外資流入、人力資本與我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析

張志新　張琳琛　劉欣

內(nèi)容提要：有效利用外資并發(fā)揮人力資本優(yōu)勢、優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是我國對外開放格局調(diào)整面臨的重要問題。基于我國30個省1998-2015年的面板數(shù)據(jù)，本文利用門檻回歸模型分析外資流入與人力資本對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)外資流入在短期中有效促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，但就長期而言卻會產(chǎn)生負向作用；高技術(shù)人力資本在我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級扮演重要的角色，而人力資本結(jié)構(gòu)的作用并不理想；外資流入與高技術(shù)人力資本結(jié)合對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向作用，我國人力資本結(jié)構(gòu)與外資結(jié)合適配性良好；對外開放度門檻效應顯著存在，外資流入流量對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的門檻較低，而外資流入存量與人力資本異質(zhì)性對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的門檻較為嚴格。所以，在利用外資以及與外資企業(yè)合作方面，我們應均衡外資在產(chǎn)業(yè)間的均衡分配，并篩選外資類型與地區(qū)發(fā)展的契合度，拉動勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級；我國應該充分認清人力資本水平異質(zhì)性結(jié)構(gòu)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用，加大對人力資本的投資，提高勞動力的技能水平，使得我國出口貿(mào)易逐步轉(zhuǎn)向依托高技術(shù)人才的創(chuàng)新發(fā)展模式，促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。

關(guān)鍵詞：外資流入；人力資本異質(zhì)性；出口結(jié)構(gòu)；動態(tài)面板；門檻回歸

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2017）08-0055-09

收稿日期：2017-05-04

作者簡介：張志新（1973-），男，湖北黃岡人，山東理工大學商學院教授，經(jīng)濟學博士，研究方向：區(qū)域與國別經(jīng)濟、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理；張琳琛（1993-），男，山東威海人，山東理工大學商學院研究生，研究方向：區(qū)域與國別經(jīng)濟；劉欣（1993-），女，山東菏澤人，山東理工大學商學院研究生，研究方向：區(qū)域與國別經(jīng)濟。

基金項目：國家社科基金一般項目，項目編號：17BJY107；山東省社科基金項目，項目編號：15CJJJ23；山東理工大學青年教師發(fā)展支持計劃經(jīng)費資助。

改革開放以來，我國對外貿(mào)易規(guī)模呈持續(xù)增長趨勢，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口交貨值占我國出口貿(mào)易的比例由1998年的134%增加到2015年的361%；同時，隨著我國勞動力成本的不斷提高，低技術(shù)含量的制成品出口競爭優(yōu)勢逐漸降低，如果不及時改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)必將影響我國出口貿(mào)易競爭力。此外，大量的外資流入不僅彌補了我國經(jīng)濟社會發(fā)展中的資金缺口，而且對我國出口貿(mào)易發(fā)展起到了重要的推動作用。基于“外資流入與人力資本在一定程度上對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響”的觀點，本文通過建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，利用系統(tǒng)GMM估計檢驗分析外資流入、人力資本以及二者適配情形下對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，并利用門檻回歸模型分析對外開放度存在差異的不同區(qū)域門檻特征。

一、動態(tài)面板模型分析

最初分析外資流入與出口貿(mào)易的關(guān)系主要集中于外資流入對出口貿(mào)易規(guī)模的宏觀研究，部分學者認為外資流入顯著促進了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，另一部分學者認為外資流入對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響是有限的，外資流入對我國出口貿(mào)易的發(fā)展是一把雙刃劍：一方面有效提高我國出口貿(mào)易的發(fā)展，以及提升我國出口產(chǎn)品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)；另一方面，外資企業(yè)均是以加工貿(mào)易的出口方式，存在相當一部分的低技術(shù)、低效率的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，而外資企業(yè)憑借技術(shù)壟斷優(yōu)勢，使得技術(shù)溢出效應較低，并沒有實質(zhì)性提升我國出口競爭實力，反而會對我國利用外資發(fā)展出口貿(mào)易產(chǎn)生不利影響（陳守東和張鳳元，2012）。

人力資本是我國經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵要素，我國不同區(qū)域間內(nèi)的人力資本不僅在數(shù)量上存在差異，在技能水平、教育程度和社會地位等質(zhì)量和結(jié)構(gòu)上也存在較大的差異（王領和王珊，2015）。許多國際貿(mào)易研究者（Feenstra & Hanson， 1996；Antras， Garicano &Rossi - Hansberg，2006等）發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家和發(fā)達國家之間的經(jīng)濟發(fā)展程度不同，最本質(zhì)的原因是人力資本異質(zhì)性存在較大的差異，正是這種基于勞動力類型以及成本差異的存在，使得發(fā)展中國家成為勞動密集型產(chǎn)品或服務的供給者，而發(fā)達國成為資本和知識密集型產(chǎn)品或服務的供給者。由此可以看出不同層次、類型的人力資本對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響十分重要，其在與外資的結(jié)合中對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響也會存在差異。

（一）模型的設定和樣本說明

根據(jù)1998年至2015年我國30個省市的面板數(shù)據(jù)建立如下模型：

exsi，t=αi+exsi，t-1+fdii，t+hci，t+cvi，t+μi+εi，t（1）

1.被解釋變量exsi，t——省份i在t年高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易交貨值占省份i在t年出口總額的比例，以此代表我國各個省份的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

2.解釋變量fdii，t——省份i在t年的外資流入規(guī)模。外商投資主要集中于我國資本和技術(shù)密集型行業(yè)，其發(fā)展前景良好、技術(shù)含量較高，通過合理利用外資既有效彌補我國資金供給不足局面，又可以引進國外先進生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，從而優(yōu)化社會資源配置和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。本文分別利用各省份實際利用外資額fdif和外商企業(yè)投資總額fdis衡量地區(qū)利用外資流入的短期和長期影響，作為該模型的核心解釋變量。

3.解釋變量hci，t——省份i在t年的人力資本的相關(guān)變量。本文人力資本的指標設定為低技術(shù)人力資本存量、高技術(shù)人力資本存量以及人力資本異質(zhì)性三個變量。從現(xiàn)有的測量方法來看（陳釗等，2004；彭國華，2007），人力資本大多與教育因素相掛鉤，勞動者所接受的教育年限與其供給的人力資本是正比例關(guān)系。因此，本文采用教育年限法來測量不同地區(qū)的人力資本，并將勞動力分為低技術(shù)水平勞動力和高技術(shù)水平勞動力，將高中以下（不包括高中）視為低技術(shù)勞動力，將高中教育及以上的勞動力視為高技術(shù)水平勞動力。由于制造業(yè)是我國出口貿(mào)易發(fā)展的主要產(chǎn)業(yè)，本文選用制造業(yè)就業(yè)人員進行人力資本存量測算，制造業(yè)就業(yè)人員低、高技術(shù)水平勞動力的人力資本存量計算公式為：

low=illiterate*2+primary*6+junior middle*9（2）

high=senior high*12+ college*16（3）

公式（2）表示低技術(shù)水平勞動力的人力資本存量，illiterate、primary、juniormiddle分別表示制造業(yè)就業(yè)人員中文盲和半文盲、小學、初中教育就業(yè)人數(shù)，其受教育年限權(quán)數(shù)分別設定為2年、6年和9年。公式（3）表示高技術(shù)水平勞動力的人力資本，seniorhigh表示制造業(yè)就業(yè)人員高中教育就業(yè)人數(shù)，受教育年限權(quán)數(shù)設定為12，college表示制造業(yè)就業(yè)人員大專及以上教育（包括大專、本科、碩士、博士）就業(yè)人數(shù)，受教育年限統(tǒng)一設定為16。

lh=high/low（4）

公式（4）表示人力資本異質(zhì)性，為高、低技術(shù)人力資本存量之比，直接用比值的形式來表示異質(zhì)性的程度大小。當01時，表示低技術(shù)人力資本存量占主導地位；當lh=1時，表示高、低技術(shù)人力資本存量相當；當lh>1時，表示高技術(shù)人力資本存量占主導地位。

4.cvi，t——模型設定的控制變量，包括地區(qū)生產(chǎn)總值增長率gdp、技術(shù)創(chuàng)新能力pat、金融發(fā)展規(guī)模fin、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is這三個變量，用各省市自治區(qū)實際GDP的年增長率表示，并用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)折算成 1998年的不變價格；選用各個省份每年獲得的國內(nèi)專利申請授權(quán)數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新能力；各省份金融機構(gòu)貸款總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量金融發(fā)展規(guī)模；各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。μi為個體效應，εi，t為隨機誤差項。

在模型（1）的基礎上，本文引入交叉項fdis*low、fdis*high、fdis*lh，分別表示各地區(qū)利用外資規(guī)模與低技術(shù)人力資本、高技術(shù)人力資本、人力資本異質(zhì)性結(jié)合的交叉影響。在長久發(fā)展中，人力資本與外商企業(yè)投資總額結(jié)合的更充分，因此選用人力資本與外商企業(yè)投資總額的交叉項。考察在與人力資本結(jié)合下，外資流入對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響力度和方向，模型如下：

exsi，t=αi+exsi，t-1+fdii，t+hci，t+cvi，t+fdii，t*hci，t+μi+εi，t（5）

為了對各個變量的彈性大小進行有效分析，在一定程度上降低異方差對回歸造成的有偏影響，本文對數(shù)值較大變量進行對數(shù)處理（pat、fdif、fdis、low、high）。由于金融規(guī)模發(fā)展對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響具有時滯性特點，在此對金融發(fā)展規(guī)模指標進行滯后一期處理，其他數(shù)據(jù)均為當期數(shù)據(jù)。采取面板數(shù)據(jù)的時間跨度為1998-2015年，選取了我國30個省、直轄市和自治區(qū)?？紤]到面板數(shù)據(jù)的可得性以及政治和經(jīng)濟制度等因素，樣本中不含有西藏、香港、澳門和臺灣四個地區(qū)。本文選用的所有數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《新中國統(tǒng)計資料60年匯編》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》，利用各期相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算所得。

（二）變量描述性統(tǒng)計

表1顯示的是我國全國范圍內(nèi)省、直轄市和自治區(qū)相關(guān)實證變量的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、外資流入規(guī)模以及人力資本在不同地區(qū)間差異較大。其中，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)平均數(shù)值為01549，最大值為2015年的河南地區(qū)，其當年高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值為47343億美元，而當年的出口貿(mào)易額為43061億美元。我國實際利用外資額（流量）和外商企業(yè)投資總額最大的地區(qū)是江蘇地區(qū)，而利用外資規(guī)模最小的為青海地區(qū)。在人力資本方面，我國制造業(yè)平均人力資本異質(zhì)性為06778，低技術(shù)人力資本存量占很大比重，人力資本異質(zhì)性最高的為北京地區(qū)，最低的地區(qū)為云南地區(qū)。

表2是按照教育年限法估算的各省1998-2015間的平均低、高人力資本存量和異質(zhì)性大小，該值的大小不僅與不同教育階段的比例相關(guān)，也與各個地區(qū)的從事制造業(yè)就業(yè)人數(shù)相關(guān)。從表2可以看出我國平均低技術(shù)人力資本存量最高的是廣東地區(qū)，山東和江蘇緊隨其后；高技術(shù)人力資本存量最高仍為廣東地區(qū)，可見在綜合人力資本大小，廣東地區(qū)排名第一，但就人力資本異質(zhì)性來說，廣東人力資本異質(zhì)性僅為065，位于我國中上游水平。人力資本異質(zhì)性最大的是北京和上海地區(qū)，分別達到294和196，安徽、廣西、貴州、云南地區(qū)人力資本異質(zhì)性最低。

由于出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)值既與高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值相關(guān)，也與出口貿(mào)易基數(shù)有很大關(guān)系，我國大部分地區(qū)的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)近年來均呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢，尤其是山西、河南、湖南、重慶、四川地區(qū)。近年來，這五個地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口比重增加速度較快，其中重慶和四川地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值較大。從表2中可以看出，四川和重慶的人力資本優(yōu)勢并不明顯，但是其貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)值卻較大，該類型地區(qū)自身出口貿(mào)易額基數(shù)較小，同時依靠其勞動力成本以及地區(qū)優(yōu)勢，吸引了大批出口導向性高技術(shù)產(chǎn)業(yè)加入，從而提升了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。廣東、上海、江蘇等地區(qū)雖然高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值較高，但受制于出口貿(mào)易額基數(shù)較大，雖然出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)穩(wěn)步升級，但增長速度相對較慢。

（三）系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果分析

動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型在解釋變量中引入了被解釋變量的滯后項會引發(fā)內(nèi)生性問題，傳統(tǒng)估計方法（如最小二乘法、工具變量法和極大似然估計等）需要參數(shù)估計量滿足特定的假設時才能保證結(jié)果可靠。為了避免變量之間因內(nèi)生性問題而導致有偏參數(shù)估計，本文選用動態(tài)面板廣義矩估計（GMM）方法對模型進行回歸估計。廣義矩估計在估計面板數(shù)據(jù)模型時對隨機誤差項的分布信息要求低，允許存在序列相關(guān)和異方差，對存在單位根的情況下依然有效，可以通過工具變量的方法解決自變量和因變量的內(nèi)生性問題。廣義矩估計方法包括差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種形式，差分GMM容易出現(xiàn)弱工具變量問題，以及無法對不隨時間變化的變量系數(shù)進行有效估計等問題，本文選用系統(tǒng)性GMM估計方法。

表3是我國低、高技術(shù)人力資本存量對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的回歸結(jié)果，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的一階滯后項exs（-1）系數(shù)顯著為正，說明我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展具有慣性作用；我國實際利用外資額fdif的系數(shù)顯著為正，而外商企業(yè)投資總額fdis系數(shù)顯著為負，可以看出短期的外資流入會顯著促進全國范圍內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)品出口占出口額的比重，而在長期中，隨著外資流入的增加并未帶來正向作用，反而抑制了我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的發(fā)展。外資流入的產(chǎn)業(yè)大多以加工制造業(yè)為主，短期中會帶動地區(qū)資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但在長期中，外資流入產(chǎn)業(yè)擠占地區(qū)資源，并存在技術(shù)壟斷行為，并不利于本土地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的發(fā)展，從而抑制了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。低技術(shù)人力資本存量low的系數(shù)顯著為負，而高技術(shù)人力資本存量high的系數(shù)估計顯著為正，可見各地區(qū)低技術(shù)人力資本存量的增長，會抑制高技術(shù)產(chǎn)品占出口貿(mào)易比重。隨著我國高技術(shù)人力資本存量的增加，地區(qū)自主創(chuàng)新能力和新技術(shù)吸收能力的提升，不斷改善地區(qū)由勞動密集為主的產(chǎn)業(yè)向資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)過渡，不斷促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。外資流入與我國低技術(shù)人力資本存量的交叉項fdis*low的估計系數(shù)在模型（4）顯著為負，在模型（5）中并不顯著，而與高技術(shù)人力資本存量的交叉項fdis*high卻均顯著為正，可以看出高技術(shù)人力資本存量在我國人力資本存量在與外資的契合中發(fā)揮重要的作用，通過學習先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，吸收FDI技術(shù)溢出，其交叉影響顯著促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，而低技術(shù)人力資本水存量與外資結(jié)合作用并不理想，反而抑制了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

表4是我國人力資本異質(zhì)性對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的回歸分析。實際利用外資fdif與外商企業(yè)投資總額fdis的系數(shù)分別顯著為正、負，與表3中結(jié)果相同，說明該結(jié)果穩(wěn)定可靠。人力資本異質(zhì)性lh的系數(shù)顯著為負，說明我國高技術(shù)人力資本相對于低技術(shù)人力資本存量比值抑制了我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，人力資本異質(zhì)性與外資流入結(jié)合的交叉項fdis*lh的系數(shù)顯著為正，可見我國的人力資本結(jié)構(gòu)在與外資的匹配程度下，對我國高技術(shù)產(chǎn)品出口份額產(chǎn)生積極影響，促進了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化，在與low、high、fdis*low、fdis*high的系數(shù)進行對比，高技術(shù)人力資本會顯著促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。就目前而言，我國人力資本異質(zhì)性深化程度不足，高技術(shù)人力資本相對于低技術(shù)人力資本存量仍較低，并未有效促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。外資利用了我國勞動力成本較低、擁有一定存量熟練勞動力的優(yōu)勢，有效促進了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。

在控制變量中，地區(qū)生產(chǎn)總值增長率gdp的系數(shù)顯著為負，說明我國范圍內(nèi)gdp與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展并不協(xié)調(diào)，隨著gdp的增長，我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)并沒有有效改善，反而出現(xiàn)惡化現(xiàn)象，這也與我國依靠低成本、低技術(shù)的加工制造業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展模式相關(guān)?？萍紕?chuàng)新能力pat的系數(shù)顯著為正，隨著科技創(chuàng)新能力的提高，能夠顯著促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。金融發(fā)展規(guī)模fin（-1）的系數(shù)顯著為負，說明我國金融機構(gòu)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重的增長對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負向作用，從中也可以看出我國金融發(fā)展規(guī)模的發(fā)展與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展也存在不協(xié)調(diào)現(xiàn)象。我國產(chǎn)業(yè)機構(gòu)is的對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)exs的影響并不顯著，二者間影響相關(guān)性較差。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了確保系統(tǒng)GMM實證結(jié)果的可靠性，本文利用外資流入、人力資本對出口貿(mào)易的系統(tǒng)GMM動態(tài)面板回歸結(jié)果，進一步進行穩(wěn)健性檢驗，通過采用固定效應模型面板數(shù)據(jù)估計法進行檢驗，結(jié)果如表5所示。根據(jù)穩(wěn)健性檢驗整體結(jié)果可以看出采用固定效應模型得出研究變量fdif、fdis、low、high、lh的系數(shù)符號與表3、表4中并不存在明顯差異，并且估計系數(shù)值大小相似，這說明實證分析結(jié)果穩(wěn)健性較高，得出的結(jié)果穩(wěn)健可靠。

二、面板門檻模型分析

我國各地區(qū)間對外開放程度存在較大的不平衡性，可能影響分析外資流入、人力資本對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響效應。本文通過建立門檻回歸模型進一步考察在不同對外開放度水平下，外資流入與人力資本對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響效應。

（一）門檻模型設定

本文采用Hanson（1990）門檻回歸模型，將對外開放度納入模型之中，通過數(shù)據(jù)自身特點識別區(qū)間效應。以單一門檻為例構(gòu)建模型：

其中evi，t為進行門檻分析的實驗變量，包括實際利用外資fdif、外商企業(yè)投資總額fdis、人力資本異質(zhì)性lh。新加入的變量Mi，t為門檻變量，γ為特定的門檻值。β1和β2分別為門檻變量Mi，tγ與Mi，t>γ時實驗變量evi，t對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)。I（·）為一指標函數(shù)。當括號中Mi，tγ的條件滿足時，I=1，否則，I=0。雙重門檻和三重門檻回歸模型可在單一門檻模型的基礎上擴展，本文不再贅述。

門檻回歸分析是基于最小二乘法對方程進行估計，并提出漸進分布理論以構(gòu)建待估參數(shù)的置信區(qū)間。在模型（6）中，γ的殘差平方和為S（γ）=（γ）′（γ）。根據(jù)Chan（1933），回歸中給定的γ越接近真實門檻水平，則回歸模型的殘差平方和越小。因此，通過連續(xù)給出模型候選門檻γ，觀察模型殘差的變化，最小化S（γ）來估計γ值，即=argminS（γ），而后進一步估算其他參數(shù)值。在得到參數(shù)值后，還需要進行兩個步驟的檢驗：

第一，檢驗門檻效應的顯著性。該檢驗的原假設為H0：β1=β2，對應的備擇假設為H1：β1≠β2，如果接受H0，則表明該模型不存在門檻特征。該檢驗的統(tǒng)計量為：

F=[SX（]S0-S1（）[][AKσ^]2[SX）] 2=[SX（]1[]T[SX）]（γ）′（γ）=S（γ）

其中，S0為原假設H0下得到的殘差平方和。在原假設H0的條件下，門限值γ是無法識別，因此F統(tǒng)計量為非標準正態(tài)分布。本文采用Hansen（1999）的自抽樣法（Bootstrap）來獲F統(tǒng)計量的漸進分布，繼而構(gòu)造其p值。

第二，檢驗門檻的估計值是否等于真實值。該檢驗原假設為H0：γ1=γ2，Hansen（1999）提出極大似然估計量檢驗門檻值，對應的似然比檢驗統(tǒng)計量為：

LR（γ）=[SX（]S（γ）-S（）[]2[SX）]

此處的LR（γ）亦為非標準正態(tài)分布，當LR（γ）-2Ln（1-（1-α）1/2）時，拒絕原假設（α為顯著性水平）。以上是針對存在一個門檻值的檢驗，如果存在雙重門檻和多重門檻，可在一個門檻值的基礎上進行擴展。

（二）門檻變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文選用的門檻變量為各個地區(qū)的對外開放度，有關(guān)對外開放度的界定大致分為三類，分別從貿(mào)易開放度、金融開放度以及綜合對外開放度范圍（周茂榮等，2009），本文選用貿(mào)易開放度，而貿(mào)易依存度是貿(mào)易開放度最常用的指標，公式為（進出口總額）/GDP，由于數(shù)據(jù)可得性以及不同地區(qū)的可比性較強，可有效衡量各個地區(qū)的對外開放程度。該數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，表6為我國各地區(qū)1998-2015平均對外開放度。

（三）門檻效應檢驗

在面板門檻模型估計前對門檻效應存在性進行檢驗，表7給出的是檢驗門檻值的F統(tǒng)計量和采用“自抽樣”方法推斷的F臨界值。本文依次在不存在門檻、一個門檻、兩個門檻和三個門檻的設定下對模型進行檢驗。結(jié)果如表7所示，實驗變量fdif、fdis、lh均顯著存在門檻效應，分別為單一門檻、三重門檻和二重門檻。其門檻值估計結(jié)果及置信區(qū)間如表8所示，確定了門檻估計值的真實性。

（四）門檻回歸效果分析

表9是面板門檻模型的估計結(jié)果，門檻模型（1）-（3）中，exs（-1）與控制變量gdp、pat、fin（-1）、is的系數(shù)符號與前面的動態(tài)面板模型的估計結(jié)果具有一致性，估計系數(shù)也差異較小，進一步證明了動態(tài)面板模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

根據(jù)門檻模型（1）結(jié)果來看，當對外開放度跨越門檻值后，貿(mào)易結(jié)構(gòu)exs對實際利用外資fdif變化的反應彈性系數(shù)顯著為0028，當?shù)貐^(qū)的對外開放度低于水平時，其彈性系數(shù)并不顯著，對外開放度0057的對外開放度是一個很低的門檻，540個樣本數(shù)據(jù)中有404個樣本位于該門檻之內(nèi)，對外開放度最低的青海、貴州、河南等部分地區(qū)在某些年份沒有達到該門檻水平。其他地區(qū)在大多數(shù)年間均在這一水平之上，可以看出，實際利用外資對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善在絕大多數(shù)地區(qū)均存在顯著的正向效應。

根據(jù)門檻模型（2）結(jié)果來看，外商企業(yè)投資總額fdis在對外開放度在0106-0110以及0110-0761時，才對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著的影響，其貿(mào)易結(jié)構(gòu)的響應彈性系數(shù)分別為0023和0014，可見隨著對外開放度的提高，外資存量的影響效果呈現(xiàn)減弱趨勢，顯著性也在降低；當對外開放度位于該區(qū)間外時，貿(mào)易結(jié)構(gòu)對外資存量的彈性系數(shù)并不顯著。顯著影響區(qū)間0106-0761的對外開放度門檻較高，540個樣本數(shù)據(jù)中有263個數(shù)據(jù)樣本位于正向影響門檻區(qū)間內(nèi)，其中包括對外開放度較高的北京、天津、廣東、上海、江蘇、天津等地區(qū)的絕大部分年間，也包括對外開放度較低的青海、貴州、河南等地區(qū)。正向影響門檻不僅較高，在區(qū)間0110-0761中，其影響系數(shù)和顯著性均較低，外資存量對我國地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的力度較小，而其與動態(tài)面板模型中的顯著負向影響以及穩(wěn)健性檢驗中系數(shù)不顯著進行對比，一方面可以證實其產(chǎn)生正向作用的門檻嚴格；另一方面，在其沒有對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的前提下，很有可能在許多地區(qū)的會對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負向效應。

根據(jù)門檻模型（3）結(jié)果來看，人力資本異質(zhì)性lh在對外開放度小于門檻值0057時，對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著負向影響，540個樣本數(shù)據(jù)中有46個樣本位于該區(qū)間內(nèi)；當門檻值在0057-0374之間時，其彈性系數(shù)為0050且顯著，540個樣本數(shù)據(jù)中有368個樣本位于該門檻區(qū)間內(nèi)；當門檻值大于0374時，彈性系數(shù)并不顯著。所以，在一定的對外開放度內(nèi)，人力資本異質(zhì)性會對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，而在對外開放度較低的地區(qū)，人力資本異質(zhì)性的對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的產(chǎn)生負向影響，而隨著對外開放度程度加深，其影響效應有變?yōu)檎虻内厔?；對外開放度發(fā)展較高的地區(qū)會受制于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素擁擠等因素限制，其對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。

三、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

基于相關(guān)外資流入、人力資本對我國出口貿(mào)易影響的研究，本文利用1998年至2015年我國30個省的面板數(shù)據(jù)進行動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型系統(tǒng)GMM估計，研究結(jié)論表明：（1）在利用外資方面，外資流入在短期中有效促進我國外貿(mào)結(jié)構(gòu)升級，而在長期中顯著抑制了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化；（2）在人力資本方面，低技術(shù)人力資本存量抑制了我國高技術(shù)產(chǎn)品所占出口貿(mào)易份額，而高技術(shù)人力資本存量顯著促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，可以看出，高技術(shù)水平勞動力的發(fā)展在優(yōu)化我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展的重要作用，但就目前而言我國人力資本異質(zhì)并未有效改善我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；（3）在外資與人力資本結(jié)合影響方面，我國高技術(shù)人力資本存量與外資的交叉影響顯著促進我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，而低技術(shù)人力資本存量與外資的結(jié)合成負向影響，可見我國勞動力與外資的適配時，高技術(shù)水平勞動力與外資的結(jié)合性發(fā)揮積極的作用，而低技術(shù)水平勞動力與外資的結(jié)合并不協(xié)調(diào)，目前我國人力資本異質(zhì)性與外資結(jié)合對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著正向作用。

本文利用面板門檻模型檢驗基于地區(qū)貿(mào)易開放度差異下的外資流入、人力資本異質(zhì)性對貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的門檻水平，研究結(jié)果顯示：（1）對外開放度的門檻效應顯著存在；（2）在短期中，外資流入在對外開放度門檻區(qū)間大于0057時，顯著促進我地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，我國絕大多數(shù)地區(qū)位于該區(qū)間內(nèi)。而在長期中，外資流入在對外開放度位于為0106-0761的較少部分地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，影響程度較小且顯著性較低，位于該區(qū)間之外的地區(qū)外商投資會對貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響并不顯著；（3）人力資本異質(zhì)性在門檻區(qū)間0057-0374中的部分地區(qū)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，門檻準入較為嚴格，而在對外開放度低于該門檻區(qū)間內(nèi)的地區(qū)，影響系數(shù)為負，在對外開放度高于門檻區(qū)間內(nèi)的影響并不顯著。

（二）啟示

我國正處于經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)型階段，勞動力總體技能水平仍然較低，雖然依靠勞動力成本優(yōu)勢以及吸引外資流入，極大促進了我國出口貿(mào)易的發(fā)展，但盲目擴大出口規(guī)模的發(fā)展模式并不是長久之策。在利用外資以及與外資企業(yè)合作方面，我們應均衡外資在產(chǎn)業(yè)間的均衡分配，并篩選外資類型與地區(qū)發(fā)展的契合度，增加高技能水平勞動力的輸入力度，為“技術(shù)外溢型”外資以及外資企業(yè)創(chuàng)造有利條件，學習先進的生產(chǎn)、管理技術(shù)和經(jīng)驗，通過不斷的學習交流和人力資本的累積，提高勞動生產(chǎn)率，尤其是制造業(yè)，拉動勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級，優(yōu)化我國出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

人力資本作為國家和地區(qū)競爭能力的重要指標，在促進我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化發(fā)揮重要的作用。在對外經(jīng)濟系統(tǒng)中，應該存在合理的人力資本投資規(guī)模，從而無論是在人力資本存量上還是層級、類型上形成最優(yōu)人力資本配置，從而越有利于外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的升級。為此我們應該充分認清人力資本水平異質(zhì)性結(jié)構(gòu)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用，犧牲短期利益，追求長遠發(fā)展。加大對人力資本的投資，通過加大財政對教育、職業(yè)培訓等支持力度，提高勞動力的技能水平，減少對“人口紅利”的過度依賴，提高我國高技術(shù)人力資本水平，加深人力資本異質(zhì)性發(fā)展，使得中國出口貿(mào)易的發(fā)展擺脫低成本優(yōu)勢，逐步轉(zhuǎn)向依托高技術(shù)人才的創(chuàng)新發(fā)展模式，充分發(fā)揮我國人才優(yōu)勢在激烈的國際貿(mào)易中的地位，促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。

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An Analysis of Foreign Capital Inflows， Human Capital and China′s Export

Trade Structure

ZHANG Zhi-xin， ZHANG Lin-chen， LIU Xin

（School of Business，Shandong University of Technology，Zibo 255000，China）

Abstract：Making use of foreign capital effectively， playing advantage of human capital and optimizing export trade structure are important problems in the adjustment of China′s opening-up pattern. Based on the panel data of 30 provinces in China from 1998 to 2015， this paper analyzes the influence of foreign capital inflows and human capital on China′s export trade structure by using the threshold regression model. Research finds that foreign capital inflows will effectively promote the upgrading of China′s export trade structure in the short term， but in the long run it will have a negative effect； high-tech human capital plays an important role in the upgrading of China′s export trade structure， but the role of human capital structure is not ideal； the combination of foreign capital inflows and high-tech human capital has a positive effect on the export trade structure， and thus has a good suitability； the threshold effect of openness is significant， the foreign capital inflows is more liable to produce a positive effect on export trade structure while it is less easily affected by foreign capital inflows and human capital heterogeneity. Therefore， in terms of foreign capital use and cooperation with foreign-funded enterprises， we should balance the foreign capital distribution in industries， and screen out the degree of fit between foreign capital type and regional development to push the upgrading of labor-intensive industries to capital-intensive industries. China should fully recognize the key role of heterogeneous structure of human capital in trade structure and increase the investment in human capital to improve the skill level of labor force， making China′s export trade shift to the innovative development model relying on high-tech personnel to promote the upgrading of trade structure.

Key words：foreign capital inflows； human capital heterogeneity； export structure； dynamic panel； threshold regression

（責任編輯：厲新）