對(duì)外貿(mào)易與中國(guó)人力資本的積累：來(lái)自省級(jí)面板的證據(jù)

陳利鋒

（中共廣東省委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部 廣東 廣州 510053）

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化與全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的今天，貿(mào)易引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)已經(jīng)成為學(xué)界的共識(shí)。那么與之相關(guān)的一個(gè)問(wèn)題即貿(mào)易是如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的呢？對(duì)于這一問(wèn)題的回答可謂眾說(shuō)紛紜。傳統(tǒng)的國(guó)際貿(mào)易理論如Stiglitz（1970）等認(rèn)為貿(mào)易主要是通過(guò)提高資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1]；但與之不同的是，Deardorff與Stern（1984）的經(jīng)驗(yàn)研究卻發(fā)現(xiàn)貿(mào)易通過(guò)提高資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效可以忽略不計(jì)[2]。之后的研究如Muzumdar（1996）則認(rèn)為貿(mào)易主要是通過(guò)促進(jìn)物質(zhì)資本的積累，進(jìn)而放大了比較優(yōu)勢(shì)和促進(jìn)索洛（Solow）式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[3]。這些研究的共同點(diǎn)在于其建立在新古典增長(zhǎng)理論（Neo-classical Growth Theory）的基礎(chǔ)上，這一理論由于過(guò)于強(qiáng)調(diào)物質(zhì)資本積累的重要性以及對(duì)于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效的解釋力有限而飽受詬病。之后的Coe和Helpman（1995）等將這一問(wèn)題的研究建立在內(nèi)生增長(zhǎng)理論的基礎(chǔ)上，強(qiáng)調(diào)貿(mào)易所帶來(lái)的技術(shù)溢出在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用[4]。與技術(shù)溢出密切相關(guān)另一個(gè)因素就是人力資本，因?yàn)槿肆Y本積累狀況之間關(guān)系到先進(jìn)技術(shù)在國(guó)家之間轉(zhuǎn)移的效果（Temple，1999[5]；Benhabib 和 Spiegel，2005[6]等）。然而，在對(duì)外貿(mào)易過(guò)程中，一些關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量、樣式、規(guī)格等方面的貿(mào)易合約在無(wú)形中促進(jìn)了貿(mào)易國(guó)投資于相關(guān)的教育和培訓(xùn)，進(jìn)而促進(jìn)了人力資本的積累。因此，已有的研究可能忽略了一個(gè)十分重要的問(wèn)題即貿(mào)易本身可能會(huì)促進(jìn)人力資本的積累，進(jìn)而引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

基于以上思路，Galor與 Mountford（2008）利用世界各國(guó)1985-1989年的數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)[7]，對(duì)于OECD國(guó)家而言，對(duì)外貿(mào)易通過(guò)增加了其技術(shù)密集型產(chǎn)品的需求，進(jìn)而增加了人力資本積累的需求，因而貿(mào)易促進(jìn)了人力資本的積累；而對(duì)于非OECD國(guó)家卻不存在這種效應(yīng)，但作者的樣本中并未包含中國(guó)。Hassine（2008）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易可以通過(guò)技術(shù)擴(kuò)散進(jìn)而促進(jìn)了歐洲和地中海地區(qū)人力資本的積累[8]。以上研究所得到的共同結(jié)論是貿(mào)易促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家的人力資本積累。對(duì)于中國(guó)而言，改革開(kāi)放以來(lái)，對(duì)外貿(mào)易總額不斷增長(zhǎng)，在這過(guò)程中，GDP總量和人均GDP也在不斷的增長(zhǎng)。我們不禁要問(wèn)中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易是否也促進(jìn)了人力資本的積累呢？

已有的文獻(xiàn)如黃先海和石東楠（2005）[9]、羅良文和闞大學(xué)（2011）[10]等均發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易能夠影響中國(guó)人力資本的積累。但是這些研究可能存在兩個(gè)方面的不足：

第一，沒(méi)有考慮對(duì)外貿(mào)易的內(nèi)生性問(wèn)題，從而使得研究的結(jié)論很難令人信服。因?yàn)橛锌赡苁侵袊?guó)本身人力資本的積累提高了勞動(dòng)身產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)了中國(guó)的國(guó)際貿(mào)易的增長(zhǎng)。這種逆向因果關(guān)系可能導(dǎo)致研究結(jié)論完全失效。彭國(guó)華（2007）在考察國(guó)際貿(mào)易與中國(guó)地區(qū)生產(chǎn)率的關(guān)系時(shí)則充分考慮了國(guó)際貿(mào)易的內(nèi)生性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易對(duì)于人力資本的不同構(gòu)成部分具有不同的影響[11]。但是由于數(shù)據(jù)的可得性，該文只使用了中國(guó)2005年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，因而該文的結(jié)論僅僅建立在橫截面數(shù)據(jù)之上。而李文波等（2012）[12]盡管采用面板數(shù)據(jù)擴(kuò)大了樣本空間，但是將人力資本簡(jiǎn)單等同于教育，進(jìn)而大大低估了浙江等省份的人力資本水平。

第二，采用全國(guó)整體數(shù)據(jù)等進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)估計(jì)。事實(shí)上，由于中國(guó)國(guó)土面積廣袤人口眾多，各個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的差距，為我們進(jìn)行經(jīng)濟(jì)試驗(yàn)提供了良好的舞臺(tái)。我們可以將每個(gè)省看成是一個(gè)單獨(dú)的“經(jīng)濟(jì)體”，進(jìn)而考察各省的對(duì)外貿(mào)易與人力資本積累之間的關(guān)系。另外，采用分省面板數(shù)據(jù)也可以擴(kuò)大樣本空間，從而使得研究的結(jié)論更為穩(wěn)健。

本文對(duì)以上研究進(jìn)行了擴(kuò)展。首先本文使用的是中國(guó)大陸28個(gè)省、市、自治區(qū)(以下簡(jiǎn)稱各省)自2002年至2012年的面板數(shù)據(jù)；其次考慮到國(guó)際貿(mào)易變量具有內(nèi)生性，且基于計(jì)算的便利性，參考 Frankel和 Romer（1999）[13]、Galor與 Mountford（2008）[7]的方法，本文計(jì)算了中國(guó)各省自2002年至2012年對(duì)外貿(mào)易變量的根據(jù)變量Frankel-Romer工具變量（簡(jiǎn)稱FRIV），通過(guò)采用面板IV-GMM方法，發(fā)現(xiàn)在本文的考察期內(nèi)，各省的對(duì)外貿(mào)易對(duì)于人力資本的積累并不存在顯著性正效應(yīng)，即整體而言，本文的研究并沒(méi)有找到貿(mào)易促進(jìn)中國(guó)人力資本積累的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對(duì)中國(guó)的樣本進(jìn)行了細(xì)分，我們將北京、上海、天津、浙江、江蘇、山東以及廣東等7個(gè)沿海經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)（即沿海地區(qū))的樣本與其余省份樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行子樣本回歸。估計(jì)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在本文考察期內(nèi)，對(duì)于我國(guó)沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)而言，貿(mào)易促進(jìn)了這些地區(qū)人力資本的積累；而對(duì)于廣大中西部地區(qū)而言，貿(mào)易并未促進(jìn)其人力資本的積累。這一結(jié)論與Galor與Mountford（2008）[7]基于發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家的研究結(jié)果一致。

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中出現(xiàn)了一個(gè)與內(nèi)生增長(zhǎng)理論所描述的相反的情況即浙江-陜西之謎。由于已有的理論與經(jīng)驗(yàn)研究中采用初中或者高中以上文化程度人口在總?cè)丝谥械恼急榷攘咳肆Y本，那么陜西省人力資本的數(shù)量遠(yuǎn)高于浙江省；但是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻遠(yuǎn)低于浙江省。這一現(xiàn)象與內(nèi)生增長(zhǎng)理論所預(yù)測(cè)的存在顯著差異。本文的結(jié)論對(duì)這一現(xiàn)象做出了解釋：貿(mào)易促進(jìn)了浙江省人力資本的積累。

本文首次嘗試對(duì)中國(guó)各省的國(guó)際貿(mào)易與人力資本積累之間的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)性的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。與以往的研究不同，本文主要做了以下幾個(gè)方面的工作：第一，本文使用了2002年至2012年的三維面板數(shù)據(jù)，大大擴(kuò)展了樣本空間，進(jìn)而使得本文研究結(jié)論更加具有穩(wěn)健性；第二，本文充分考慮了貿(mào)易的內(nèi)生性，并且采用了FRIV的方法對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了較好的處理；第三，與已有的大多數(shù)將人力資本等同于學(xué)校教育的研究不同，本文考察了人力資本的不同構(gòu)成，進(jìn)而計(jì)算了由教育和健康構(gòu)成的人力資本；第四，本文的研究為解釋浙江-陜西之謎以及我國(guó)日益擴(kuò)大的區(qū)域差距提供了一個(gè)新的角度，即沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)到地區(qū)在其對(duì)外貿(mào)易過(guò)程中促進(jìn)了人力資本的積累，而廣大欠發(fā)達(dá)地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易卻不存在這一效應(yīng)，因而人力資本積累上的差異導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上日益擴(kuò)大的差距。正是如此，本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義：通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與轉(zhuǎn)移，促進(jìn)廣大經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，進(jìn)而通過(guò)對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)其人力資本的積累和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。當(dāng)然，在這一過(guò)程中，區(qū)域之間由于人力資本積累上的差距造成的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距也可能縮小。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對(duì)數(shù)據(jù)的來(lái)源、處理以及內(nèi)生國(guó)際貿(mào)易的工具變量FRIV的估算進(jìn)行說(shuō)明；第三部分采用工具變量廣義矩方法（Instrument Variable-Generalized Method ofMoment，簡(jiǎn)稱IV-GMM）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)與說(shuō)明；第四部分將樣本分為經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)與經(jīng)濟(jì)較為落后的內(nèi)陸地區(qū)，并重新對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)；最后是本文的總結(jié)。

二、模型分析

參考 Galor與 Mountford（2008）[7]模型的設(shè)定，本文建立如下經(jīng)驗(yàn)研究模型：

其中l(wèi)nhcrit表示對(duì)應(yīng)于第t個(gè)年份的第i個(gè)省份的人力資本水平；lntrit和lnpgdpit分別為對(duì)外貿(mào)易變量與人均GDP變量。

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理說(shuō)明

關(guān)于人力資本的度量，大量已有的研究均采用高中以上文化程度的人口占比這一指標(biāo)。但是這一指標(biāo)存在明顯的缺陷，因?yàn)槿绻凑者@一指標(biāo)，浙江省的人力資本數(shù)量將遠(yuǎn)小于陜西省(前者高校與研究機(jī)構(gòu)的數(shù)量遠(yuǎn)少于后者)，但浙江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻遠(yuǎn)高于陜西省，這與已有的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的觀點(diǎn)是不一致的。原因在于采用這一指標(biāo)度量人力資本存在顯著性偏誤。楊建芳等(2006)認(rèn)為采用以上方式形成的人力資本只是教育人力資本，而人力資本還包含了其他方面如健康形成的人力資本[14]。依據(jù)楊建芳等（2006）[14]給出的人力資本形成函數(shù)，人力資本關(guān)于教育與健康的函數(shù)滿足：

其中Eit與Hit分別表示教育水平與健康水平。楊建芳等（2006）估計(jì)出參數(shù)λ的取值為0.69[14]；基于這一參數(shù)值，本文采用具有初中以上文化程度的人口在總?cè)丝谥械恼急缺硎窘逃捎每側(cè)丝谒劳雎实牡箶?shù)表示健康水平，進(jìn)而計(jì)算出各省市自2002年至2012年的人力資本水平。需要說(shuō)明的是，已有的研究還采用每千人擁有的病床數(shù)量作為健康的代理變量，本文出于數(shù)據(jù)的可得性考慮，采用人口死亡率的倒數(shù)作為健康的代理變量。

對(duì)外貿(mào)易變量。在經(jīng)驗(yàn)研究中，對(duì)外貿(mào)易變量通常采用進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP的比值或者進(jìn)出口差額(即凈出口)與GDP的比值表示。為了便于比較，本文采用凈出口與GDP之比表示對(duì)外貿(mào)易變量，其中GDP為采用支出法計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)。

人均GDP變量。本文將名義GDP經(jīng)通貨膨脹調(diào)整為實(shí)際GDP，然后除以對(duì)應(yīng)年份的總?cè)丝跀?shù)據(jù)，進(jìn)而得到實(shí)際人均GDP數(shù)據(jù)。通貨膨脹數(shù)據(jù)為消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(即CPI)采用環(huán)比方法計(jì)算而得。

以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)中國(guó)宏觀數(shù)據(jù)季度數(shù)據(jù)庫(kù)以及各個(gè)省市的統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）內(nèi)生對(duì)外貿(mào)易的來(lái)源與處理

已有的增長(zhǎng)理論研究如Frankel與Romer（1999）[13]等基于變量外生檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易變量是一個(gè)內(nèi)生解釋變量；Galor與Mountford（2008）[7]對(duì)經(jīng)驗(yàn)研究中對(duì)外貿(mào)易變量?jī)?nèi)生性的來(lái)源進(jìn)行了剖析，作者認(rèn)為遺漏變量、測(cè)量誤差以及逆向因果關(guān)系等原因構(gòu)成對(duì)外貿(mào)易變量?jī)?nèi)生性的主要來(lái)源。由于內(nèi)生解釋變量的存在可能導(dǎo)致研究結(jié)論嚴(yán)重的偏誤甚至導(dǎo)致錯(cuò)誤的研究結(jié)論，因而需要對(duì)對(duì)外貿(mào)易變量進(jìn)行一定的處理。Frankel與Romer（1999）[13]、Galor與Mountford（2008）[7]以及彭國(guó)華（2007）[11]等采用外生地理因素對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，由于這些外生地理因素?zé)o法直接對(duì)人力資本水平產(chǎn)生作用，但通過(guò)國(guó)際貿(mào)易卻可能影響人力資本。因而，對(duì)于人力資本積累而言，這些變量是外生的。基于以上思路，我們采用外生地理因素進(jìn)行如下回歸得到內(nèi)生對(duì)外貿(mào)易變量的工具變量（即FRIV）：

其中l(wèi)nndit與lnnfjt分別表示我國(guó)第i個(gè)省市的人口以及其第j個(gè)貿(mào)易對(duì)象的人口；lndij表示我國(guó)第i個(gè)省市與其第j個(gè)貿(mào)易對(duì)象的地理距離，llocki和cbij分別表示第i個(gè)省是否為內(nèi)陸省份和第i個(gè)省與第j個(gè)貿(mào)易對(duì)象是否接壤的啞變量（Dummy Variables）；lnareadi和 lnareafj分別表示第i個(gè)省市以及其貿(mào)易第j個(gè)貿(mào)易對(duì)象的土地面積。以上方程（3）中涉及的國(guó)家選取為與我國(guó)各省貿(mào)易數(shù)量最大的10個(gè)國(guó)家與地區(qū)。以上變量中，lnndit和 lnare adi數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)；lnnfjt和lnareafj數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)；lndij為使用Google Earth測(cè)算的距離。

三、模型的估計(jì)

在以上模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，本文對(duì)模型方程（1）進(jìn)行了工具變量-廣義矩估計(jì)（IV-GMM），結(jié)果顯示在表1中。表1給出了采用個(gè)體固定效應(yīng)模型、時(shí)間固定效應(yīng)模型、雙向（Two-way）固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)的結(jié)果。由于本文的研究目的是考察貿(mào)易對(duì)于人力資本積累的影響，因而我們主要關(guān)注的是FRIV的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示無(wú)論采用何種模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果都表明貿(mào)易對(duì)于人力資本積累不存在顯著性效應(yīng)。

不過(guò)，在表1中，還需要注意隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果顯示常數(shù)項(xiàng)的符號(hào)為負(fù)且在1%顯著性水平上是顯著的。這一負(fù)且顯著的估計(jì)值在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上是無(wú)法成立的，因而也可能表明了隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)于本文的研究而言是不適用的?；诖?，本文采用Wooldrige方法進(jìn)行模型選擇檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的Wooldrige統(tǒng)計(jì)量為60.57，這一統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值為0。因此，Wooldrige檢驗(yàn)的結(jié)果表明應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

進(jìn)一步，我們對(duì)固定效應(yīng)模型設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)，而檢驗(yàn)的方法是首先設(shè)定雙向固定效應(yīng)模型，然后檢驗(yàn)時(shí)間固定效應(yīng)是否聯(lián)合顯著?；谝陨想p向固定效應(yīng)模型FRIV-GMM估計(jì)的結(jié)果（表1第3列），我們進(jìn)行了時(shí)間固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量為11.64，檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值為0。這一結(jié)果表明時(shí)間固定效應(yīng)是聯(lián)合顯著的，因而本文之后的研究均采用雙向固定效應(yīng)模型。

表1 模型（1）FRIV-GMM估計(jì)的結(jié)果

四、模型子樣本的估計(jì)

基于FRIV-GMM估計(jì)的結(jié)果似乎表明，在本文的考察期內(nèi)，貿(mào)易對(duì)于我國(guó)人力資本的積累不存在顯著的促進(jìn)作用。但是，Galor與Mountford（2008）[7]的研究表明貿(mào)易對(duì)于人力資本的顯著性效應(yīng)僅發(fā)生于發(fā)達(dá)國(guó)家，而發(fā)展中國(guó)家整體而言是不存在的。對(duì)我國(guó)而言，不同區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)具有較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、良好的基礎(chǔ)設(shè)施以及先進(jìn)的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)，而廣大內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)仍相對(duì)滯后。那么，我們可以將沿海地區(qū)作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)域，將其他地區(qū)作為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域，重新對(duì)以上模型進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)而考察貿(mào)易對(duì)于我國(guó)人力資本積累的效應(yīng)。本文將北京、上海、天津、浙江、江蘇、山東以及廣東等7個(gè)沿海經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)作為第1組樣本，而將其他省份作為第2組樣本，對(duì)貿(mào)易與人力資本積累之間的關(guān)系重新進(jìn)行考察，估計(jì)的結(jié)果在表2中。

表2 子樣本FRIV-GMM估計(jì)的結(jié)果

表2第1列為采用沿海地區(qū)子樣本估計(jì)的結(jié)果，從中可以看出貿(mào)易的FRIV對(duì)于人力資本積累的估計(jì)參數(shù)為0.205，這一參數(shù)在5%的顯著性水平上是顯著的，并且其余參數(shù)估計(jì)的結(jié)果也是顯著的。因此，本文認(rèn)為對(duì)于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了人力資本的積累；表2第2列給出了內(nèi)陸地區(qū)子樣本估計(jì)的結(jié)果，貿(mào)易的FRIV對(duì)于人力資本積累的估計(jì)參數(shù)僅為0.017，并且這一參數(shù)在10%的顯著性水平上是不顯著的。因而，對(duì)于內(nèi)陸地區(qū)而言，在本文的考察期內(nèi)，貿(mào)易并未促進(jìn)人力資本的積累。

那么為什么對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，貿(mào)易促進(jìn)了人力資本的積累，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)，貿(mào)易并為促進(jìn)人力資本的積累呢？本文認(rèn)為一個(gè)重要的原因是由于沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，其對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)較之內(nèi)陸地區(qū)更為頻繁；沿海地區(qū)資本相對(duì)充足，并且現(xiàn)代化生產(chǎn)體系也更為完善，技術(shù)水平相對(duì)較高，因而貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也與內(nèi)陸地區(qū)存在一定的差異（沿海地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)含量相對(duì)內(nèi)陸地區(qū)更高）。在貿(mào)易過(guò)程中，國(guó)外關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量、式樣以及其他的條款，使得這些地區(qū)在相關(guān)人才的引進(jìn)與培訓(xùn)上較內(nèi)陸地區(qū)更為迫切。另外，相對(duì)高的薪酬也吸引了眾多內(nèi)地人才流入沿海地區(qū)。

五、結(jié)論

本文首先考慮了對(duì)外貿(mào)易的內(nèi)生性，并參考Frankel 和 Romer（1999）[12]、Galor 與 Mountford（2008）[7]的方法估算了中國(guó)各省自2002年至2012年的FRIV，進(jìn)而采用IV-GMM方法對(duì)貿(mào)易與人力資本積累問(wèn)題進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)整體而言，基于全國(guó)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易對(duì)于人力資本的估計(jì)系數(shù)并不顯著，這一結(jié)論意味著貿(mào)易并未促進(jìn)我國(guó)人力資本的積累。當(dāng)然，這一結(jié)論與Galor與Mountford（2008）[7]是一致的即對(duì)于廣大發(fā)展中國(guó)家而言，對(duì)外貿(mào)易并未促進(jìn)人力資本的積累。由于我國(guó)地域廣袤且不同區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大?；谶@一考慮，本文將樣本細(xì)分為沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)兩個(gè)子樣本，并采用IV-GMM方法重新對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì)。結(jié)果表明，在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，貿(mào)易促進(jìn)了人力資本的積累；而對(duì)于廣大經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)，貿(mào)易并未促進(jìn)其人力資本的積累。

本文的結(jié)論具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。由于已有的內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為人力資本的積累對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著性正效應(yīng)，但是依據(jù)這一理論無(wú)法解釋浙江與陜西人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平倒置的現(xiàn)象。本文的研究則對(duì)這一現(xiàn)象提供了一個(gè)可能性的解釋：浙江省對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了其人力資本的積累，而陜西省的對(duì)外貿(mào)易卻不存在這一效應(yīng)。因而盡管浙江省初中以上文化程度(尤其是高等教育以上)人口占比低于陜西省，但通過(guò)對(duì)外貿(mào)易，浙江省積累了更多的人力資本，進(jìn)而其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于陜西省。同樣，本文的結(jié)論也有助于解釋為什么中國(guó)區(qū)域之間尤其是沿海與內(nèi)地之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷擴(kuò)大的現(xiàn)象。除了沿海地區(qū)本身具有的地理優(yōu)勢(shì)和政策優(yōu)勢(shì)以外，沿海地區(qū)更為發(fā)達(dá)的對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了其人力資本的積累，而人力資本進(jìn)一步促進(jìn)了沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而這一效應(yīng)對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)并不存在，因而對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的結(jié)果是進(jìn)一步擴(kuò)大了沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)。因而，本文的結(jié)論對(duì)于緩和我國(guó)日益擴(kuò)大的區(qū)域發(fā)展差距具有重要的政策啟示意義：通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)移、調(diào)整和升級(jí)，提高廣大欠發(fā)達(dá)地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)水平，進(jìn)而可能縮小由于人力資本積累差距引致的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距。

當(dāng)然，作為嘗試性的研究，本文還存在一些需要進(jìn)一步改進(jìn)的地方。首先，人力資本中健康變量的選取，本文出于數(shù)據(jù)的可得性考慮，采用人口死亡率的倒數(shù)，但是已有的研究表明這一數(shù)據(jù)對(duì)于健康水平的度量不如使用每千人擁有的病床數(shù)量；第二，出于數(shù)據(jù)的可得性的限制，本文使用的是中國(guó)2002年至2012年各省市整體經(jīng)濟(jì)的面板數(shù)據(jù)，雖然相對(duì)擴(kuò)大了樣本空間，但是如果能夠獲得更為精確的行業(yè)數(shù)據(jù)，將可能得到更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

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