基于人力資本水平不同指標(biāo)的人力資本影響出口產(chǎn)品質(zhì)量分析

許佳靖，曾衛(wèi)鋒

（集美大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021）

隨著產(chǎn)品質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)在國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)越來(lái)越重要的地位,以及Melitz（2003）[1]異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型的提出，出口產(chǎn)品質(zhì)量問(wèn)題已經(jīng)受到學(xué)術(shù)界、企業(yè)和政府的普遍關(guān)注。當(dāng)前有關(guān)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的實(shí)證文獻(xiàn)較多，而專注于人力資本對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的實(shí)證研究相對(duì)較少，且大多數(shù)研究只是運(yùn)用衡量人力資本水平的單項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析，導(dǎo)致實(shí)證研究結(jié)果不一致或者存在一定程度的不確定性。例如，李懷建和沈坤榮（2015）[2]使用“初等教育注冊(cè)率”這個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)衡量人力資本水平，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)于不同類型國(guó)家的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有不同的影響，即人力資本對(duì)人均收入較低國(guó)家的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)人均收入較高國(guó)家的出口產(chǎn)品質(zhì)量并不具有顯著的影響；李方靜（2016）[3]用一個(gè)國(guó)家或地區(qū)“完成中學(xué)教育的人口比例”這個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)來(lái)度量人力資本水平，結(jié)果表明人力資本會(huì)顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量；鐘建軍和趙偉（2014）[4]則以“接受過(guò)中等教育的人數(shù)”的對(duì)數(shù)作為人力資本水平的代理變量，發(fā)現(xiàn)人力資本負(fù)向影響的顯著性不穩(wěn)定，認(rèn)為那些人力資本相對(duì)不足的國(guó)家，可借助進(jìn)口高質(zhì)量的中間產(chǎn)品提升出口產(chǎn)品質(zhì)量；施炳展等（2013）[5]以“企業(yè)平均工資”作為人力資本水平的代理變量，用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析表明，人力資本無(wú)法直接提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，但可通過(guò)溢出效應(yīng)間接提高?？偟膩?lái)看，這類研究因?yàn)槭褂脝雾?xiàng)指標(biāo)來(lái)度量人力資本水平而使得其研究結(jié)論存在較大的局限性。實(shí)際上，人力資本水平是由教育水平、健康水平、對(duì)外交流便利度和創(chuàng)新環(huán)境等多方面因素構(gòu)成的，這些因素既可能體現(xiàn)了人力資本的存量屬性，也可能反應(yīng)了人力資本的質(zhì)量屬性，而一國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量既可能受到該國(guó)人力資本存量的影響，又可能受到該國(guó)人力資本質(zhì)量的影響。有鑒于此，通過(guò)建立跨國(guó)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析，既考慮衡量人力資本水平的單項(xiàng)指標(biāo)對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，又考慮運(yùn)用熵值法構(gòu)建的人力資本復(fù)合指標(biāo)對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，據(jù)此探索衡量人力資本水平合適的復(fù)合指標(biāo)形式，為分析人力資本水平對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響以及制定相關(guān)的人力資本政策提供較為科學(xué)的參考依據(jù)。

1 理論分析與基本假設(shè)

如果要準(zhǔn)確分析一國(guó)的人力資本水平對(duì)于其出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，那么首先就需要選擇測(cè)度出口產(chǎn)品質(zhì)量的普遍適用的科學(xué)方法。測(cè)度出口產(chǎn)品質(zhì)量的方法可以分為三大類:（1）單價(jià)法。使用出口產(chǎn)品的單價(jià)來(lái)度量出口產(chǎn)品的質(zhì)量，認(rèn)為出口產(chǎn)品的單價(jià)越高則其質(zhì)量越高（Hummels&Klenow，2005[6]）。然而，產(chǎn)品的單價(jià)除了受到其質(zhì)量的影響之外，實(shí)際上還會(huì)受到其他一些重要因素的影響，張杰等（2014）[7]就認(rèn)為使用出口產(chǎn)品的單價(jià)來(lái)度量出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)無(wú)法剔除其他因素的影響，這樣度量出口產(chǎn)品的質(zhì)量其可信度會(huì)受到質(zhì)疑。（2）產(chǎn)品特征指標(biāo)法。根據(jù)不同產(chǎn)品制定相對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)，例如Chen和Juvenal(2016)[8]對(duì)紅酒打分作為紅酒的質(zhì)量指標(biāo)，但人們難以使用這種方法對(duì)不同產(chǎn)品的質(zhì)量進(jìn)行普遍比較。（3）回歸反推法。Khandelwal（2010）[9]通過(guò)綜合考慮產(chǎn)品價(jià)格、產(chǎn)品質(zhì)量和嵌套市場(chǎng)份額構(gòu)建嵌套Logit模型，用美國(guó)的進(jìn)口數(shù)據(jù)估計(jì)需求方程以此反推產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)，計(jì)算并比較了來(lái)自56個(gè)國(guó)家一萬(wàn)多種產(chǎn)品的質(zhì)量異質(zhì)性；陳豐龍和徐康寧（2016）[10]基于嵌套logit模型，采用1995—2012年中國(guó)與154個(gè)國(guó)家和地區(qū)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，測(cè)算中國(guó)27個(gè)制造業(yè)行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)及其質(zhì)量階梯；Gervais（2015）[11]基于產(chǎn)品價(jià)格和銷售量反推質(zhì)量，利用產(chǎn)品出口數(shù)量對(duì)價(jià)格及其他控制變量進(jìn)行回歸，所得到的的殘差就是產(chǎn)品質(zhì)量；施炳展(2014)[12]在測(cè)度中國(guó)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)利用出口產(chǎn)品的價(jià)格和數(shù)量信息估計(jì)產(chǎn)品的消費(fèi)需求函數(shù)，以此反推出口產(chǎn)品的質(zhì)量?？偟膩?lái)說(shuō)，回歸反推法是目前測(cè)度出口產(chǎn)品質(zhì)量的較為普遍適用的科學(xué)方法。

出口產(chǎn)品質(zhì)量自然會(huì)受到多種因素的影響，但本文重點(diǎn)關(guān)注一國(guó)的人力資本水平對(duì)其出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。舒爾茨作為現(xiàn)代人力資本理論之父，他認(rèn)為人力資本是體現(xiàn)在勞動(dòng)者身上的一種資本類型，是勞動(dòng)者知識(shí)程度、技術(shù)水平、工作能力以及健康狀況這幾方面價(jià)值的總和。從理論上來(lái)說(shuō)，人力資本水平的提高可以從多個(gè)方面提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。從宏觀經(jīng)濟(jì)層面來(lái)說(shuō)，內(nèi)生增長(zhǎng)理論表明一國(guó)人力資本水平的提高既可能從產(chǎn)出數(shù)量上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也可能從產(chǎn)出質(zhì)量上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；從技術(shù)創(chuàng)新來(lái)看，人力資本是研發(fā)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，一國(guó)的人力資本水平越高意味著該國(guó)的研發(fā)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，從而該國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升能力越強(qiáng)；從接受國(guó)際技術(shù)外溢來(lái)說(shuō)，人力資本水平越高意味著學(xué)習(xí)與模仿能力越強(qiáng)，從而有利于生產(chǎn)者提高學(xué)習(xí)或模仿新技術(shù)的能力，推動(dòng)該國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從資源或勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，最終提高該國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量；從利用外商直接投資來(lái)看，較高的人力資本水平有利于吸引更多高質(zhì)量的外商直接投資，從而有利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，最終能夠提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。

假設(shè)1：人力資本水平的提升對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高應(yīng)該具有顯著的正向效應(yīng)。

根據(jù)以上假設(shè)1可以建立以下跨國(guó)面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

其中下標(biāo)i代表國(guó)家，t代表年份；被解釋變量Quality為出口產(chǎn)品質(zhì)量；核心解釋變量HCX為人力資本水平，它或者使用表1中的8個(gè)人力資本單項(xiàng)指標(biāo)HCj來(lái)衡量（j=1,2,3,…,8），或者使用由表1中若干單項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)建的復(fù)合指標(biāo)HCCI來(lái)衡量；Fmd代表金融市場(chǎng)成熟度；Fdi代表利用外商直接投資的程度，使用各國(guó)當(dāng)年外商直接投資流量與其GDP之比度量；Open為對(duì)外開放度，使用各國(guó)當(dāng)年的進(jìn)出口總額與其GDP之比來(lái)衡量；ln land代表各國(guó)的資源稟賦變量，使用各國(guó)人均土地面積的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量；ak（k=1,2,3,4,5）為待估回歸系數(shù)，εit為模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

表1 人力資本的單項(xiàng)指標(biāo)與復(fù)合指標(biāo)Table1 The single index and the composite index of human capital

我們知道，一國(guó)的人力資本水平是由教育水平、健康水平、對(duì)外交流便利度和創(chuàng)新環(huán)境等多方面的多種因素構(gòu)成的，每一種因素可以使用一個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)來(lái)描述。反映人力資本水平的各種因素分別具有存量屬性、質(zhì)量屬性和其他方面屬性的不同經(jīng)濟(jì)意義，而人力資本具有不同經(jīng)濟(jì)意義的不同因素對(duì)于產(chǎn)出的影響很有可能存在較大差異，有的因素可能只會(huì)影響到產(chǎn)出的數(shù)量而不會(huì)影響到產(chǎn)出的質(zhì)量，而有的因素可能對(duì)兩者均存在顯著的影響。

假設(shè)2：一國(guó)的人力資本水平是由多種因素（單項(xiàng)指標(biāo)）構(gòu)成的，而并非每一種因素（單項(xiàng)指標(biāo)）都會(huì)對(duì)該國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向效應(yīng)。

當(dāng)前學(xué)術(shù)界在研究人力資本對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響時(shí)較多使用單項(xiàng)指標(biāo)來(lái)度量人力資本水平，度量指標(biāo)的單一性使得研究結(jié)果的解釋存在片面性和不確定性之類的局限性。為了克服這些局限，本文既考慮人力資本單項(xiàng)指標(biāo)對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，又考慮人力資本復(fù)合指標(biāo)的作用，以此探索人力資本影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的客觀實(shí)際情況。

2 出口產(chǎn)品質(zhì)量與人力資本復(fù)合指標(biāo)的測(cè)度

2.1 出口產(chǎn)品質(zhì)量的測(cè)度方法

運(yùn)用回歸反推法通過(guò)以下步驟來(lái)測(cè)度i國(guó)第t年的出口產(chǎn)品質(zhì)量Qualityit。

（1）施炳展(2014)[12]在利用回歸反推法測(cè)度中國(guó)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)給出了具體的計(jì)算公式和計(jì)量模型的設(shè)定方法，借鑒該文的方法測(cè)度第i國(guó)第t年出口到j(luò)國(guó)的HS六位編碼第n種產(chǎn)品的質(zhì)量Qualityijnt=其中替代彈性估計(jì)值為回歸模型中價(jià)格項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值。

（2）使用以下公式對(duì)HS六位編碼第n種產(chǎn)品的質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

上式中min和max分別代表最小值和最大值，是針對(duì)某一個(gè)HS編碼產(chǎn)品n在某一年其所有出口目的國(guó)層面上求出的最小值和最大值。該標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)在[0，1]之間，不具有測(cè)度單位，可以在不同層面上進(jìn)行加總，據(jù)此可以獲得國(guó)家層面的整體質(zhì)量，可以進(jìn)行跨年份和跨國(guó)比較。

2.2 人力資本復(fù)合指標(biāo)的測(cè)度方法

借鑒楊麗和孫之淳（2015）[13]測(cè)度“新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平”這一變量的改進(jìn)“熵值法”來(lái)構(gòu)建復(fù)合指標(biāo)。構(gòu)建人力資本復(fù)合指標(biāo)的方法為：（1）綜合考慮世界經(jīng)濟(jì)論壇發(fā)布的英文版《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告2014—2015：完整數(shù)據(jù)版》[14]和石建平（2010）等[15]有關(guān)人力資本測(cè)度的現(xiàn)有研究成果，并根據(jù)樣本國(guó)家數(shù)據(jù)的可獲得性，以表1指標(biāo)層所確定的8個(gè)人力資本單項(xiàng)指標(biāo)（HCjit）為基礎(chǔ)，采用其中的部分指標(biāo)或全部指標(biāo)構(gòu)建人力資本復(fù)合指標(biāo)HCCIit，其中HC代表8個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)的具體數(shù)值，下標(biāo)j表示8個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)的次序,i代表國(guó)家，t代表年份；（2）為了消除不同指標(biāo)的不同量綱和單位，對(duì)單項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，由于從理論上來(lái)說(shuō)表1所選取的8個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)對(duì)于人力資本水平的影響應(yīng)該具有正向影響的屬性，故可以將它們標(biāo)準(zhǔn)化為HC'jit=HCjit/HCjit,max；（3）計(jì)算各單項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重（4）計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值其中k=ln（T×I）＞0；（5）計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的信息效用值gj=1-ej；（6）計(jì)算各指標(biāo)權(quán)重（7）計(jì)算各國(guó)人力資本水平綜合得分以此作為度量人力資本水平的人力資本復(fù)合指標(biāo)。

2.3 樣本選擇與測(cè)度結(jié)果

一方面由于貿(mào)易大國(guó)之間的產(chǎn)品質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)在國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中具有較為重要的地位，另一方面由于計(jì)算各國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量的工作量較大，因此，本文選擇2007—2014年期間出口額相對(duì)較大的中國(guó)、美國(guó)、日本、德國(guó)、英國(guó)、法國(guó)、荷蘭、韓國(guó)和意大利等9個(gè)國(guó)家以及隨機(jī)選擇一個(gè)泰國(guó)等共10個(gè)國(guó)家作為實(shí)證分析的樣本國(guó)家，分別計(jì)算了它們的HCCIit和Qualityit。在計(jì)算出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)，測(cè)算前對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：首先剔除了信息缺失的產(chǎn)品，包括沒(méi)有貿(mào)易金額和數(shù)量的數(shù)據(jù)，然后剔除了HS編碼中一些價(jià)格變動(dòng)不一定能體現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量變遷的產(chǎn)品，包括HS編碼中第71章（養(yǎng)殖珍珠、寶石、貴金屬等）、第97章（藝術(shù)品、收藏品及古物）、第98章（特殊交易品及未分類），最后提取出口價(jià)值量、出口數(shù)量，計(jì)算價(jià)格指標(biāo)，價(jià)格指標(biāo)通過(guò)出口價(jià)值量除以出口數(shù)量得到。以測(cè)度中國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量所需要的原始數(shù)據(jù)為例，總共獲得了2007-2014年中國(guó)3 391種HS六位編碼產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)，總共做了3 391個(gè)回歸估計(jì)，最終測(cè)度出了中國(guó)在2007—2014年各年份的出口產(chǎn)品質(zhì)量Qualityit。在計(jì)算人力資本復(fù)合指標(biāo)HCCIit時(shí)8個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)的單位和數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)表1。樣本國(guó)家在2007—2014年期間的出口產(chǎn)品質(zhì)量Qualityit、人力資本單項(xiàng)指標(biāo)（HCj）以及人力資本復(fù)合指標(biāo)HCCI1236、HCCI4578和HCCI1～8的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見(jiàn)表2，其中HCCI1236為根據(jù)表1中第1、第2、第3和第6項(xiàng)單項(xiàng)指標(biāo)計(jì)算得到的人力資本復(fù)合指標(biāo)，HCCI4578為根據(jù)第4、第5、第7和第8項(xiàng)單項(xiàng)指標(biāo)計(jì)算得到的復(fù)合指標(biāo)，HCCI1～8為根據(jù)全部8項(xiàng)單項(xiàng)指標(biāo)計(jì)算得到的復(fù)合指標(biāo)。

3 人力資本影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量的描述性統(tǒng)計(jì)

模型（1）式的樣本期間為2007—2014年，各國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量、人力資本單項(xiàng)指標(biāo)HCjit和復(fù)合指標(biāo)HCCIit的數(shù)據(jù)前面已經(jīng)得到，金融市場(chǎng)成熟度Fmd采用世界經(jīng)濟(jì)論壇歷年發(fā)布的《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》中各國(guó)金融市場(chǎng)成熟度得分來(lái)衡量，除了這三個(gè)變量的數(shù)據(jù)之外，其他變量的數(shù)據(jù)根據(jù)世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)計(jì)算得到。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

3.2 模型的回歸結(jié)果分析

使用Stata13軟件進(jìn)行回歸分析，分別以人力資本單項(xiàng)指標(biāo)HC1～HC8、復(fù)合指標(biāo)HCCI1236、HCCI4578和HCCI1～8作為核心解釋變量HCX對(duì)模型（1）式進(jìn)行估計(jì)，最終得到表3和表4所示的回歸分析結(jié)果A～K。這里以表4的結(jié)果K為例說(shuō)明模型的估計(jì)方法。第一步進(jìn)行模型形式檢驗(yàn)，模型的F檢驗(yàn)與LSDV法以及LM檢驗(yàn)均拒絕了可以接受混合回歸模型的原假設(shè)，認(rèn)為存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)選擇混合回歸模型。雖然本文數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，但仍進(jìn)行變截距和變系數(shù)模型的檢驗(yàn)。主要針對(duì)模型中HCCI1～8變量使用LSDV法檢驗(yàn)，國(guó)家虛擬變量與HCCI1～8的交叉項(xiàng)大部分不顯著，表明變截距模型優(yōu)于變系數(shù)模型。第二步對(duì)變截距模型進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)得到P值為0.992 9，故接受原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)而不是固定效應(yīng)。第三步沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕同方差的原假設(shè)，認(rèn)為模型存在組間異方差；對(duì)組內(nèi)自相關(guān)的沃爾德檢驗(yàn)表明可接受不存在一階組內(nèi)自相關(guān)的原假設(shè)（P值為0.903 8)；組間同期相關(guān)的Pesaran檢驗(yàn)和Friedman檢驗(yàn)P值分別為0.342 4和0.224 8，表明可以接受無(wú)同期相關(guān)的原假設(shè)；模型的最終估計(jì)結(jié)果為表4中的結(jié)果K，結(jié)果A～J的估計(jì)方法和估計(jì)結(jié)果與此類似，都是變截距隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Descriptive statistics of variables

在表3和表4的全部回歸分析結(jié)果中，無(wú)論作為核心解釋變量的人力資本水平HCX如何更換指標(biāo)，但作為控制變量的金融市場(chǎng)成熟度Fmd、利用外商直接投資程度Fdi、對(duì)外開放度Open和資源稟賦變量lnland等它們的系數(shù)估計(jì)值和顯著性情況都沒(méi)有發(fā)生較大的變化。其中金融市場(chǎng)成熟度Fmd和對(duì)外開放度Open的系數(shù)估計(jì)值都具有正的符號(hào)，至少都能夠通過(guò)了10%顯著性水平的z檢驗(yàn)；利用外商直接投資程度Fdi的系數(shù)估計(jì)值都具有負(fù)的符號(hào)，并且都通過(guò)了1%顯著性水平的z檢驗(yàn)；資源稟賦變量ln land的系數(shù)估計(jì)值都具有正的符號(hào)，但都沒(méi)有通過(guò)10%顯著性水平的z檢驗(yàn)。

表3 人力資本影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果（一）Table 3 Regression results of human capital affecting the export product quality(一)

表4 人力資本影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果（二）Table 4 Regression results of human capital affecting the export product quality(二)

在表3的結(jié)果A～E中，它們作為人力資本水平這個(gè)核心解釋變量的指標(biāo)分別是教育數(shù)量HC1、教育質(zhì)量HC2、醫(yī)療支出占GDP比重HC3、每百人固定電話訂閱數(shù)HC6等單項(xiàng)指標(biāo)以及由這四個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)HC1236，它們的系數(shù)估計(jì)值都沒(méi)有通過(guò)10%顯著性水平的z檢驗(yàn)，表明它們對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著的影響。其中教育數(shù)量HC1對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著影響，這一結(jié)果同李懷建和沈坤榮（2015）[8]以及李方靜（2016）[9]的結(jié)果存在較大的差異，而同鐘建軍和趙偉（2014）[10]的結(jié)果比較相近。教育質(zhì)量HC2的提高對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量也不存在直接的顯著影響，這同施炳展等（2013）[11]的研究結(jié)果也比較一致，即教育質(zhì)量不會(huì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生直接的顯著影響，但由于從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)教育質(zhì)量是研發(fā)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，它可能會(huì)產(chǎn)生間接的外溢效應(yīng)。醫(yī)療支出占GDP比重HC3和每百人固定電話訂閱數(shù)HC6對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著影響，有可能這兩個(gè)指標(biāo)都沒(méi)有促進(jìn)人力資本質(zhì)量屬性的提升，從而對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。HC1、HC2、HC3和HC6等單項(xiàng)指標(biāo)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著的影響，由它們構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)HC1236也不存在顯著影響自然就在情理之中，同時(shí)也說(shuō)明模型是穩(wěn)健的。

在表4的結(jié)果F～J中，它們作為人力資本水平的指標(biāo)分別是健康指標(biāo)（HC4）、互聯(lián)網(wǎng)普及率（HC5）、R&D占GDP比率（HC7）、每百人的研究人員數(shù)（HC8）等單項(xiàng)指標(biāo)以及由這四個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)HC4578，它們的系數(shù)估計(jì)值都大于零并且都通過(guò)了5%顯著性水平的z檢驗(yàn)，表明它們對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量存在比較顯著的正向效應(yīng)。這四個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)在一定程度上也體現(xiàn)了人力資本的存量屬性，但它們更側(cè)重于涵蓋人力資本的質(zhì)量屬性，它們有利于從前述的宏觀經(jīng)濟(jì)層面、技術(shù)創(chuàng)新、接受國(guó)際技術(shù)外溢和利用外商直接投資等不同層面或角度促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。HC4、HC5、HC7和HC8等單項(xiàng)指標(biāo)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的影響，由它們構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)HC4578也存在顯著影響自然也在情理之中，同時(shí)也說(shuō)明模型是穩(wěn)健的。不過(guò)，當(dāng)前似乎還沒(méi)有文獻(xiàn)使用這四個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)及其復(fù)合指標(biāo)從國(guó)家層面來(lái)分析一國(guó)的人力資本水平對(duì)其出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

在表4的結(jié)果K中，它作為人力資本水平的指標(biāo)是全部8個(gè)單項(xiàng)變量構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)HC1～8，它的系數(shù)估計(jì)值也大于零并且也通過(guò)了5%顯著性水平的z檢驗(yàn)，表明它對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量也存在比較顯著的正向效應(yīng)，但由于HC1、HC2、HC3和HC6等單項(xiàng)指標(biāo)及其復(fù)合指標(biāo)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著的影響，因此模型J應(yīng)該比模型K更佳。從考察一國(guó)人力資本水平對(duì)于其出口產(chǎn)品質(zhì)量的總體影響來(lái)說(shuō)，使用人力資本復(fù)合指標(biāo)應(yīng)該比使用單項(xiàng)指標(biāo)更佳，因此，在本文中模型J應(yīng)該是最佳的模型。

綜上所述，表3和表4的分析結(jié)果表明本文提出的假設(shè)1和假設(shè)2得到了證實(shí)。

4 結(jié)論與政策啟示

一國(guó)的人力資本水平是由多種因素構(gòu)成的，而并非每一種因素都會(huì)對(duì)該國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的影響。本文的研究表明，反應(yīng)一國(guó)人力資本水平的健康指標(biāo)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、R&D占GDP比率和每百人的研究人員數(shù)等單項(xiàng)指標(biāo)以及它們構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)對(duì)該國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的積極影響，而反應(yīng)一國(guó)人力資本水平的教育數(shù)量、教育質(zhì)量、醫(yī)療支出占GDP比重和每百人固定電話訂閱數(shù)等單項(xiàng)指標(biāo)以及由它們構(gòu)成的復(fù)合指標(biāo)對(duì)該國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。

研究結(jié)論可以得到這些政策啟示：首先，能夠提高醫(yī)療支出占GDP比重當(dāng)然具有一定的好處，但更重要的是要切實(shí)提高一國(guó)的健康水平，因此，我國(guó)今后應(yīng)該進(jìn)一步注重提高醫(yī)療支出的使用效率；其次，互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高有利于提高對(duì)外交流的便利程度，從而有利于提高對(duì)外交流的效率，有利于更好地接受國(guó)際技術(shù)外溢，雖然我國(guó)目前互聯(lián)網(wǎng)普及率已經(jīng)達(dá)到較高水平，但我們今后還應(yīng)該注意在利用互聯(lián)網(wǎng)時(shí)要趨利避害；再次，提高R&D占GDP比率和社會(huì)中研究人員的比例有利于形成良好的創(chuàng)新環(huán)境，從而有利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和產(chǎn)品質(zhì)量提高，因此，我國(guó)今后應(yīng)該進(jìn)一步重視人才，進(jìn)一步提高科研人員在社會(huì)中的地位，造就學(xué)科學(xué)用科學(xué)的良好社會(huì)氛圍；最后，從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，提高教育質(zhì)量是提高研發(fā)創(chuàng)新水平的基礎(chǔ)，它對(duì)于提高出口產(chǎn)品質(zhì)量具有長(zhǎng)期的外溢效應(yīng)，因此，我國(guó)今后應(yīng)該在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)不斷提高教育質(zhì)量。