制造業(yè)出口高質量升級的內(nèi)源動力：人力資本的結構演進視角

程 銳，馬莉莉

(1.西安財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，陜西 西安 710100；2.西北大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710127)

一、 引 言

歷經(jīng)40年改革開放，中國采取遵循比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略，形成出口導向型發(fā)展模式[1]，迅速走上農(nóng)業(yè)國工業(yè)化的發(fā)展道路，并在全球產(chǎn)業(yè)分工中確定“世界工廠”的地位。中國已于2009年成為世界第一大貿(mào)易出口國，出口總額由1978年的167.6億元上升到2019年的17.23萬億元，中國出口占世界出口比重由1980年的0.9%上升到2018年的12.76%。(1)1978年、1980年、2018年的數(shù)據(jù)來源于《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》，2019年的數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2019年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。龐大的貿(mào)易體量為中國迅速成為世界第二大經(jīng)濟體和實現(xiàn)由低收入經(jīng)濟體向中上等收入經(jīng)濟體過渡作出重要貢獻。然而，2018年發(fā)生的“中興”事件和中美貿(mào)易摩擦卻預示著，中國并沒有從龐大的貿(mào)易體量中獲得強大的國際競爭力和較高的價值鏈地位，中國制造業(yè)出口仍然處于“大而不強”的尷尬境地[2]。近年來國際環(huán)境復雜多變，發(fā)揮內(nèi)部創(chuàng)新要素優(yōu)勢、挖掘內(nèi)源動力，實現(xiàn)制造業(yè)出口高質量升級，(2)本文認為制造業(yè)出口高質量升級根源在于技術進步推動的制造業(yè)出口升級。技術進步引導資源在不同產(chǎn)業(yè)間重新配置，實現(xiàn)資源由低附加值向高附加值、由低生產(chǎn)率向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)轉移。制造業(yè)出口技術復雜度的高低能夠有效地反映出制造業(yè)出口升級程度。因此，本文利用制造業(yè)出口技術復雜度表征制造業(yè)出口高質量升級。由貿(mào)易大國轉向貿(mào)易強國，是《中國制造2025》的核心要義，也是新時代高質量發(fā)展的重大公關難題。

新經(jīng)濟增長理論指出，人力資本是經(jīng)濟持續(xù)增長的根本動力，具有高人力資本的經(jīng)濟體，創(chuàng)新能力強，全要素生產(chǎn)率提升迅速，結構轉型升級快[3-4]。快速推進人力資本的提升，可以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，增強產(chǎn)業(yè)競爭力[5]。作為一個后起的發(fā)展中國家，為了實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級、擺脫貧困、促進經(jīng)濟快速發(fā)展，中國十分注重對人力資本的培育，促進各類教育事業(yè)發(fā)展，尤其是為了培育大量高級人力資本，中國政府于1999年實行了高校擴招政策，極大地提高了高級人力資本的比重。數(shù)據(jù)顯示，目前中國擁有51.2萬所學校，1578萬名教師，2.65億在校學生，各級各類教育規(guī)模均居世界首位。(3)數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國中央人民政府官網(wǎng)，《努力讓十三億人民享有更好更公平的教育——黨的十八大以來中國教育改革發(fā)展取得顯著成就》。http://www.gov.cn/xinwen/2017-10/17/content_5232238.htm中國教育事業(yè)迅速發(fā)展，培育大量高級人力資本，為經(jīng)濟結構轉型作出重要貢獻。但是，如此規(guī)模的教育體系培育了大批高級人力資本，卻為何未能帶來中國制造業(yè)的強大國際競爭力，也未能改變中國制造的“低端鎖定”和“大而不強”的基本局面。面臨理論與現(xiàn)實的背離，部分文獻實證指出，教育形成的人力資本對經(jīng)濟增長并無顯著正影響[7]，繼而Pritcheet(2001)[8]問到“教育都去哪兒？”(Where has all the education gone?)。面臨中國的基本現(xiàn)實，不禁要問“中國人力資本都去哪兒了？”。因此，有必要探尋符合發(fā)展中國家轉型升級過程中的人力資本理論，以更好的彌合現(xiàn)實進而指導實踐。基于此，本文將從兩個方面進行考察：第一，探析人力資本的結構性問題和動態(tài)演進特性對制造業(yè)出口高質量升級的影響，即考察什么樣的人力資本可以更好地實現(xiàn)制造業(yè)出口高質量升級；第二，探析人力資本的結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的非線性門檻效應，以考察人力資本的結構演進的適應環(huán)境，即人力資本的結構演進在什么樣的條件下更有利于制造業(yè)出口高質量升級。

新結構經(jīng)濟學指出，不同經(jīng)濟發(fā)展階段上的產(chǎn)業(yè)特性、風險特性不同，對人力資本需求就不同。人力資本投資需要與不同經(jīng)濟發(fā)展階段的產(chǎn)業(yè)特性、風險特性相匹配。在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，不同層次的人力資本對產(chǎn)業(yè)升級的作用不同。人力資本的結構特性需要與經(jīng)濟發(fā)展階段特性相匹配。這種匹配特性又會隨著經(jīng)濟社會的演進而演進，即人力資本結構會出現(xiàn)從低級向高級的演進，產(chǎn)業(yè)結構從低端產(chǎn)業(yè)向高端產(chǎn)業(yè)演進，經(jīng)濟發(fā)展水平從低水平向高水平演進。因此，人力資本理論需要納入結構性問題，即實現(xiàn)不同層次人力資本與不同層次產(chǎn)業(yè)結構相匹配，同時也要考慮動態(tài)演進特性，即在不同層次人力資本和不同層次產(chǎn)業(yè)結構匹配中實現(xiàn)從低級向高級的動態(tài)演進?；谌肆Y本的結構性問題和動態(tài)演化特性，劉智勇等(2018)[9]提出人力資本結構高級化概念，其認為“一國或地區(qū)通過調(diào)整優(yōu)化人力資本結構，促進各類型人力資本協(xié)調(diào)發(fā)展，使初級人力資本比重逐步下降，高級人力資本比重逐步增加，以不斷滿足經(jīng)濟社會發(fā)展對高素質人力資本需求的過程”，程銳等(2019)[10]則對其進行了進一步完善。因此，本文認為納入結構性問題和動態(tài)演化特性的人力資本結構演進更能反映現(xiàn)實基本事實(程銳和馬莉莉，2019)[10]對制造業(yè)出口高質量升級的影響更為明顯。

中國作為一個轉型中的發(fā)展中國家，具有兩大顯著特征，即經(jīng)濟發(fā)展階段和市場經(jīng)濟建設，前者對應著經(jīng)濟發(fā)展效應，后者對應著市場競爭效應。在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段和市場競爭程度下，人力資本的結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的邊際促進作用是否一致。如果邊際效應是線性不變的，那么擁有豐裕高等教育資源的陜西省制造業(yè)出口競爭力應該遠遠高于相對稀缺的福建和廣東省，但事實并非如此。(4)從高等教育資源來看，2002—2017年期間，陜西省平均高校招生規(guī)模為0.58%，福建省平均高校招生規(guī)模為0.39%，廣東省平均高校招生規(guī)模為0.34%。而同期制造業(yè)出口技術復雜度分別為9841.06、9992.64、10527.23。因此，需要進一步考察人力資本的結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的環(huán)境條件，即在什么樣的條件下人力資本的結構演進才可以最大化的發(fā)揮制造業(yè)出口高質量升級的作用。

基于上述兩個方面，本文得到如下結果：第一，相對于人力資本存量，考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本更有利于制造業(yè)出口高質量升級；第二，基于中國教育體制的特征，利用高等教育資源分布情況構建人力資本結構演進指數(shù)的工具變量，進一步論證了人力資本結構演進的制造業(yè)出口高質量升級效應，且優(yōu)于人力資本存量；第三，空間異質性檢驗結果表明，人力資本結構演進顯著促進東部地區(qū)制造業(yè)出口高質量升級，對中西部地區(qū)制造業(yè)出口高質量升級促進作用不顯著；第四，從經(jīng)濟發(fā)展效應和市場競爭效應兩個角度，考察人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的非線性門檻效應，只有當經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平、市場競爭達到一定程度后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級才會發(fā)揮顯著促進作用。因此，本文認為考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本結構演進可以最大化促進制造業(yè)出口高質量升級；并且只有當經(jīng)濟發(fā)展水平和市場競爭程度越過一定門檻值之后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級促進作用才會最大化。

二、 文獻回顧

關于制造業(yè)出口升級的文獻相對豐富，但是從人力資本視角考察制造業(yè)出口高質量升級的文獻則相對匱乏?？v觀既有文獻，從人力資本視角考察制造業(yè)出口升級的文獻主要包括如下兩個方面：

第一，將人力資本視為控制變量，間接考察二者之間的關系。從跨國層面來看，Rodrik(2006)、Hausmann等(2007)在測算出口技術復雜度的基礎上，指出出口技術復雜度與人力資本水平顯著正相關[11-12]。Santos-Paulino(2011)利用金磚國家的數(shù)據(jù)考察指出，一國出口技術復雜度和生產(chǎn)效率是由該國的人力資本水平、收入水平和國家規(guī)模等基礎性資源稟賦決定的[13]。Cabral和Veiga(2010)利用撒哈拉以南非洲國家的數(shù)據(jù)研究指出，人力資本存量的提高可以促進出口技術復雜度的提高和出口多樣性的增加[14]。Timmer等(2014、2015)利用WIOD數(shù)據(jù)庫，研究指出高技能勞動力在全球價值鏈升級中的貢獻越來越大[15-16]。從中國層面來看，Wang等(2010)利用中國的數(shù)據(jù)，研究表明人力資本水平的提高是出口技術復雜提升的決定因素之一，也是中國出口結構與G3(美國、日本、歐盟)的出口結構相似的重要原因[17]。姚洋和張曄(2008)研究指出，人力資本水平的提升對中國出口國內(nèi)技術含量的提升具有顯著作用[18]。同時，人力資本的區(qū)域差異是導致地區(qū)間出口技術復雜度差異的重要因素[19]。由此可知，人力資本在制造業(yè)出口升級中扮演著重要的角色。

第二，直接考察人力資本與制造業(yè)出口升級的關系。基于中國全球價值鏈“引進依賴”和“低端鎖定”的困境，姚瑤和趙英軍(2015)從人力資本配置的“結構效應”與“中介效應”角度考察中國全球價值鏈演進升級的內(nèi)生動力與微觀機制，指出人力資本是中國國內(nèi)要素稟賦結構轉換的重要因素，也是擺脫當前貿(mào)易規(guī)模和獲利能力“錯配”的關鍵，人力資本是推動全球價值鏈向高端持續(xù)攀升的核心主題和內(nèi)生動力[20]。而初始人力資本選擇與垂直專業(yè)化不同階段的匹配，影響著初始人力資本的要素功能和外部特征與生產(chǎn)環(huán)節(jié)的結合程度，進而影響發(fā)展中國家在垂直專業(yè)化深化過程中持續(xù)提升全球價值鏈的位置[21]。同時，人力資本的選擇也影響著勞動力的產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)再配置過程，制造業(yè)勞動力市場的靈活性減輕產(chǎn)出波動對出口技術復雜度的負面影響，增強人力資本效應和技術溢出效應，進而影響了出口技術復雜度[22]。另一方面，程銳和馬莉莉(2019)[10]利用1970—2014年跨國面板數(shù)據(jù)分析指出人力資本結構的“初級-中級-高級”動態(tài)互補演進可以顯著促進一國出口產(chǎn)品質量升級。

綜上所述，已有文獻就人力資本促進制造業(yè)出口升級方面的作用達成一致結論。但此結論僅僅說明了人力資本與制造業(yè)出口升級之間的正向關系，卻無法解釋為什么中國在擁有如此規(guī)模的高等教育群體的情況下，制造業(yè)出口競爭力依然較低；更無法解釋擁有豐裕的高等教育資源的陜西出口能力遠遠低于高等教育資源相對稀缺的浙江、廣東和福建等省?；诖耍疚膶娜肆Y本的結構性和動態(tài)演進特性視角出發(fā)，考察人力資本的結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響，以證明單純的人力資本存量對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用是有限的；進一步地，考察人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的非線性門檻效應，以證明人力資本結構演進促進制造業(yè)出口高質量升級需要具備一定的經(jīng)濟發(fā)展水平和市場競爭能力。

三、 理論分析與模型設計

(一) 理論分析

人力資本的結構演化表現(xiàn)為初級人力資本結構逐漸向高級人力資本結構的轉變，因此人力資本的異質性表現(xiàn)為：初級人力資本結構和高級人力資本結構，分別對應于低技能勞動力(LL)和高技能勞動力(LH)。進一步地，單位化勞動力，LH+LL=1。

1.需求。借鑒魯曉東(2014)[23]和程銳等(2019)[24]的理論模型，假設企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品體現(xiàn)出的異質性表現(xiàn)為技術含量和生產(chǎn)率。前者(即出口技術復雜度)是企業(yè)出口產(chǎn)品異質性的集中體現(xiàn)。代表性消費者具有不變替代彈性的效用函數(shù)：

(1)

(2)

κ(ψ)=λ(ψ)α(y)

(3)

其中，λ(ψ)≥1代表技術含量的“真實”值。α(y)表示了收入對需求的反應程度。

2.供給。在Melitz(2003)[25]文獻中，直接假定企業(yè)生產(chǎn)率服從一個事后選擇分布。而異質性勞動力文獻指出，互補性更高的部門，技能方差更低的國家具有更高的生產(chǎn)率，生產(chǎn)率的高低決定于高低技能勞動力的分散程度[26]。當?shù)图寄軇趧恿χ饾u演化為高技能勞動力時，技能之間的互補性會逐漸增加，從而生產(chǎn)率逐漸提高，例如在航空航天等高端制造業(yè)行業(yè)中，更多地強調(diào)高技能勞動力之間的互補性，其技能分散程度就較低，反之在傳統(tǒng)低端制造業(yè)行業(yè)中，低技能勞動力容易被替代，技能分散程度高。Grossman和Maggi(2000)[27]指出超模函數(shù)強調(diào)技能互補，子模函數(shù)強調(diào)技能替代，因此本文借鑒Grossman(2013)[28]的文獻，將企業(yè)層面的生產(chǎn)率假定為如下超模函數(shù)形式：

(4)

異質性企業(yè)的生產(chǎn)成本表示如下：

C(ν)=MC[φ，κ(φ)]x(φ)+F[κ(φ)]

(5)

MC為邊際成本，F(xiàn)為固定成本，生產(chǎn)率φ>0。在異質性企業(yè)生產(chǎn)成本中加入產(chǎn)品的技術含量異質性，即κ(φ)?？勺兂杀竞凸潭ǔ杀緵Q定了產(chǎn)品的技術含量，即高技術含量的產(chǎn)品需要更新的固定資產(chǎn)，包括購買新設備、開發(fā)新產(chǎn)品和銷售新產(chǎn)品；生產(chǎn)技術含量更高的產(chǎn)品需要引進高技能勞動力和更高質量的中間品投入。進一步設定如下可變成本的形式：

(6)

其中，β是可變成本的技術含量彈性，由此可知，邊際成本與生產(chǎn)率和產(chǎn)品技術含量相關。邊際成本與企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模無關，而與企業(yè)生產(chǎn)率φ及產(chǎn)品技術含量λ有關。固定成本又可進一步分解為內(nèi)生固定成本和外生固定成本：

F(λ(φ))=f+f(λ(φ))γ，γ>0

(7)

其中，γ>0是固定成本的技術含量彈性，f為外生固定成本，內(nèi)生固定成本與產(chǎn)品技術含量有關。

3.均衡。企業(yè)最大化利潤，可表示如下：

(8)

在壟斷競爭市場均衡狀態(tài)下，企業(yè)采取加成定價方式，均衡價格為：

(9)

則企業(yè)的收入函數(shù)為：

r[φ,λ(φ)]=R(ρφP)σ-1λ(φ)α(y)-β(σ-1)

(10)

進一步地，企業(yè)利潤最大化公式(8)可表述如下：

(11)

假定0<α(y)-β(σ-1)<γ，以保證最大化的二階條件得到滿足。解上式可得：

(12)

利用生產(chǎn)率函數(shù)，根據(jù)公式(12)，可計算產(chǎn)品技術含量對高低技能勞動力的半彈性：

(13)

(14)

綜合公式(13)和(14)可知，隨著高技能勞動者能力(qH)和低技能勞動者能力(qL)，企業(yè)生產(chǎn)率隨之提高。在企業(yè)生產(chǎn)率較低水平上，相對于提高低技能勞動者能力，提高高技能勞動者能力對企業(yè)生產(chǎn)率半彈性越大；在企業(yè)生產(chǎn)率較高水平上，相對于提高高技能勞動者能力，提高低技能勞動者能力對企業(yè)生產(chǎn)率半彈性越大。提高高技能勞動者比例，有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率，促進企業(yè)技術進步；同時，在技能互補作用下，促進低技能勞動者向高技能勞動者演進，也可以有效提高企業(yè)生產(chǎn)率，促進企業(yè)技術進步。由低技能勞動力向高技能勞動力轉化的過程，促進了高技能勞動力比重的提高，增強了高技能勞動力的互補性，實現(xiàn)了人力資本的結構演化提高企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)產(chǎn)品技術含量之目的。因此，由低級人力資本結構向高級人力資本結構的動態(tài)演進可以實現(xiàn)促進出口產(chǎn)品技術含量提升的作用，即人力資本的結構演進可以促進制造業(yè)出口高質量升級。

(二) 實證模型設定

基于理論分析，本文設定如下基準模型，以考察人力資本的結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響，具體如下所示：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t+α2Controli,t+λi+τt+ξi,t

(15)

其中，lnExpyi,t代表制造業(yè)出口高質量升級，下文中用制造業(yè)出口技術復雜度衡量。lnHstruci,t代表人力資本的結構演進，下文中用人力資本結構高級化指數(shù)衡量。Controli,t代表相關控制變量，具體包括經(jīng)濟發(fā)展效應、市場競爭效應和政府行為。λi、τt分別代表地區(qū)效應和時間效應。ξi,t代表隨機擾動項。

(三) 變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量。制造業(yè)出口高質量升級(Expy)。借鑒Hausmann等(2007)[12]、周茂等(2018)[29]的做法，采用出口技術復雜度進行衡量。該指標表示產(chǎn)業(yè)出口升級的合理性已被Hsu等(2014)[30]進行論證。出口技術復雜度的具體計算步驟如下：

(16)

(17)

EXPYj代表著j省所有行業(yè)的PRODYk的加權平均。出口數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)-對外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，其提供了各省市HS兩位碼層面的出口數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)時間最早可追溯至2002年，因此本文所采用的數(shù)據(jù)為2002—2017年期間30個省(直轄市、自治區(qū))。

圖1展示了2002—2017年期間各省市制造業(yè)出口技術復雜度平均值及其增長率?？梢钥闯觯圃鞓I(yè)出口技術復雜度的省際差異較大，東部地區(qū)的省份的制造業(yè)出口技術復雜度普遍高于中西部地區(qū)。由各省制造業(yè)出口技術復雜度平均增長率來看，制造業(yè)出口技術復雜度越高的省市，其平均增長率就越低，東部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度增長率明顯低于中西部。由此可知，中國區(qū)域層面的制造業(yè)出口技術復雜度差異較大，東部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度顯著高于中西部地區(qū)，而中西部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度速度又明顯高于東部地區(qū)。

圖1 各省市制造業(yè)出口技術復雜度均值及其平均增長率：2002-2017

2.核心解釋變量。人力資本的結構演進(Hstruc)，人力資本的結構演進表現(xiàn)為從初級人力資本結構向高級人力資本結構動態(tài)演進的過程，最終實現(xiàn)高級化。因此，本文借鑒程銳和馬莉莉(2019)[10]的方法，以人力資本結構高級化指數(shù)表征人力資本從初級向高級的結構演化特征。具體而言，首先，構建人力資本空間向量；其次，選擇基準向量；最后確定權重。具體計算過程如下：

第一，按照受教育程度將人力資本分為五個等級，即大學及以上、高中、初中、小學和未上過小學。以各等級人力資本比重作為空間向量分量，從而構成一組五維人力資本空間向量，即X0=(x01,x02,x03,x04,x05)。

第二，確定基準向量，以X1=(1,0,0,0,0)、X2=(0,1,0,0,0)、X3=(0,0,1,0,0)、X4=(0,0,0,1,0)和X5=(0,0,0,0,1)作為基準向量。然后計算人力資本空間向量與基準向量的夾角：

(18)

第三，計算人力資本結構高級化指數(shù)：

(19)

其中，Wj為權重。遵照程銳和馬莉莉(2019)[10]的設定，大學及以上的人力資本權重設定為1，即W1=1，依次遞增，W2=2、W3=3、W4=4和W5=5。θ值越高，說明人力資本結構高級化指數(shù)越高。

本文所用到的原始數(shù)據(jù)來源如下：GDP、地區(qū)總人口、財政預算支出、進出口總額、人民幣匯率來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》；外商直接投資金額來源于各省歷年統(tǒng)計年鑒；各省HS兩位碼層面的制造業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)-對外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；非國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值和工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》；就業(yè)人員受教育程度比例來源于歷年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》；2008年以后的國有企業(yè)職工和總職工人數(shù)來源于歷年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，2008年以前的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計匯編》。需要說明的是，本文使用的受教育程度比例僅限于就業(yè)人員，而非《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》中給出的受教育程度的人口數(shù)，其原因在于后者在統(tǒng)計上包含了在校生，扣除在校生比重使得人力資本結構高級化指數(shù)測算更為準確，降低測量誤差。本文樣本期間為2002—2017年，樣本個體為30個省(直轄市)。表1為各變量的描述性統(tǒng)計。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

四、 實證結果

(一) 基準檢驗

表2匯報了基于公式(15)所得到的估計結果。為了控制潛在的序列相關性和異方差問題，估計時采用異方差穩(wěn)健標準誤。表2第1列只控制地區(qū)效應和時間效應，估計結果顯示人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)顯著為正，人力資本結構高級化指數(shù)對制造業(yè)出口技術復雜度的邊際彈性為1.13，即人力資本結構高級化指數(shù)每提高一個百分點，制造業(yè)出口技術復雜度隨之提高1.13個百分點。第2列加入經(jīng)濟發(fā)展水平變量，人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)顯著為正，但系數(shù)值顯著下降。第3列進一步加入市場競爭效應，即國有企業(yè)比重、對外開放度和市場化指數(shù)，人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)顯著為正，相對于第2列估計系數(shù)值無顯著變化。第4列進一步加入政府行為變量，即財政支出比率和外商直接投資率，人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)依然顯著為正，估計系數(shù)值無顯著變化。因此，綜合表2第1～4列估計結果可知，人力資本結構演進顯著促進制造業(yè)出口高質量升級，且其邊際彈性值維持在0.37～0.45之間，表明人力資本結構演進程度每提高一個百分點，制造業(yè)出口高質量升級也隨之提高0.37～0.45個百分點。由此可知，人力資本由初級向高級的結構演進，實現(xiàn)不同層次人力資本在不同層次行業(yè)間的再配置，促進制造業(yè)出口技術復雜度提升，推動制造業(yè)出口高質量升級。

為了論證考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本理論優(yōu)于人力資本存量,(5)人力資本存量的計算方式：(小學學歷人口×6+初中人口數(shù)×9+高中人口數(shù)×12+大專及以上×16)÷6歲以上人口數(shù)。數(shù)據(jù)來源于《中國教育統(tǒng)計年鑒》。表2第5～6列估計了人力資本存量對制造業(yè)出口技術復雜的影響。第5列只控制地區(qū)效應和時間效應，第6列進一步控制經(jīng)濟發(fā)展效應、市場競爭效應和政府行為，估計結果顯示，人力資本存量估計系數(shù)顯著小于第1列和第4列人力資本結構高級化估計系數(shù)，其估計系數(shù)僅為0.22，只有人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)的49.88%。進一步地，第7列將人力資本結構高級化指數(shù)與人力資本存量納入模型，人力資本結構高級化指數(shù)依然顯著為正，而人力資本存量已經(jīng)不再顯著。由該估計系數(shù)值可知，考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本更有利于促進制造業(yè)出口高質量升級，即人力資本理論需要注重不同層次人力資本的結構性問題和動態(tài)演進特性，而不僅僅只關注于人力資本存量問題。

表2 人力資本結構演進與制造業(yè)出口高質量升級：基準檢驗

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為異方差穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

從控制變量的估計結果來看，人均實際GDP估計系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟發(fā)展與制造業(yè)出口技術復雜度之間存在著顯著的正向關系，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，制造業(yè)出口技術復雜度水平也就越高，與已有文獻估計結果一致。市場競爭效應指標中，國有企業(yè)比重估計系數(shù)顯著為正，表明國有企業(yè)在一定程度上有利于提高制造業(yè)出口升級；對外開放度估計系數(shù)顯著為正，國際市場競爭程度越高，越有利于制造業(yè)出口升級；市場化指數(shù)估計系數(shù)顯著為正，市場化程度越高，越有利制造業(yè)出口升級。政府行為指標中，外商直接投資估計系數(shù)顯著為正，而財政支出估計系數(shù)不顯著，說明引進外資可以有效促進制造業(yè)出口升級。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

為了保證估計結果的穩(wěn)定性和可靠性，本文從如下方面進行相關穩(wěn)健性檢驗。第一，測量誤差。采用如下兩種方法重新衡量人力資本結構演進。首先，利用公式(20)計算不同層級教育就業(yè)比重的高級化指數(shù)。估計結果如表3第1列所示，估計系數(shù)顯著為正。

(20)

第二，周期性沖擊。首先，采用五年期平均值進行估計，以消除周期性波動。估計結果如表3第3列所示，估計系數(shù)顯著為正。其次，采用人力資本結構高級化指數(shù)滯后五期進行估計，以考察其周期性和持續(xù)性。估計結果如表3第4列所示，估計系數(shù)顯著為正。在考慮周期性沖擊后，人力資本結構演進依然顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。并且從滯后期估計結果來看，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級具有強大的持續(xù)效應。

第三，遺漏變量偏誤。改革開放以后，為了促進出口，實現(xiàn)出口升級，政府建立了大量的開發(fā)區(qū)、高新區(qū)。開發(fā)區(qū)作為要素、資源的集聚中心，對制造業(yè)出口升級具有一定的影響[28]。為了消除遺漏變量偏誤，表3第5列加入了各省市經(jīng)濟技術開發(fā)區(qū)數(shù)量(zone)指標，此時人力資本結構高級化指標估計系數(shù)依然顯著為正；第6列加入了各省市高新技術開發(fā)區(qū)數(shù)量(highzone)指標，人力資本結構高級化指標估計系數(shù)依然顯著為正；第7列同時加入經(jīng)濟技術開發(fā)區(qū)和高新技術開發(fā)區(qū)兩個指標，人力資本結構高級化指標估計系數(shù)依然顯著為正。由此說明，在考慮了可能的遺漏變量問題后，人力資本結構演進依然顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。

綜合表3的估計結果可知，在考慮測量誤差、周期性沖擊和遺漏變量問題之后，人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)依然顯著為正，即人力資本結構演進促進制造業(yè)出口高質量升級的結論具有穩(wěn)定性和可靠性。

表3 人力資本結構演進與制造業(yè)出口高質量升級：穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為異方差穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

(三) 內(nèi)生性與工具變量估計

表2的估計結果雖然表明人力資本結構演進和制造業(yè)出口高質量升級之間存在顯著的正向關系，并且在進行一系列的穩(wěn)健性檢驗之后，估計結果依然穩(wěn)健。但依然可能存在因內(nèi)生性問題而導致OLS估計結果有偏。首先，人力資本結構演進可能存在測量誤差，人力資本的形成還包括營養(yǎng)和健康。(6)需要說明的是，營養(yǎng)和健康形成的人力資本更傾向于是經(jīng)濟發(fā)展的結果，而非原因。因此，該因素對人力資本結構高級化的測量誤差影響不嚴重。其次，可能存在聯(lián)立性偏誤，制造業(yè)出口高質量升級一方面會增加對高級人力資本的需求，另一方面也會提高技能溢價，促進高級人力資本的供給。為緩解內(nèi)生性問題，本部分引入工具變量(IV)，并采用兩階段最小二乘法進行估計。本文將嘗試著從人力資本形成的供給端出發(fā)，以1999年高校擴招政策和教育資源豐裕度視角切入。

教育和培訓是人力資本形成的最主要途徑。無論是企業(yè)在職培訓，還是學校培訓，都需要具備一定的教育門檻。同時，中國教育體系表現(xiàn)出通用技能的培育和專業(yè)技能的培育，使得企業(yè)在職培訓顯得相對薄弱。因此，在中國人力資本形成的教育途徑更為重要。教育資源作為教育的供給端，教育資源豐裕程度決定教育形成的人力資本的高低。初級教育決定低級人力資本，高等教育決定高級人力資本。人力資本由初級向高級的結構演進，高級人力資本決定著人力資本結構演進的程度。因此，選取1999年高校擴招政策和高等教育資源豐裕度作為人力資本結構演進的工具變量。其滿足工具變量的如下兩個方面：第一，滿足相關性條件。高等教育資源越多的地區(qū)，人力資本結構演進程度就越快。在中國，高校招生存在嚴重的地域分割現(xiàn)象，高校招生的生源以本地生源為主，1999年高校擴招政策進一步強化了高校資源分布不均導致的人力資本結構演進的差異。同時，高等教育是教育的最高層級，是高級人力資本形成的直接原因；第二，滿足與隨機擾動項不相關的條件。高等教育資源的分布差異是在歷史上形成的，與當前的經(jīng)濟社會發(fā)展無關。同時1999年高校擴招政策作為政策沖擊具有較強的外生性。因此，利用1999年高校擴招政策與高等教育資源分布構建工具變量具有現(xiàn)實可行性。

高等教育資源分布采用兩個指標進行衡量：本地區(qū)本年度高校招生規(guī)模占本地區(qū)本年度總人口的比重和本地區(qū)本年度高校畢業(yè)生規(guī)模占本地區(qū)本年度總人口之比。采用招生規(guī)模和畢業(yè)生規(guī)模而非高校數(shù)量，原因在于高校存在規(guī)模差異，規(guī)模大的學校招生規(guī)模大、畢業(yè)生數(shù)量多，規(guī)模小的高校招生規(guī)模小、畢業(yè)生數(shù)量少。如果采用高校數(shù)量，則同質化了高校規(guī)模，會導致嚴重的測量誤差。具體設定如下估計模型：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t+α2Controli,t+λi+τt+ξi,t

(21)

lnHstruci,t=β0+β1Re2003×Enroll_sharei,t+β3Controli,t+λi+τt+ξi,t

(22)

公式(21)的設定與公式(15)的設定一致。公式(22)中Re2003表示1999年高校擴招政策的虛擬變量，由于1999年開始實施的高校擴招，到2003年才正式步入社會進行工作，因此在2003年及之后的年份設定為1，之前的年份為0。enroll_sharei,t表示i地區(qū)t年高校招生規(guī)模占總人口比重，基于四年制高等教育模式，采用滯后4年的高校招生規(guī)模占總人口比重。高校招生數(shù)據(jù)和畢業(yè)生數(shù)據(jù)來源于《中國教育統(tǒng)計年鑒》。如果該地區(qū)高校招生規(guī)模越大，意味著該地區(qū)高等教育人口規(guī)模也就越大，高級人力資本比重也就越大，預期β1>0。同時，由于我國高等教育包括本科四年制教育和?？迫曛平逃?，采用滯后4年的招生規(guī)?？赡艽嬖跍y量誤差，因此利用畢業(yè)生規(guī)模占總人口的比重與擴招政策的交叉項作為工具變量。

表4中匯報了相關工具變量估計結果，其中第1～2列是采用招生規(guī)模作為工具變量得到的估計結果，第4～5列是采用畢業(yè)生規(guī)模作為工具變量得到的估計結果，第7列將招生規(guī)模和畢業(yè)生規(guī)模作為工具變量。根據(jù)表4的第一階段估計結果可知，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量估計值高度顯著，Kleibergen-Paap rk Wald F和Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量估計值顯著大于10，表明利用1999年高校擴招政策與招生規(guī)模和畢業(yè)生規(guī)模交叉項作為人力資本結構演進的工具變量不存在弱工具變量問題。從交叉項的估計系數(shù)來看，其估計系數(shù)均顯著為正，表明1999年高校擴招以后，高等教育資源越豐裕的地區(qū)，人力資本結構高級化指數(shù)就越高。從表4的第二階段估計結果來看，無論是否加入控制變量，人力資本結構高級化指數(shù)的估計系數(shù)均顯著為正，進一步論證本文基準檢驗結果的穩(wěn)健性和可靠性。

同時為了進一步考察人力資本結構演進優(yōu)于人力資本存量，表4利用工具變量再次估計人力資本存量對制造業(yè)出口技術復雜度的影響。估計結果如表4第3列、第6列和第8列所示，人力資本存量估計系數(shù)依然顯著低于人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)，其估計系數(shù)值只有人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)的35.12%～43.89%。在利用工具變量估計法下，相對于人力資本結構演進而言，人力資本存量對制造業(yè)出口高質量升級的影響進一步下降。再次證明了考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本優(yōu)于人力資本存量。

表4 人力資本結構演進與制造業(yè)出口高質量升級：工具變量

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

(四) 空間異質性檢驗

中國區(qū)域范圍廣闊、區(qū)域發(fā)展差異較大，經(jīng)濟發(fā)展程度和市場發(fā)育程度差異較大，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響可能也存在一定的差異。因此，表5分別考察了東部地區(qū)和中西部地區(qū)人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的空間異質性影響。其中，第1列采用普通最小二乘法得到的估計結果，第2～3列采用招生規(guī)模作為工具變量得到的估計結果，第4列采用畢業(yè)生規(guī)模作為工具變量得到的估計結果。由表5的估計結果來看，無論是不考慮內(nèi)生性問題，還是考慮內(nèi)生性問題，估計結果均顯示人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響呈現(xiàn)出顯著空間異質性，即相對于中西部地區(qū)而言，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用更大。由此估計結果可知，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用可能在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段和不同的市場競爭程度上存在差異。因此，表5的空間異質性結果初步論證了人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的經(jīng)濟發(fā)展效應和市場競爭效應的非線性門檻效應，即只要當經(jīng)濟發(fā)展達到一定階段、市場競爭達到一定程度，人力資本結構演進才會對制造業(yè)出口高質量升級發(fā)揮顯著促進作用。

表5 人力資本結構演進與制造業(yè)出口高質量升級：空間異質性

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

五、 進一步分析：門檻效應檢驗

人力資本結構演進顯著促進制造業(yè)出口高質量升級，但這種影響存在明顯的空間差異。因此，本部分利用門檻模型，進一步考察人力資本結構演進促進制造業(yè)出口高質量升級的條件，以揭示在什么樣的條件下人力資本結構演進可以最大化的促進制造業(yè)出口高質量升級。

(一) 門檻模型設定

基于Hansen(1999)[32]的門檻回歸分析模型，將影響人力資本結構演進的相關因素作為門檻變量納入模型。具體設定模型如下：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t·I(qi,t≤γ1)+α2lnHstruci,t·I(qi,t>γ1)+βControli,t+ξi,t

(23)

其中，qi,t為門檻變量，I(·)為指示函數(shù)，γ1表示不同水平的門檻值。當指示函數(shù)條件滿足時，I=1，否則，I=0。ξi,t為隨機擾動項，服從獨立同分布，ξ～iid(0,σ2)。當門檻變量存在雙重門檻值時，門檻模型設定如下：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t·I(qi,t≤γ1)+α2lnHstruci,t·I(γ1

α3lnHstruci,t·I(qi,t>γ2)+βControli,t+ξi,t

(24)

根據(jù)引言的分析，門檻變量主要選取兩大效應：經(jīng)濟發(fā)展效應和市場競爭效應。首先，在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，人力資本的作用不同。在經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，經(jīng)濟發(fā)展處于低水平，產(chǎn)業(yè)結構低端化，產(chǎn)業(yè)結構演進速度慢，初級人力資本可以滿足低端產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，高級人力資本的增加則會形成人才的浪費。當經(jīng)濟發(fā)展到較高水平時，產(chǎn)業(yè)結構由低端向高端演進，需要人力資本結構加快演進，以適應產(chǎn)業(yè)結構的快速演進。因此，在經(jīng)濟發(fā)展低水平階段，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響顯著，當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級發(fā)揮顯著促進作用；其次，市場競爭程度不同，人力資本的作用不同。當市場競爭程度較低時，較低的市場競爭程度無法有效地激發(fā)人力資本的創(chuàng)新性，人力資本的結構演進受到抑制，無法促進技術進步，對制造業(yè)出口高質量升級的作用不顯著；當市場競爭程度較高時，激烈的市場競爭效應激發(fā)人力資本的創(chuàng)新性，促進人力資本快速結構演進，促進技術進步，對制造業(yè)出口高質量升級具有顯著的促進作用。

(二) 門檻模型檢驗

1.經(jīng)濟發(fā)展效應。首先考察經(jīng)濟發(fā)展效應在人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級中的非線性關系。表6匯報了經(jīng)濟發(fā)展水平門檻效果檢驗。從表6的檢驗結果可知，經(jīng)濟發(fā)展水平存在雙重門檻值。在此基礎上進一步檢驗得到門檻值和95%的置信區(qū)間，如表7所示。表7的結果顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻值分別為0.441萬元和1.810萬元。

表6 門檻效應檢驗結果：經(jīng)濟發(fā)展水平

注：P值和臨界值均為采用“自抽樣法”(Boostrap)反復抽樣1000次得到的結果，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表7 門檻估計值結果

表8匯報了經(jīng)濟發(fā)展水平的參數(shù)估計結果。由表8的估計結果可知，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用也隨之提高。具體而言，當經(jīng)濟發(fā)展水平處于第一門檻值范圍內(nèi)時，人力資本結構高級化指數(shù)不顯著；當經(jīng)濟發(fā)展處于第二個門檻值范圍內(nèi)時，人力資本結構高級化指數(shù)顯著為正；當經(jīng)濟發(fā)展跨越第二個門檻值時，人力資本結構高級化指數(shù)顯著為正。根據(jù)該估計結果可知，當經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度之后，人力資本結構高級化指數(shù)對制造業(yè)出口升級才會發(fā)生促進作用。說明當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，如果培育大量的人力資本，尤其是高級人力資本，則會出現(xiàn)人力資本的浪費，壓力教育所形成的人力資本的回報率，形成人力資源的浪費，不利于制造業(yè)出口高質量升級。當經(jīng)濟發(fā)展階段達到一定程度之后，人力資本的作用開始顯現(xiàn)，但是其對制造業(yè)出口高質量升級的邊際效用不會再次發(fā)生較大的變化，而是保持相對較穩(wěn)定的狀態(tài)(由表8第2列和第3列估計系數(shù)可知)。

表8 門檻效應檢驗之一：經(jīng)濟發(fā)展效應

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表9匯報了期初和期末各省市經(jīng)濟發(fā)展水平的分布情況。期初的2002年有21個省市未跨域第1個門檻值，人力資本結構演進未顯著促進制造業(yè)出口高質量升級；有9個省市處于第2個門檻值，人力資本結構演進顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。期末的2015年所有省市均已跨越第1個門檻值，所有省市均處于人力資本結構演進促進制造業(yè)出口高質量升級的門檻。

表9 各省經(jīng)濟發(fā)展效應門檻通過情況：2002年和2017年

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

2.市場競爭效應。市場競爭效應分為國內(nèi)市場競爭效應和國外市場競爭效應。根據(jù)中國轉型時期的基本特征可采用兩個指標衡量國內(nèi)市場競爭效應，市場發(fā)育程度和所有制結構，其中市場發(fā)育程度采用市場化指數(shù)衡量、所有制結構采用國有企業(yè)比重衡量。國外市場競爭效應直接采用對外開放度進行衡量。

第一，國內(nèi)市場競爭效應。首先，考察國內(nèi)市場競爭效應中的市場發(fā)育程度。表10中上半部分的檢驗結果可知，市場化指數(shù)存在雙重門檻值。下半部分結果顯示，市場化指數(shù)的門檻值為5.003和9.100。

表10 門檻效應檢驗結果

注：P值和臨界值均為采用“自抽樣法”(Boostrap)反復抽樣1000次得到的結果，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表11匯報了市場化指數(shù)的參數(shù)估計結果。由表11估計結果可知，隨著市場發(fā)育程度的提高，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用隨之提高。當市場發(fā)育程度越過第二個門檻值時，人力資本結構高級化指數(shù)估計系數(shù)為正。

表11 門檻效應檢驗之二：市場化指數(shù)

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表12匯報了期初和期末各省市市場發(fā)育程度的分布情況。期初的2002年只有上海市跨域門檻值，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的邊際效應處于較小的階段；期末的2017年仍然只有12個省市跨域門檻值，分別為上海、北京、天津、山東、廣東、江蘇、河北、河南、浙江、福建、遼寧。由此可知，在市場發(fā)育程度方面，大部分省市仍然處于市場發(fā)育程度不高的階段，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的邊際效應處于相對較低的狀態(tài)。

表12 各省市場化指數(shù)門檻通過情況：2002年和2017年

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

其次，考察國內(nèi)市場競爭效應中的所有制結構。表13中上半部分的檢驗結果可知，國有企業(yè)比重存在雙重門檻值。下半部分結果顯示，國有企業(yè)比重的門檻值分別為0.537和0.764。

表13 門檻效應檢驗結果

注：P值和臨界值均為采用“自抽樣法”(Boostrap)反復抽樣1000次得到的結果，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表14匯報了國有企業(yè)比重的參數(shù)估計結果。由表14的估計結果可知，隨著國有企業(yè)比重的提高，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢。具體而言，當國有企業(yè)比重低于0.537時，人力資本結構演進顯著促進制造業(yè)出口高質量升級；當國有企業(yè)比重高于0.537和低于0.764時，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級無顯著影響；當國有企業(yè)比重高于0.764時，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級影響顯著。由此可知，當國有企業(yè)比重較低和較高時，人力資本結構演進可以顯著促進制造業(yè)出口高質量升級；當國有企業(yè)比重適中時，人力資本結構演進并不能顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。

表14 門檻效應檢驗之三：國有企業(yè)比重

續(xù)表14

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表15匯報了期初和期末各省所有制結構的分布情況。期初的2002年有13個省市處于國有企業(yè)比重的中間階段；期末的2017年有11個省市國有企業(yè)比重處于較低門檻階段。由此說明，仍有大部分省市所有制結構處于人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的無顯著影響階段。

表15 各省國有企業(yè)比重門檻通過情況：2002年和2017年

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

第二，國際市場競爭效應。最后考察國際市場競爭效應的非線性門檻效應。表16中上半部分的檢驗結果可知，對外開放度存在雙重門檻值。下半部分結果顯示，對外開放度的門檻值分別為0.067和0.638。

注：P值和臨界值均為采用“自抽樣法”(Boostrap)反復抽樣1000次得到的結果，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表17匯報了對外開放度的參數(shù)估計結果。由表17的估計結果可知，國外市場競爭效應呈現(xiàn)遞增效應，當國外市場競爭程度較低時，人力資本結構演進不能顯著促進制造業(yè)出口高質量升級；當國外市場競爭程度處于中間水平甚至更高水平時，人力資本結構演進可以顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。由此可見，國際市場競爭效應越強，人力資本結構演進越能促進制造業(yè)出口高質量升級。

表17 門檻效應檢驗之四：對外開放度

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

表18匯報了期初和期末的國際市場競爭效應的分布情況。期初的2002年有四個省份處于第一個門檻值內(nèi)，包括河南、湖南、貴州、青海；跨越第二個門檻值的有東部地區(qū)3個省市，分別為上海、天津、廣東。期末的2017年有四個省市處于第一個門檻值內(nèi)，分別是內(nèi)蒙古、甘肅、貴州、青海；跨越第二個門檻值的有東部2個省市，分別是上海、廣東；其余省市處于第二個門檻值內(nèi)。由此可知，大部分省市處于人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級邊際效應較低的階段，而只有少量的東部幾個省市處于邊際效應較高的階段。

表18 各省對外開放度門檻通過情況：2002年和2017年

注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

綜合門檻效應檢驗結果可知，在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平和市場競爭下，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響是不同的。在經(jīng)濟發(fā)展處于低水平和市場競爭程度較低時，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級無顯著影響；當經(jīng)濟發(fā)展和市場競爭程度越過一定的門檻值后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級發(fā)揮顯著促進作用。由此證明了人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級促進作用中的經(jīng)濟發(fā)展效應和市場競爭效應的非線性門檻效應，即只要當經(jīng)濟發(fā)展達到一定階段、市場競爭達到一定程度，人力資本結構演進才會對制造業(yè)出口高質量升級發(fā)揮顯著促進作用。

六、 結論與啟示

作為全球最大的教育資源供給國和世界第一大貿(mào)易國，充分發(fā)揮人才紅利，實現(xiàn)人力資本促進制造業(yè)出口高質量升級的最大化，既是建設人才強國戰(zhàn)略的重要舉措，又是實現(xiàn)制造業(yè)強國的必經(jīng)之路，更是新時代高質量發(fā)展的重大議題?；诖?，本文主要回答兩個問題：第一，如何最大化發(fā)揮人力資本對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用；第二，什么樣的條件才能使人力資本對制造業(yè)出口高質量升級促進作用最大化?；诖?，本文在考慮人力資本的結構性問題和動態(tài)演進特性基礎上，考察人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的影響。首先建立一個理論模型，以論證人力資本由低級向高級的結構動態(tài)演進可以實現(xiàn)促進出口產(chǎn)品技術含量的作用。然后利用2002—2017年省級面板數(shù)據(jù)進行實證考察，實證結果表明：第一，人力資本結構演進顯著促進制造業(yè)出口高質量升級。該結論在考慮測量誤差、周期性沖擊、遺漏變量偏誤和內(nèi)生性的情況下，依然穩(wěn)健；第二，相對于人力資本存量，考慮結構性問題和動態(tài)演化特性的人力資本更有利于促進制造業(yè)出口高質量升級，其估計系數(shù)是人力資本存量估計系數(shù)的2倍之余，該結論在工具變量下更突顯；第三，空間異質性檢驗結果表明，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用在東部地區(qū)顯著，在中西部地區(qū)不顯著，工具變量估計結果依然如此；第四，從經(jīng)濟發(fā)展效應和市場競爭效應兩個角度，考察人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級的非線性門檻效應，只有當經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平、市場競爭達到一定程度后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級才會發(fā)揮顯著促進作用。因此，本文認為考慮結構性問題和動態(tài)演進特性的人力資本結構演進可以最大化促進制造業(yè)出口高質量升級；只有當經(jīng)濟發(fā)展水平和市場競爭程度越過一定門檻值之后，人力資本結構演進對制造業(yè)出口高質量升級促進作用才會最大化。

面臨急劇變化復雜的外部環(huán)境，探尋制造業(yè)出口高質量升級的內(nèi)源動力迫不及待。根據(jù)本文的研究可得到如下啟示：第一，在注重高級人力資本促進制造業(yè)出口高質量升級時，需要注重人力資本的結構性問題和動態(tài)演進特性。當前各地興起了一股人才強奪戰(zhàn)，以增加本地高級人力資本，在下一輪的產(chǎn)業(yè)轉型中獲得競爭優(yōu)勢。然而，大多數(shù)地區(qū)在人才強奪戰(zhàn)中忽視本地經(jīng)濟發(fā)展階段和市場競爭程度，一味地引進高級人力資本不僅不利于本地產(chǎn)業(yè)競爭力，反而會因扭曲人力資本結構而抑制產(chǎn)業(yè)升級；第二，注重培育市場競爭環(huán)境，建設良好的市場秩序，促進市場有序競爭。中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，市場競爭程度較低，極大地抑制不同層次人力資本對制造業(yè)出口高質量升級的促進作用。因此，中西部地區(qū)亟待進一步提高市場競爭程度，包括提高市場發(fā)育程度，有效引導國有企業(yè)發(fā)展，形成公平的市場競爭環(huán)境；第三，從全國層面來看，需要進一步完善教育體系，促進教育資源公平分配。完善義務教育制，加快推行12年義務教育，優(yōu)化調(diào)整高等教育體制機制，有序推動人力資本結構演進。同時，進一步打破高等教育資源分布的地域分割，實現(xiàn)教育資源公平分配。