計外資進入對農(nóng)村勞動力小時工資的影響,對年收入的影響則采用IV方法估計⑥。

2.基于傾向得分匹配—雙重差分(PSM-DID)方法的估計

隨著我國進一步地從沿海向內(nèi)陸開放,城市到海岸線的距離對外資進入的影響可能會逐漸降低,將海外市場接近度作為工具變量的有效性可能會下降,需要嘗試采用其他方法檢驗IV方法的合理性。近年來我國將自貿(mào)區(qū)作為深化改革開放、吸引外資的重要政策試驗,自貿(mào)區(qū)吸引外資的效應得到了廣泛認可[15-17]。比如,2020年自貿(mào)區(qū)實際使用外資金額占全國實際使用外資金額的比重達到了17.9%⑦。因此,可將受訪者所在的城市是否設(shè)有自貿(mào)區(qū)作為其就業(yè)環(huán)境是否受到外資進入沖擊的代理變量,結(jié)合2013年和2018年兩期的CHIP混合截面數(shù)據(jù),將在此期間設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市⑧的樣本作為處理組,將其他城市的樣本作為控制組,估計自貿(mào)區(qū)設(shè)立對勞動力工資收入和工作時間的影響。在2013年和2018年CHIP數(shù)據(jù)均有調(diào)查的114個城市中,有12個為自貿(mào)區(qū)試點城市,樣本占比為10.5%。

自貿(mào)區(qū)作為國家發(fā)展戰(zhàn)略,其設(shè)立不是隨機的,而是會考慮城市地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平等因素。勞動力個體就業(yè)城市選擇也可能基于學歷、工作經(jīng)驗等因素綜合決策。這些因素可能影響本文的結(jié)果變量而造成估計偏誤,為此需采用PSM-DID方法進行檢驗。該方法的思路是對在設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市工作的勞動力個體i,找到在未設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市工作的勞動力個體k,使影響二者是否在設(shè)有自貿(mào)區(qū)的城市工作的可觀測因素盡可能一致,以降低自貿(mào)區(qū)設(shè)立和勞動力個體就業(yè)城市選擇的非隨機性造成的估計偏誤。在此基礎(chǔ)上運用DID方法,以控制不隨時間變化的不可觀測因素對回歸結(jié)果的影響。結(jié)合司春曉等[17]的做法,除前述個體特征變量之外,本文還選取地級市層面的地區(qū)生產(chǎn)總值、人口規(guī)模、人口平均受教育年限、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、固定資產(chǎn)投資規(guī)模、地方財政收入和所處地理位置(東部或中西部地區(qū))作為自貿(mào)區(qū)設(shè)立的控制變量,繼而進行核匹配。

據(jù)此,本文將自貿(mào)區(qū)設(shè)立作為勞動力是否受到外資進入沖擊的代理變量,并采用PSM-DID方法進行估計,結(jié)果如表4所示。無論是在小時工資還是年收入層面,城市自貿(mào)區(qū)設(shè)立均顯著地促進了在當?shù)鼐蜆I(yè)的農(nóng)村勞動力的收入增長。從影響途徑來看,提高工資率和延長工作時間均是自貿(mào)區(qū)設(shè)立有效提升農(nóng)村勞動力收入水平的重要途徑。其中,增加年工作月數(shù)是勞動力延長工作時間的重要方式。

表4 外資進入對農(nóng)村勞動力收入和工作時間的影響:PSM-DID方法回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.更換核心解釋變量

外資進入是一個多方面的現(xiàn)象,可從多個維度刻畫。為呈現(xiàn)不同衡量方式下回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用外資企業(yè)占比(規(guī)模以上外商投資企業(yè)占規(guī)模以上企業(yè)的比重)、外商投資額占比(規(guī)模以上外商實際投資額占固定資產(chǎn)投資總額的比重),以及外資利用額占比(當年實際利用外資金額占GDP的比重)這三種方式衡量外資進入,繼而分別估計其對農(nóng)村勞動力小時工資(基于OLS方法)和年收入(基于IV方法)的影響,結(jié)果如表5所示。無論采用哪種方法衡量,外資進入對農(nóng)村勞動力年收入的影響程度均明顯高于對小時工資的影響。這與前文的回歸結(jié)果是一致的,表明本文的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 更換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.使用省級面板數(shù)據(jù)

隨著我國持續(xù)推進更高水平對外開放,外資進入的規(guī)模持續(xù)擴大,行業(yè)領(lǐng)域不斷拓展,對農(nóng)村勞動力的工作崗位和收入的影響也可能隨之變化。為呈現(xiàn)外資進入影響農(nóng)村勞動力收入的動態(tài)特征,檢驗基于微觀數(shù)據(jù)得到的結(jié)論,本文基于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》,構(gòu)造了2002—2019年31個省份的省級面板數(shù)據(jù),并采用雙向固定效應模型對外資進入與農(nóng)村勞動力收入的關(guān)系進行考察。模型設(shè)定如下:

(4)

其中,s代表省份。Y是衡量農(nóng)村勞動力群體年收入的變量,一般采用農(nóng)村居民可支配收入衡量?？紤]到我國有大量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)地區(qū)的私營企業(yè)就業(yè),或者從事自雇經(jīng)營等非正規(guī)就業(yè),本文還采用“其他單位其他就業(yè)人員工資”和“城鎮(zhèn)私營單位就業(yè)人員工資”作為衡量農(nóng)村勞動力群體年收入的代理變量。其中,其他單位指除國有單位、集體單位之外的其他登記注冊類型單位,其他就業(yè)人員指勞動統(tǒng)計制度規(guī)定不作職工統(tǒng)計,但實際參加各單位生產(chǎn)或工作并取得勞動報酬的人員,比較接近非正規(guī)就業(yè)的農(nóng)村勞動力的就業(yè)特征。Open2為外資進入平方項,外資進入采用外資企業(yè)的投資總額衡量。Z為省級層面的一系列控制變量,包括人均GDP、人均財政支出、常住人口規(guī)模、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、申請專利授權(quán)量、?？萍耙陨暇蜆I(yè)人員占比、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率等。為評價模型的二次型特征(“U”型關(guān)系)是否穩(wěn)健,本文參考Haans et al.[18]的做法進行檢驗。表6的回歸結(jié)果顯示,無論采用哪種方式衡量年收入,外資進入均有助于提高農(nóng)村勞動力的收入水平。這與前文的基準回歸結(jié)果一致,表明本文的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響呈現(xiàn)出先上升后下降的倒“U”型關(guān)系,但這種倒“U”型關(guān)系并不顯著,表明影響關(guān)系較為穩(wěn)定。

表6 基于省級面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.區(qū)分2013年與2018年樣本

近年來,我國農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移的規(guī)模逐漸趨于穩(wěn)定,勞動供給彈性可能趨于下降,外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響可能也會發(fā)生變動。為此,本文分別對2013年和2018年的樣本采用兩種方法進行估計。表7的回歸結(jié)果顯示,采用OLS方法進行估計時,外資進入對不同時間單位下的農(nóng)村勞動力收入均有顯著正向影響。但采用IV方法估計時,外資進入僅對月收入和年收入有顯著正向影響。DWH檢驗F統(tǒng)計量顯示,應采用IV方法估計外資進入對年收入的影響,對小時工資、日收入和月收入的分析則應基于OLS方法。從系數(shù)值來看,外資進入對小時工資、日收入、月收入和年收入的影響依次遞增,其中對前三者的影響系數(shù)值在0.017～0.036,對年收入的影響系數(shù)值在0.113～0.131。這與基準回歸結(jié)果基本一致,表明本文基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。從外資進入對小時工資與年收入的影響系數(shù)值變化來看,外資進入通過工資率途徑對農(nóng)村勞動力收入的影響略有上升,延長工作時間對農(nóng)村勞動力收入增長的貢獻度可能在逐漸下降。

表7 外資進入影響農(nóng)村勞動力收入的回歸結(jié)果:2013年與2018年的比較

4.更換研究樣本:對城鎮(zhèn)勞動力的影響

在城鎮(zhèn)勞動力市場可能存在的戶籍分割作用下,可將外資進入對就業(yè)更充分的城鎮(zhèn)勞動力的影響納入視野,與本文關(guān)注的對農(nóng)村勞動力的影響進行比較,結(jié)果如表8所示。DWH檢驗F統(tǒng)計量表明,外資進入對城鎮(zhèn)勞動力收入的影響內(nèi)生性較強,應采用IV方法進行估計。在此方法下,外資進入對城鎮(zhèn)勞動力小時工資的影響系數(shù)值達到了12.0%,對年工作小時數(shù)的影響系數(shù)值僅有2.3%。這表明外資進入主要通過提高工資率的途徑提升城鎮(zhèn)勞動力收入,通過延長年工作時間提升收入的作用較小。這與外資進入影響農(nóng)村勞動力收入的兩種途徑的貢獻形成了明顯對比。從系數(shù)值比較來看,外資進入對城鎮(zhèn)與農(nóng)村勞動力年收入的影響系數(shù)值差異較小,表明外資進入可能不是城鄉(xiāng)勞動力收入差距擴大的重要原因。

表8 外資進入影響城鎮(zhèn)勞動力收入和工作時間的回歸結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

1.基于個體特征的異質(zhì)性分析

性別、年齡、學歷等個體特征不同的農(nóng)村勞動力在獲取外資進入引致的較高收入的就業(yè)機會方面可能存在差異,須對此進行異質(zhì)性分析。表9的結(jié)果顯示,外資進入對不同群體的小時工資的影響系數(shù)值在0.025～0.035,對年收入的影響系數(shù)值在0.097～0.145,二者差異明顯。從組內(nèi)比較來看,在小時工資層面,外資進入對女性和高學歷(受教育程度為高中及以上,否則為低學歷)農(nóng)村勞動力的影響相對較大;但在年收入層面,男性、年齡較大(40歲及以上,否則為年齡較小)和高學歷的農(nóng)村勞動力從外資進入中的獲益程度相對更高,可能是由于這些群體延長工作時間的主動性更強。

表9 基于個體特征的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

2.基于就業(yè)模式的異質(zhì)性分析

外資進入可通過競爭效應、前后向關(guān)聯(lián)效應和技術(shù)外溢效應等途徑降低勞動力從事非正規(guī)就業(yè)的概率,促進勞動力市場正規(guī)化[19]。不同就業(yè)模式(正規(guī)或非正規(guī)就業(yè))的農(nóng)村勞動力收入受外資進入的影響就可能存在較大差異。為此,本文參考既有研究[20],從就業(yè)類型、勞動保障和單位規(guī)模三個維度劃分就業(yè)模式,將自雇型就業(yè)(自營勞動或家庭幫工,否則為雇用型就業(yè))以及無勞動保障(未與雇主簽訂勞動合同,或者簽訂有勞動合同但未享受“五險一金”中的任何一項;否則為有勞動保障)和單位規(guī)模小(單位員工在8人及以下,否則為單位規(guī)模大)的從業(yè)者作為非正規(guī)就業(yè)者,與之相對的則為正規(guī)就業(yè)者,考察對不同就業(yè)模式勞動力的影響差異?；貧w結(jié)果如表10所示。整體而言,非正規(guī)與正規(guī)就業(yè)者的小時工資和年收入均能因外資進入而提高。從組內(nèi)比較來看,外資進入在小時工資層面對雇用型就業(yè)、無勞動保障、單位規(guī)模小的農(nóng)村勞動力的影響相對較低;但在年收入層面,外資進入對這三個群體的影響反而相對較高。這可能是由于無勞動保障和單位規(guī)模小的勞動力加班時間更長;自雇型就業(yè)者相對靈活的從業(yè)方式更有利于把握外資帶來的市場機遇而提高勞動報酬,但其工作穩(wěn)定性可能相對較差,或者是主動選擇的工作時間相對較短,外資進入對其年收入的影響相對較低。

表10 基于就業(yè)模式的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

3.基于流動狀態(tài)的異質(zhì)性分析

外商直接投資具有地理性聚集的特征[21],東部地區(qū)和區(qū)域中心城市對外資的吸引力更強。對農(nóng)村勞動力而言,跨地區(qū)流動是獲得更高收入的就業(yè)機會的重要途徑。國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2022年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示,2022年我國外出農(nóng)民工總量為1.72億人,其中跨省份流動的達到7 061萬人,流出人口主要來自中西部地區(qū)。為此,本文根據(jù)戶口所在地和工作地點是否與調(diào)查地點在同一區(qū)縣,以及工作地點地區(qū)類型是否為地級及以上城市(地級市、直轄市、省會,縣級市、建制鎮(zhèn)、其他類型則為否),來劃分農(nóng)村勞動力的流動狀態(tài),并進行異質(zhì)性檢驗,結(jié)果如表11所示。在小時工資層面,戶口所在地及工作地點與調(diào)查地點不在同一區(qū)縣、工作地點所在地區(qū)類型為地級及以上城市的農(nóng)村勞動力,從外資進入中的獲益程度相對較高。在年收入層面,外資進入對不同流動狀態(tài)的農(nóng)村勞動力均有穩(wěn)健的促進作用,對流動性強的勞動力的影響相對較大。這表明,盡管外資進入的收入增長效應在地理空間上分布不均衡,流動性強的農(nóng)村勞動力更能由此受益,且在離開戶口所在地而前往“大城市”工作的外出農(nóng)民工群體中表現(xiàn)更明顯,但這種影響具有空間擴散性,流動性較低的農(nóng)村勞動力也能通過延長工作時間等方式從外資進入中獲益。

表11 基于流動狀態(tài)的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

4.基于市場特征的異質(zhì)性分析

外資企業(yè)是雇用者、投資者和產(chǎn)品生產(chǎn)者,因而地區(qū)層面的勞動力市場、信貸市場和產(chǎn)品市場環(huán)境特征也會影響外資進入對勞動力收入的作用程度。為此,基于受訪者當年是否有被拖欠工資的經(jīng)歷、借貸申請被拒或沒被滿足的經(jīng)歷、從事非農(nóng)自我經(jīng)營活動的經(jīng)歷,分別構(gòu)造地級市層面的就業(yè)保護、融資約束和創(chuàng)業(yè)活力分組變量,并進行異質(zhì)性檢驗。表12的結(jié)果顯示,外資進入在小時工資層面對就業(yè)保護強地區(qū)的勞動力小時工資的影響明顯較大;但在勞動力年收入層面,外資進入對就業(yè)保護弱地區(qū)的影響反而更大。這可能反映了勞動法在限制過度勞動方面的實施困境:在勞動力已實現(xiàn)充分就業(yè)、勞動供給總量不變的情況下,嚴格實施用人單位安排勞動力加班的限制規(guī)定,將有利于促進外資企業(yè)通過勞動力需求效應提升工資率;但在農(nóng)村勞動力并未實現(xiàn)充分就業(yè)(表現(xiàn)為每年工作的月數(shù)較少),或者有較強的意愿延長工作時間(尤其是每月工作天數(shù))以獲得更高收入的情況下,放松加班限制反而更有利于農(nóng)村勞動力通過加班實現(xiàn)收入增長,外資進入延長勞動者工作時間的作用更突出。在融資約束不同的地區(qū),外資進入對勞動力小時工資與年收入的影響較為一致,表明外資進入通過資本市場對勞動力延長工作時間的影響較小。在創(chuàng)業(yè)活力高的地區(qū),外資進入對勞動力小時工資和年收入的影響均相對較大,這可能是由于當?shù)氐钠髽I(yè)與外資企業(yè)競爭的能力更強,勞動力也更能抓住外資進入的市場機遇進而提升工資率。

表12 基于地區(qū)市場特征的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

五、進一步研究

1.外資進入對土地經(jīng)營行為的影響

傳統(tǒng)上我國農(nóng)村勞動力主要通過經(jīng)營土地獲取收入。但我國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)力發(fā)展水平長期低于其他部門,農(nóng)業(yè)勞動的報酬相對較低。前文表明,外資進入可通過延長工資性工作以及非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動時間的方式提高勞動力收入,但缺少對外資進入影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的研究。分析外資進入如何影響農(nóng)村勞動力的土地經(jīng)營和流轉(zhuǎn)行為,有助于從生產(chǎn)方式變遷的角度理解外資進入對農(nóng)村勞動力收入的影響。表13呈現(xiàn)了外資進入對農(nóng)村勞動力經(jīng)營土地、經(jīng)營土地面積、轉(zhuǎn)包土地、轉(zhuǎn)包土地面積和轉(zhuǎn)包土地價格的影響。考慮到未經(jīng)營或未轉(zhuǎn)包土地的勞動力缺乏經(jīng)營或轉(zhuǎn)包土地面積(及價格)的數(shù)據(jù),本文采用Heckman兩階段模型將經(jīng)營或轉(zhuǎn)包土地的概率納入模型,以降低樣本選擇偏差造成的估計偏誤。結(jié)果顯示,外資進入降低了勞動力經(jīng)營土地的概率和面積,提高了將土地轉(zhuǎn)包出去的概率和價格。這意味著,從土地資產(chǎn)配置的角度來看,外資進入有助于將我國分散的土地資源通過轉(zhuǎn)包的方式促進土地集中生產(chǎn)經(jīng)營。這既可以將勞動力從低回報的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來,也提高了經(jīng)營土地的效率和土地資產(chǎn)價格。

表13 外資進入影響農(nóng)村勞動力土地經(jīng)營行為的回歸結(jié)果

2.外資進入對就業(yè)方式選擇及時間分配的影響

前文僅關(guān)注了外資進入對工資性工作以及非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動時間的影響,并未分析外資進入如何影響農(nóng)村勞動力就業(yè)方式選擇及其勞動時間分配。表14呈現(xiàn)了外資進入對農(nóng)村勞動力選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動、非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、本地雇用型工作或外出從業(yè)活動的概率,以及相應的對勞動時間的影響,以理解外資進入對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)和轉(zhuǎn)移就業(yè)的影響。未選擇特定就業(yè)類型的勞動力將缺乏相應的工作時間,比如未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的勞動力的工作天數(shù)值是缺失的,因此本文采用Heckman兩階段模型,將農(nóng)村勞動力是否選擇特定就業(yè)類型的概率納入工作時間分配的回歸模型,以降低樣本選擇偏差造成的估計偏誤。表14的結(jié)果顯示,外資進入降低了農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的概率和天數(shù),相應地增加了從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的概率和天數(shù)。同時,外資進入也會提高農(nóng)村勞動力從事受雇于單位或個人的雇用型工作的概率和天數(shù)。這與已有研究[9]關(guān)于對外開放通過促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)而縮小城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)論是一致的。盡管外資進入減少了農(nóng)村勞動力外出從業(yè)活動,即降低了流動到戶口所在的鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)外務工或經(jīng)商的概率,但仍會增加其外出從業(yè)活動的天數(shù)。這可能是由于外資進入既為當?shù)靥峁┝烁嗟姆寝r(nóng)就業(yè)機會,也擴大了當?shù)剞r(nóng)村勞動力就業(yè)選擇的地理范圍:既可以選擇在“家門口”就業(yè),也可以選擇長期在外務工。

表14 外資進入影響農(nóng)村勞動力就業(yè)方式選擇及時間分配的回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

我國農(nóng)村勞動力就業(yè)不充分的特點突出,外資進入可通過提高工資率和延長工作時間這兩種途徑影響農(nóng)村勞動力的收入。受企業(yè)固定雇用成本高企的影響,延長工作時間是外資企業(yè)滿足勞動力需求進而產(chǎn)生工資溢出效應的重要途徑。本文基于2013年和2018年CHIP數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn),外資進入對農(nóng)村勞動力的工資率與工作時間均有正向影響,增加年工作月數(shù)是農(nóng)村勞動力延長工作時間的重要方式?；诓煌椒?、變量、樣本和模型的回歸結(jié)果均支持這一結(jié)論。這與外資進入主要通過提高工資率而非延長工作時間的途徑促進城鎮(zhèn)勞動力收入增長形成了明顯對比。隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的規(guī)模趨于穩(wěn)定并實現(xiàn)較充分就業(yè),外資進入通過延長工作時間對收入增長的影響可能在逐漸下降。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),雇用型就業(yè)、無勞動保障、單位規(guī)模小、流動性強、就業(yè)保護弱地區(qū)的農(nóng)村勞動力,外資進入通過延長工作時間而促進其收入增長的幅度更大。進一步研究發(fā)現(xiàn),外資進入有助于推動農(nóng)村勞動力將土地轉(zhuǎn)包出去,轉(zhuǎn)而在本地從事雇用型工作和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性活動,或長期在外務工。

(二)政策啟示

第一,應重視外資進入通過延長工作時間對農(nóng)村勞動力收入的影響,加強工時監(jiān)管,同時為農(nóng)村勞動力提供更多就業(yè)機會。外資企業(yè)是中國市場主體的重要組成部分,吸引外資應成為我國解決勞動力就業(yè)問題的重要舉措。應從客觀上認識到延長工作時間是當前我國農(nóng)村勞動力提升收入的重要方式,加強工時監(jiān)管應與提高就業(yè)質(zhì)量基本同步,避免對勞動力收入產(chǎn)生較大沖擊。解決部分企業(yè)存在的過度勞動問題不能僅靠加強監(jiān)管遏制超時加班,更重要的是應以實現(xiàn)充分和生產(chǎn)性就業(yè)為目標,擴大第三產(chǎn)業(yè)的外資引進規(guī)模,消除各種影響外資創(chuàng)造就業(yè)崗位的不合理限制,促進平等就業(yè)和包容性就業(yè)。第二,應推動降低企業(yè)的固定雇用成本,支持企業(yè)以擴大雇用規(guī)模而非延長工時的方式滿足其勞動力需求。固定雇用成本不但影響企業(yè)的競爭力,還會改變企業(yè)的用工方式。為此,應推動降低企業(yè)的社保繳納負擔,為企業(yè)新增雇用勞動力提供補貼,開展普惠性職業(yè)技能培訓,通過多種方式持續(xù)降低企業(yè)固定雇用成本。這對減輕企業(yè)強制性安排加班的激勵、促進社會勞動關(guān)系和諧有重要意義。第三,應破除農(nóng)村勞動力在城鎮(zhèn)實現(xiàn)穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)的障礙,提高農(nóng)村勞動力從外資進入中的獲益程度。外資進入對城鎮(zhèn)勞動力工資率有較大的影響表明,通過戶口身份轉(zhuǎn)變等方式推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化,穩(wěn)定農(nóng)村勞動力在城市工作和生活的預期,有助于激勵農(nóng)村勞動力在城市勞動力市場通過“干中學”等途徑提升勞動生產(chǎn)率。為了讓廣大農(nóng)村勞動力在勞動力價格層面充分獲得外資進入的收入增長紅利,還應持續(xù)加大對農(nóng)村地區(qū)的教育資源投入,提升農(nóng)村地區(qū)整體人力資本水平,提高農(nóng)村勞動力對非農(nóng)就業(yè)方式的適應能力。

注 釋：

①數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計局《中華人民共和國2022年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》(http:∥www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202302/t20230203_1901711.html)。

②比如,國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2016年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示,2016年農(nóng)民工周平均工作時間約為53小時,遠超過勞動法規(guī)定的標準工時44個小時,且周從業(yè)時間超過44小時的農(nóng)民工占比達到了78.4%。

③以2013年的消費價格指數(shù)為100,則2018年的消費價格指數(shù)為109.4。

④限于篇幅,農(nóng)村勞動力與城鎮(zhèn)勞動力的日工作小時數(shù)、月工作天數(shù)和年工作月數(shù)的具體統(tǒng)計結(jié)果未列示,留存?zhèn)渌鳌Ｗ髡哙]箱:zhangwei@swun.edu.cn。

⑤限于篇幅,海外市場接近度與外資進入關(guān)系的檢驗結(jié)果未列示,留存?zhèn)渌鳌?/p>

⑥實際上,本文在使用IV方法的模型中均對外資進入變量的內(nèi)生性進行了檢驗。結(jié)果顯示,對2013年和2018年CHIP數(shù)據(jù)中的農(nóng)村勞動力樣本而言,外資進入對小時工資的影響始終是外生的,但對年收入的影響是內(nèi)生的。

⑦數(shù)據(jù)來源:商務部《“十四五”利用外資發(fā)展規(guī)劃》(https:∥www.gov.cn/zhengce/zhengceku/2021-10/22/5644286/files/fd457e80f1b5470fad7ce3477f5e7829.pdf)。

⑧具體城市為上海、廣州、深圳、珠海、福州、廈門、天津、大連、沈陽、營口、舟山、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、瀘州、西安、海口、三亞,共23個。