人力資本擴張對企業(yè)出口國內(nèi)增加值率的影響
——基于“高校擴招”政策的準(zhǔn)自然實驗研究

張 燕，孫孟蓓

（合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

2015年、2019年黨中央國務(wù)院相繼頒布了《關(guān)于加快外貿(mào)轉(zhuǎn)型升級推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展工作情況的報告》《關(guān)于推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，表明我國政府將貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展上升到了戰(zhàn)略高度。貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略不僅與當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展目標(biāo)相契合，也是針對國際國內(nèi)發(fā)展條件的重大變化所做出的決策：當(dāng)前全球經(jīng)濟整體減速、國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移放緩、貿(mào)易保護主義升溫，國內(nèi)勞動力、資源等要素價格上升，環(huán)境成本加大。在此情境中，對外貿(mào)易“總體平穩(wěn)，結(jié)構(gòu)繼續(xù)優(yōu)化”已屬不易，而要在貿(mào)易規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效益、競爭力方面均有突破，實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，具有一定的艱巨性和緊迫性。縱觀改革開放以來對外貿(mào)易發(fā)展歷程，我國已連續(xù)多年保持世界第一大出口國和第二大進口國的地位，出口規(guī)模迅速增長、出口結(jié)構(gòu)逐步升級、出口競爭力增強。然而在取得驕人成就的同時，貿(mào)易發(fā)展還存在短板弱項，尤其在出口效益方面，出口產(chǎn)品國內(nèi)增加值率普遍偏低。

黨的十九大報告強調(diào)“人才是實現(xiàn)民族振興、贏得國際競爭主動的戰(zhàn)略資源”，人才強國戰(zhàn)略是建設(shè)創(chuàng)新型國家和世界科技強國的基礎(chǔ)支撐。因此研究人力資本擴張能否有效提升出口國內(nèi)增加值率，從而提升出口效益，對提高我國貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量具有重要的現(xiàn)實意義。理論上而言，出口國內(nèi)增加值率從多個方面受到人力資本擴張的影響：一方面，當(dāng)前階段我國正由過度依賴資源要素投入的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)向以人才創(chuàng)新驅(qū)動的高質(zhì)量發(fā)展方式階段，企業(yè)亟需大量高質(zhì)量人才，人力資本供給的擴大，勞動者整體素質(zhì)的提高，均通過干中學(xué)效應(yīng)進而使得生產(chǎn)率得到提高；另一方面，人力資本因“大學(xué)擴招”政策而急劇擴張，使得企業(yè)能夠雇傭更多的人力資本，人力資本是企業(yè)技術(shù)開發(fā)與創(chuàng)新的重要源泉，具有推動技術(shù)升級、促進創(chuàng)新的作用，從而有利于出口國內(nèi)增加值率的提高。

我國人力資本在“大學(xué)擴招”后快速增長，這為研究人力資本與出口效益的關(guān)系提供了難得的機會。具體地，本文將1999 年實施的“大學(xué)擴招”這一外生性政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗，在闡釋理論機制的基礎(chǔ)上，采用倍差法實證分析人力資本擴張對出口國內(nèi)增加值率的影響，為促進實現(xiàn)對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略提供路徑參考。

二、文獻綜述

出口國內(nèi)增加值率（DVAR）作為判斷企業(yè)真實貿(mào)易利得的標(biāo)準(zhǔn)已在學(xué)術(shù)界得到認(rèn)可，對于出口DVAR 測算以及影響因素的研究受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。張鵬楊和唐宜紅（2018）［1］研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 顯著提高了出口企業(yè)的DVAR；毛其淋和許家云（2018）［2］認(rèn)為，外資持續(xù)進入通過成本加成與國內(nèi)中間品種類變化等重要途徑提高了本土企業(yè)出口 DVAR。Kee 和 Tang（2016）［3］的研究表明，中間產(chǎn)品在總銷售中的比重、本國中間品與進口中間品的價格指數(shù)之比以及企業(yè)成本加成都會影響企業(yè)出口國內(nèi)增加值率；諸竹君等（2018）［4］認(rèn)為進口中間投入品質(zhì)量的提升會對企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，而創(chuàng)新可以通過加成率與相對價格兩種渠道對企業(yè)出口DVAR 產(chǎn)生促進作用。余淼杰和崔曉敏（2018）［5］研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率通過改變進口中間品相對價格與企業(yè)的進入退出、定價策略兩個渠道影響了企業(yè)出口DVAR。與上述側(cè)重于開放經(jīng)濟特征的研究視角有所不同，一些學(xué)者從國內(nèi)市場特征的角度考察企業(yè)出口DVAR的影響因素。馬述忠等（2017）［6］、Manova 和 Yu（2016）［7］認(rèn)為融資約束將會限制企業(yè)進入更高附加值和利潤的全球價值鏈環(huán)節(jié)，進而影響企業(yè)出口DVAR；崔曉敏等（2018）［8］通過研究最低工資上漲對我國企業(yè)出口DVAR 的影響，發(fā)現(xiàn)“要素替代”與“成本加成”是最低工資影響企業(yè)出口DVAR 的兩個重要渠道。另一部分學(xué)者分別從要素市場扭曲（高翔等，2018）［9］、國內(nèi)市場分割（呂越等，2018）［10］、本地市場規(guī)模（戴翔等，2017）［11］、制造業(yè)服務(wù)化和上游壟斷（李勝旗和毛其淋，2017；許和連等，2017）［12-13］、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)（田畢飛和陳紫若，2017）［14］等角度探討了影響企業(yè)出口DVAR的相關(guān)因素。

由此可見，對于企業(yè)出口DVAR影響因素研究主要聚焦于對外開放視角、國內(nèi)市場特征等，鮮有文獻關(guān)注企業(yè)人力資本作為內(nèi)在因素的影響機制和效應(yīng)。人力資本是經(jīng)濟增長的源泉早已被學(xué)界公認(rèn)（Romer，1990；賴明勇等，2005；劉智勇等，2018）［15-17］。已有文獻研究發(fā)現(xiàn)人力資本能夠提高全要素生產(chǎn)率（許和連等，2006；程惠芳和陳超，2017）［18-19］，Che 和 Zhang（2018）［20］研究發(fā)現(xiàn)人力資本在企業(yè)新技術(shù)采用方面發(fā)揮著不可或缺的作用，人力資本使得企業(yè)更易吸收新技術(shù)從而提高了企業(yè)生產(chǎn)率。其次，人力資本積累是技術(shù)創(chuàng)新的動力和源泉（Marvel和Lumpkin，2007；梁超，2013）［21-22］。大學(xué)教育提高了職工學(xué)習(xí)能力、管理層資源整合能力，增加了人力資本供給，進而促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（吳建新和劉德學(xué)，2010；Rasha 和Rina，2017；Sun和Li，2017）［23-25］。

近年來一些學(xué)者嘗試研究人力資本對我國對外貿(mào)易發(fā)展的影響，Wang 和Wei（2008）［26］以高等學(xué)校在校人數(shù)來衡量人力資本，發(fā)現(xiàn)人力資本的“干中學(xué)”帶來巨大的正外部性，對我國出口技術(shù)復(fù)雜度提升有顯著貢獻。周茂等（2019）［27］的研究也驗證了人力資本擴張推動了出口升級這一結(jié)論。唐海燕和張會清（2009）［28］研究發(fā)現(xiàn)人力資本積累和制度環(huán)境改善對于提升價值鏈地位同樣具有顯著的促進作用。毛其淋（2019）［29］研究認(rèn)為，人力資本擴張顯著增加了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，從而提高了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，促進加工貿(mào)易企業(yè)實現(xiàn)升級?？梢?，已有研究側(cè)重于從出口技術(shù)水平的視角來探討人力資本對出口轉(zhuǎn)型升級的貢獻，較少研究人力資本對企業(yè)DVAR的影響機制和效應(yīng)，忽略了人力資本對企業(yè)出口效益的提升作用。

本文的邊際貢獻如下：第一，在理論層面闡釋人力資本對企業(yè)出口DVAR的影響機制，豐富了企業(yè)出口效益影響因素的研究；第二，利用1999 年“高校擴招”政策作為準(zhǔn)自然實驗，采用倍差法探究人力資本擴張與企業(yè)出口效益的因果關(guān)系；第三，利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫實證檢驗人力資本擴張影響企業(yè)出口效益的作用渠道，為我國貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供路徑借鑒。

三、理論機制

本 文 借 鑒 Kee 和 Tang（2016）［3］、Halpern 等（2015）［30］的研究，將中間投入品納入生產(chǎn)函數(shù)，滿足如下CD生產(chǎn)函數(shù)形式：

其中，Ω為?？怂怪行缘娜厣a(chǎn)率；L、K、M代表勞動投入、資本投入和中間品投入；Rt、Wt和PM表示相對應(yīng)的平均價格；MD和MI分別表示本國中間品投入與進口中間品投入，對應(yīng)的價格為PD和PI；α、β和γ＞0 分別為資本產(chǎn)出彈性、勞動產(chǎn)出彈性和中間品投入的產(chǎn)出彈性，并且假定生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，因而α+β+γ＝1；σ＞1為進口中間品投入與國內(nèi)中間品投入的替代彈性。

由（2）式可得中間品價格為：

借鑒 Kee 和 Tang（2016）的做法，將企業(yè)出口DVAR表示如下：

根據(jù)企業(yè)最優(yōu)化生產(chǎn)原則，得到以下關(guān)系式：

由此，得到企業(yè)成本函數(shù)如下：

根據(jù)（5）式可得生產(chǎn)每單位最終品的邊際成本為：

通過如下優(yōu)化方程，根據(jù)成本最小化原則計算企業(yè)中間品使用比例：

根據(jù)（8）式可得：

將（6）式、（7）式和（9）式代入（4）式，推導(dǎo)得出企業(yè)出口DVAR的數(shù)學(xué)表達式：

（10）式中P c為企業(yè)加成率，以μ表示。

由DVAR的表達式可知，企業(yè)出口DVAR的變化取決于成本加成率μ以及相對價格PI PD的變化。通過求一階偏導(dǎo)可得：

根據(jù)（11）式、（12）式，企業(yè)出口DVAR 對成本加成率、相對價格PI PD的一階偏導(dǎo)數(shù)均大于0。其經(jīng)濟意義為：企業(yè)成本加成率的提高使得企業(yè)的產(chǎn)出投入比擴大，即表明企業(yè)利潤率上升，從而導(dǎo)致了企業(yè)出口DVAR 提升；另外，當(dāng)進口中間品相對價格PI PD上升后，根據(jù)利潤最大化原則，企業(yè)更愿意選擇國內(nèi)中間投入品，因而會提高企業(yè)出口DVAR。據(jù)此，本文認(rèn)為人力資本擴張通過以下兩個渠道影響了企業(yè)出口DVAR。

（1）技術(shù)創(chuàng)新渠道。人力資本是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提高的源泉，“大學(xué)擴招”政策使得企業(yè)能夠吸納更多受過高等教育的人力資本，他們是企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新活動的主力軍，與此同時高素質(zhì)勞動者具有更強的適應(yīng)能力，那么企業(yè)將采用更新、更前沿的技術(shù)與之相匹配，這些行為都使得企業(yè)能夠達到更高的技術(shù)創(chuàng)新水平（Che 和Zhang，2018）［20］。其次，在固定的資源配置下，具有較多人力資本的企業(yè)更可能通過整合現(xiàn)有資源進行創(chuàng)新，人力資本促進了企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量上升（Grimpe和Sofka，2009；李建強等，2019）［31-32］。因此，人力資本對于創(chuàng)新的影響至關(guān)重要，而創(chuàng)新會增加國內(nèi)中間品的數(shù)量和種類，意味著國內(nèi)中間品價格的下降，從而導(dǎo)致進口中間品相對價格上升。一些研究使用技術(shù)創(chuàng)新來間接地刻畫相對價格（許和連等，2017；毛其淋和許家云，2019）［13，33］。結(jié)合上文中本文認(rèn)為人力資本擴張帶來的創(chuàng)新效應(yīng)提升了企業(yè)出口DVAR。

（2）成本加成率渠道。人力資本擴張能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率、降低生產(chǎn)成本，從而提高成本加成率（Melitz 和 Ottaviano，2008；趙玲等，2018）［34-35］。首先，“大學(xué)擴招”政策使得企業(yè)能夠吸納更多的人力資本，Miller 和 Upadhyay（2000）［36］、Che 和 Zhang（2018）［20］的研究表明，人力資本的增加會促進企業(yè)加大對新技術(shù)的采用，進而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生正向的促進作用；其次，大學(xué)教育賦予學(xué)生專業(yè)的技術(shù)知識，訓(xùn)練學(xué)生使其具有較強的解決問題能力和學(xué)習(xí)能力，企業(yè)也更愿意對其進行在職培訓(xùn)，通過干中學(xué)迅速提高勞動生產(chǎn)率。因此，本文認(rèn)為在“大學(xué)擴招”政策實施4年后的2003年，更多的高素質(zhì)、高學(xué)習(xí)能力的人力資本涌入企業(yè)，使得企業(yè)能夠更好地吸收和應(yīng)用先進技術(shù)，從而提高生產(chǎn)效率，降低邊際生產(chǎn)成本。由此，人力資本擴張?zhí)岣吡似髽I(yè)成本加成率，進而提升了企業(yè)出口DVAR。據(jù)此，本文提出理論假說1、假說2。

H1：人力資本擴張會提高企業(yè)出口國內(nèi)增加值率；

H2：人力資本擴張能夠通過“技術(shù)創(chuàng)新”和“成本加成率”兩個渠道影響企業(yè)出口國內(nèi)增加值率。

四、模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

（一）模型構(gòu)建

基于上述理論分析，本文利用中國政府1999年“大學(xué)擴招”政策作為對企業(yè)人力資本擴張的外生沖擊，采用DID方法實證研究人力資本擴張對企業(yè)出口DVAR 的影響效果。該政策擴大了高中畢業(yè)生進入大學(xué)的機會，使得從2003年開始，受過大學(xué)教育的勞動者數(shù)量激增（陳斌開和張川川，2016）［37］。由于在考慮 1999 年“大學(xué)擴招”政策的影響時，無法區(qū)分哪些行業(yè)受到該政策影響或哪些行業(yè)未受到該政策的影響，即只能夠區(qū)分制造業(yè)行業(yè)受到政策前后的影響差異，因此借鑒毛其淋（2019）［29］的做法，以不同行業(yè)受到該政策影響的程度作為處理組的代理變量來識別政策實施的效果?？紤]人力資本強度不同的行業(yè)受到人力資本擴張的影響有差異，即人力資本強度越高，受人力資本擴張的影響也越大，因此本文將人力資本強度較高行業(yè)中的企業(yè)設(shè)定為處理組，將人力資本強度較低行業(yè)中的企業(yè)作為對照組。具體而言，本文通過設(shè)定如下倍差方程來考察處理組與對照組中企業(yè)在2003年前后的企業(yè)出口DVAR變化，即

其中，DVAR 為企業(yè)出口國內(nèi)增加值率，其數(shù)值越大說明企業(yè)出口效益越高；Humcap代表行業(yè)i的人力資本強度，為虛擬變量；Year03為虛擬變量，2003年之前的年份為0，否則為1，因為2003 年是1999年入學(xué)的學(xué)生完成四年制大學(xué)課程并進入勞動力市場的第1年（1）。X為其他控制變量，其中：①企業(yè)規(guī)模（Size），以企業(yè)全部從業(yè)人數(shù)的對數(shù)衡量；②企業(yè)年齡（Age），當(dāng)年年份減企業(yè)成立年份加1，取對數(shù)；③企業(yè)所有制類型（Soe），根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫“國有控股情況”這一統(tǒng)計指標(biāo)來識別，將國有控股的企業(yè)歸類為國有企業(yè)，其他為非國有企業(yè)；④行業(yè)層面市場集中度（HHI），利用赫芬達爾—赫希曼指數(shù)來衡量。行業(yè)為四分位行業(yè)，計算方法為其中，sit表示在t時期企業(yè)i的產(chǎn)品銷售收入；sjt表示t時期企業(yè)i所屬j行業(yè)總產(chǎn)品銷售收入；Shareit表示在t時期企業(yè)i的市場份額，其值越小則表明該行業(yè)國內(nèi)市場集中度越低，反之則表明該行業(yè)國內(nèi)市場集中度越高。

（二）核心指標(biāo)測度

1.企業(yè)出口增加值率

企業(yè)出口DVAR 的測算方法可分為兩類：第1類方法基于非競爭性的投入—產(chǎn)出表（I-O 表）進行估算，由Hummels 等（2001）［38］首次提出，后經(jīng)學(xué)者納入貿(mào)易方式、進口產(chǎn)品細分以及企業(yè)所有制等因素對該方法進行了優(yōu)化（Dean 等，2011；Koopman等，2012；Ma等，2015）［39-41］；第2類方法是基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀測算方法，該方法能夠更為細致精確地測算企業(yè)出口DVAR（Upward等，2013；張杰等，2013；呂越等，2015；崔曉敏等，2018）［42-44，8］。

考慮第1 類測算方法掩蓋了企業(yè)間的異質(zhì)性特征，且測算結(jié)果是非連續(xù)的，無法準(zhǔn)確反映企業(yè)出口DVAR 的動態(tài)變化情況。本文采用第2 類方法，利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫對企業(yè)出口DVAR進行衡量，以觀察其動態(tài)變化情況。首先，利用（14）式測算企業(yè)出口的國外增加值（VS），即

則企業(yè)出口DVAR表示為（15）式，即

在測算過程中，考慮不同貿(mào)易方式下的實際中間投入差異、貿(mào)易代理商情況、國內(nèi)中間投入的間接進口等問題（2），最終得到企業(yè)出口DVAR 的測算公式。

一般貿(mào)易：

加工貿(mào)易：

混合貿(mào)易：

指標(biāo)具體含義：i和t分別代表企業(yè)和年份，exp為企業(yè)總出口額；wp和wo分別表示海關(guān)數(shù)據(jù)庫中混合貿(mào)易企業(yè)的加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的貿(mào)易額所占比重分別表示加工貿(mào)易、一般貿(mào)易中間品進口額，而分別表示實際中間品進口額為企業(yè)使用國內(nèi)中間投入品時含有的國外增加值；Y為企業(yè)總產(chǎn)出，來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。另外，考慮企業(yè)出口DVAR 小于0或者大于1 的情況，將出口DVAR 小于0 或者大于1 的數(shù)據(jù)觀測值刪除，僅保留國外增加值率在［0，1］之間的樣本。同樣，在后文的穩(wěn)健性檢驗中，將企業(yè)出口DVAR 小于0 或者大于1 的樣本，分別賦值為0和1，重新進行回歸做穩(wěn)健性檢驗。鑒于國內(nèi)中間投入品中也部分含有國外產(chǎn)品份額，Koopman 等（2012）［40］研究認(rèn)為這一比例為5%～10%，因此假定國內(nèi)原材料中含有國外產(chǎn)品的份額為5%，同時，在下文中假定該份額為10%重新加以測算，進行穩(wěn)健性檢驗。

2.人力資本強度（Humcap）

我國處在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化過程中往往出現(xiàn)行業(yè)密集度轉(zhuǎn)換的現(xiàn)象，一些產(chǎn)業(yè)由低技能勞動力密集型向高技能勞動力密集型轉(zhuǎn)換。另外，使用中國數(shù)據(jù)測算行業(yè)人力資本強度，其測算結(jié)果可能會受到其他政策因素或勞動力市場配置扭曲的干擾。為了避免潛在的測量誤差或因采用我國產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)導(dǎo)致的反向因果關(guān)系而帶來的內(nèi)生性問題，本文參照Che和Zhang（2018）［20］的做法，以美國20 世紀(jì)70 年代末的工業(yè)產(chǎn)業(yè)人力資本強度作為劃分處理組與對照組的標(biāo)準(zhǔn)，原因在于美國勞動力市場的相對靈活性，且20 世紀(jì)70 年代的工業(yè)新技術(shù)大部分是在以美國為主的世界上少數(shù)幾個國家創(chuàng)造出來的，因此美國工業(yè)產(chǎn)業(yè)人力資本強度較好地反映了各行業(yè)的前沿技術(shù)情況。具體來說，行業(yè)人力資本強度指標(biāo)采用“1980年美國各行業(yè)中受本科教育及以上勞動者人數(shù)占行業(yè)從業(yè)人數(shù)的比重”來衡量。Humcap為行業(yè)i的人力資本強度，為虛擬變量，對于人力資本強度大于全行業(yè)人力資本強度中位數(shù)的行業(yè)取值為1，否則為0。各行業(yè)人力資本強度數(shù)據(jù)見表1所列。

表1 各行業(yè)人力資本強度數(shù)據(jù)

（三）數(shù)據(jù)來源

本文主要使用兩套數(shù)據(jù)（3）：第1 套數(shù)據(jù)為中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，包含關(guān)于HS-8 位數(shù)產(chǎn)品層面的進出口交易的價值、數(shù)量、價格、來源國和貿(mào)易方式等月度信息，本文將企業(yè)月度數(shù)據(jù)匯總，得到年度數(shù)據(jù)；第2套數(shù)據(jù)為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，涵蓋所有年銷售額超過500萬元（規(guī)模以上）工業(yè)企業(yè)信息，包含了關(guān)于企業(yè)特征的基本信息以及企業(yè)資產(chǎn)負債表、損益表和現(xiàn)金流量表中反映企業(yè)財務(wù)狀況指標(biāo)等130余項經(jīng)濟數(shù)據(jù)。參照Feenstra等（2014）［45］的做法，對指標(biāo)值有缺失或者有異常值的企業(yè)進行剔除處理。之后按照一般公認(rèn)的會計準(zhǔn)則（GAAP）將總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、企業(yè)的識別碼（法人代碼）缺失、固定資產(chǎn)凈額大于總資產(chǎn)的樣本刪除。

借鑒Yu（2015）［46］的做法，采用兩步匹配法對兩個數(shù)據(jù)庫進行匹配：首先按照企業(yè)名稱和年份進行匹配；然后再利用電話號碼后6位和郵政編碼變量對未匹配成功數(shù)據(jù)再次進行匹配；最終匯總兩次匹配的樣本，得到樣本數(shù)據(jù)。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

方程（13）的回歸結(jié)果見表2 所列，其中第（1）列僅考慮交互項Humcap×Year03 對企業(yè)出口DVAR 的影響，估計系數(shù)顯著為正，表明人力資本擴張對企業(yè)出口DVAR 提高有正向的促進作用。第（2）列加入各個控制變量，交互項的回歸系數(shù)依然顯著為正，說明在控制影響企業(yè)出口DVAR的其他因素之后，人力資本擴張仍然顯著促進了企業(yè)出口DVAR 的提升。從控制變量的回歸系數(shù)可以看出，赫芬達爾指數(shù)（HHI）的系數(shù)在第（2）列中顯著為正，表明市場集中度與企業(yè)出口DVAR正相關(guān)，可能的原因在于：在市場集中度高的行業(yè)，企業(yè)擁有更多的市場定價權(quán)，因而獲得更高的利潤，企業(yè)出口DVAR 也就越高。企業(yè)規(guī)模（Size）的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)越大則出口DVAR 越低，對此的解釋是：較大的企業(yè)可能面臨更少外部融資約束、沉沒成本等問題，從而使得其更偏好選擇使用價格較高的進口中間品。企業(yè)年齡（Age）與企業(yè)所有制（Soe）的系數(shù)并不顯著，則表明兩者可能并不是影響企業(yè)出口DVAR的關(guān)鍵因素。第（3）列進一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，交互項系數(shù)的系數(shù)符號與顯著性并沒有發(fā)生變化，說明實證回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，人力資本擴張確實能夠提高企業(yè)出口國內(nèi)增加值率，驗證了理論假說1。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

從以下五個角度對基準(zhǔn)回歸進行穩(wěn)健性檢驗：

（1）共同趨勢檢驗。DID估計的前提條件是共同趨勢假設(shè)，否則可能存在錯誤估計。由此，本文借鑒范子英和彭飛（2017）［47］的做法，在基準(zhǔn)模型中控制“年份×行業(yè)”效應(yīng)，來有效控制處理組和對照組之間的系統(tǒng)性差異。表3第（1）列檢驗了DID模型下的共同趨勢結(jié)果，結(jié)果顯示，Humcap×Year03系數(shù)符號及其顯著性未發(fā)生實質(zhì)性變化，表明“高校擴招”與企業(yè)出口DVAR的關(guān)系不是受趨勢影響的，滿足共同趨勢的基本假設(shè)。

（2）樣本觀測值異常問題處理?；鶞?zhǔn)回歸僅保留了企業(yè)出口DVAR 在［0，1］之間的樣本。在本部分穩(wěn)健性檢驗中，將企業(yè)出口DVAR 小于0的樣本賦值為0，大于1 的樣本賦值為1，重新進行回歸，以觀察DVAR 的不同處理方式對結(jié)果是否產(chǎn)生影響。由表3 第（2）列可知，回歸結(jié)果未發(fā)生根本性變化。

（3）調(diào)整企業(yè)出口DVAR的測度方法。通過假定國內(nèi)中間品含有國外產(chǎn)品的比例為10%，重新測算企業(yè)出口DVAR，以考察表2 中基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果見表3 第（3）列所示，交互項Humcap×Year03的系數(shù)依然顯著為正。

（4）樣本調(diào)整。北京、上海作為我國政治與經(jīng)濟中心，無論在地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平還是城市治理環(huán)境方面都具有巨大的優(yōu)勢，吸收了大量的高素質(zhì)人才，可能會對實驗結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。為此，剔除屬于北京、上海的企業(yè)樣本進行穩(wěn)健性檢驗。由表3 第（4）列可知，回歸結(jié)果依然十分穩(wěn)健。

表3 基準(zhǔn)回歸穩(wěn)健性檢驗

（5）分樣本檢驗。分別對一般貿(mào)易企業(yè)樣本、加工貿(mào)易企業(yè)樣本以及混合貿(mào)易企業(yè)樣本進行估計，結(jié)果見表4所列。從Humcap×Year03的估計系數(shù)來看，人力資本擴張對不同貿(mào)易方式企業(yè)的DVAR提升均有明顯的促進作用，一般貿(mào)易企業(yè)樣本與混合貿(mào)易企業(yè)樣本的回歸系數(shù)均在1%水平以上顯著，且人力資本擴張對一般貿(mào)易企業(yè)出口DVAR的影響更大；而加工貿(mào)易企業(yè)樣本的回歸系數(shù)為正但不顯著?？赡茉蚴牵杭庸づc混合貿(mào)易方式更依賴勞動力成本優(yōu)勢參與全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，人力資本擴張會明顯增加企業(yè)的生產(chǎn)成本；另一方面，加工貿(mào)易方式中存在大量的“來料加工”，其進口料件由境外提供，企業(yè)本身只負責(zé)加工組裝，且很少使用國內(nèi)中間品投入，自主性較差，因此人力資本擴張對企業(yè)成本加成率的提升作用較小，從而導(dǎo)致人力資本擴張對加工貿(mào)易企業(yè)出口DVAR影響不顯著。

表4 分貿(mào)易方式回歸結(jié)果

（三）機制檢驗

通過將中間渠道變量技術(shù)創(chuàng)新、成本加成率引入方程（13），構(gòu)造一個三重交互項Humcap×Year03×Z，得到如下方程（17），進一步實證檢驗人力資本擴張促進企業(yè)出口DVAR提升的機制。

該方程中，Z表示技術(shù)創(chuàng)新或者成本加成率：技術(shù)創(chuàng)新（Innovation）采用企業(yè)總銷售額中的新產(chǎn)品銷售額占比來衡量；成本加成率（Markup）借鑒盛丹和王永進（2012）［48］的做法，利用公式 Markup=(y+ncm)/(wage+ncm)進行測算，其中，y代表企業(yè)工業(yè)增加值；ncm 代表企業(yè)凈中間要素投入成本；wage代表企業(yè)應(yīng)付職工工資與福利總額。

Humcap×Year03×Z的估計系數(shù)β1反映了人力資本擴張是否通過“技術(shù)創(chuàng)新渠道”或者“成本加成率渠道”促進或抑制企業(yè)出口國內(nèi)增加值率的提升。若β1系數(shù)顯著為正，則說明Z為有效的“正向渠道”；若顯著為負，則為有效的“負向渠道”；若不顯著，則表明人力資本擴張不能通過該兩種渠道對企業(yè)出口DVAR 產(chǎn)生影響。其他變量定義保持不變。

（17）式回歸結(jié)果見表5所列。第（1）列交互項Humcap×Year03×Innovation 的估計系數(shù)顯著為正，即人力資本擴張通過“技術(shù)創(chuàng)新”渠道促進了企業(yè)出口DVAR的提升，初步表明了“技術(shù)創(chuàng)新”渠道的存在。在第（1）列單變量回歸的基礎(chǔ)之上，加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果見表5第（2）列所示，第（3）列進一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果均顯示三重交互項的系數(shù)符號與顯著性未發(fā)生變化，說明實證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性，驗證了理論假說2。

表5 “技術(shù)創(chuàng)新”渠道檢驗

“成本加成率”渠道的檢驗結(jié)果見表6 所列。第（1）列交互項Humcap×Year03×Markup 的估計系數(shù)顯著為正，即人力資本擴張通過“成本加成率”渠道促進了出口DVAR的提升，并且對于高人力資本強度行業(yè)中的企業(yè)，其作用可能更強。第（2）列在第（1）列基礎(chǔ)上加入了上文所述的各控制變量，第（3）列進一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)后，交叉項系數(shù)仍然顯著為正，說明成本加成率作為人力資本擴張影響企業(yè)出口DVAR 的渠道具有一定的穩(wěn)健性。因此驗證了理論假說2。

表6 成本加成率渠道檢驗

續(xù)表6

六、結(jié)論與政策建議

本文以1999年我國“大學(xué)擴招”政策導(dǎo)致人力資本劇增作為準(zhǔn)自然實驗，以企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)庫為觀察對象，采用倍差法考察人力資本擴張對企業(yè)出口國內(nèi)增加值率的影響效果及作用機制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人力資本擴張通過“技術(shù)創(chuàng)新渠道”與“成本加成率渠道”顯著提升了企業(yè)出口國內(nèi)增加值率。因而在當(dāng)前供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革和外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略背景下，企業(yè)應(yīng)該注重依賴人力資本來驅(qū)動創(chuàng)新和提高生產(chǎn)效率，實現(xiàn)出口效益的提升，促進我國實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。結(jié)合研究結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，政府加大教育設(shè)施建設(shè)和教育資源的供給，強化“以人為本”“以本為本”的教育理念，促進創(chuàng)新型人才的培育，提高本科人才培養(yǎng)質(zhì)量，充分發(fā)揮高等教育作為高端勞動力要素蓄水池的作用；提高教育類公共設(shè)施的開放水平，營造素質(zhì)教育大環(huán)境；重視職業(yè)教育與培訓(xùn)，加大對職業(yè)教育投入的支持，為擴大高端勞動力供給提供政策支撐。

第二，人才是第一資源，政府應(yīng)充分認(rèn)識到人力資本的技術(shù)創(chuàng)新與載體功能，營造人才發(fā)展環(huán)境，激發(fā)創(chuàng)新創(chuàng)造活力，形成技術(shù)創(chuàng)新促進經(jīng)濟發(fā)展的新動能。在當(dāng)前我國人口老齡化加速、勞動力供給規(guī)模下降的背景下，將“人口數(shù)量紅利”向“人口質(zhì)量紅利”轉(zhuǎn)化，以高端要素人力資本為內(nèi)生動力推動企業(yè)出口效應(yīng)，提升和實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展極具現(xiàn)實意義。

第三，出口企業(yè)應(yīng)積極應(yīng)對我國經(jīng)貿(mào)環(huán)境和發(fā)展條件的調(diào)整變化，一方面積極吸納高素質(zhì)勞動力，做好人才儲備；另一方面注重企業(yè)的制度文化建設(shè)與管理辦法設(shè)計，將企業(yè)發(fā)展與職工的職業(yè)發(fā)展結(jié)合起來。企業(yè)不僅要為職工提供職業(yè)培訓(xùn)，也要成為職工的發(fā)展平臺，從而獲得高技能勞動力的終身供給。

注 釋：

（1）我國高等院校除醫(yī)學(xué)類、建筑學(xué)等專業(yè)，絕大多數(shù)專業(yè)為學(xué)制四年。

（2）參照李勝旗和毛其淋（2017）、許和連等（2017）的研究進行處理，具體處理過程如下：①一般貿(mào)易BEC的產(chǎn)品分類。由于一般貿(mào)易對應(yīng)于一般貿(mào)易企業(yè)，進口產(chǎn)品可能既被用于中間投入使用，也可能被作為最終產(chǎn)品而直接用于國內(nèi)銷售，本文根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司網(wǎng)站提供的HS-6分位編碼與Broad Economic Categories（BEC）分類的轉(zhuǎn)換表，將海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的HS產(chǎn)品編碼與BEC進行匹配，識別出一般貿(mào)易企業(yè)進口的產(chǎn)品類別（消費品、資本品或中間品），并將一般貿(mào)易企業(yè)的中間品進口額表示為其中，2000-2001 年采用 BEC-HS1996 轉(zhuǎn)換表，2002-2006 年采用 BEC-HS2002 轉(zhuǎn)換表，2006 年之后采用BEC-HS2007 轉(zhuǎn)換表。②貿(mào)易代理商問題。考慮2004年前我國存在對企業(yè)進出口經(jīng)營權(quán)的壟斷與管制，部分企業(yè)通過有進出口經(jīng)營權(quán)的中間貿(mào)易代理商來間接進口，而不是企業(yè)自身通過海關(guān)直接進口。因此，本文將企業(yè)名稱中含有“進出口”“貿(mào)易”“經(jīng)貿(mào)”“科貿(mào)”“外經(jīng)”等字樣的企業(yè)歸為貿(mào)易代理商；計算各HS-6分位編碼制造業(yè)行業(yè)j中通過貿(mào)易代理商的進口額占行業(yè)總進口額的比重mjt，并假定其他企業(yè)進口該行業(yè)產(chǎn)品通過貿(mào)易代理商的間接進口份額為mjt；根據(jù)impijt(1-mjt)計算企業(yè)實際進口額。通過考慮貿(mào)易代理商問題，調(diào)整后的企業(yè)實際加工貿(mào)易進口額和實際一般貿(mào)易中間品進口額分別表示為③國內(nèi)中間投入的間接進口問題。鑒于國內(nèi)中間投入品中也部分含有國外產(chǎn)品份額，Koopman等（2012）研究認(rèn)為，這一比例為5%～10%，因此本文假定國內(nèi)原材料中含有國外產(chǎn)品的份額為5%，則國內(nèi)中間投入品中所含國外產(chǎn)品附加值可表示為MT為中間品投入額。同時，在下文中假定該份額為10%重新進行測算，進行穩(wěn)健性檢驗。

（3）本文實證樣本時間段為2000-2007年，使用的樣本為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配樣本。數(shù)據(jù)期間選取主要參照如下標(biāo)準(zhǔn)：①當(dāng)前可獲取的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為1998-2012 年，中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫為2000-2011年，而2007年之后的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)可靠性有待考察。例如2010-2011 年的樣本絕大多數(shù)可以在2007 年中找到法人代碼、企業(yè)名稱、資產(chǎn)合計、主營業(yè)務(wù)收入、實收資本等較為一致的數(shù)據(jù)；而且2007年之后的數(shù)據(jù)存在不同程度的數(shù)據(jù)指標(biāo)缺失，例如在測度企業(yè)出口國內(nèi)增加值率時，需要用到的工業(yè)中間投入這一關(guān)鍵變量，存在缺失。②工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫自1998 年開始采集，2007-2008年，2010-2011年均是統(tǒng)計范圍突變的時間節(jié)點（例如規(guī)模以上企業(yè)定義不一致等），數(shù)據(jù)庫來源渠道不統(tǒng)一，涵蓋指標(biāo)和數(shù)據(jù)質(zhì)量均不一樣。多數(shù)學(xué)者使用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫涉及的年份在1999-2007 年之間。當(dāng)前國內(nèi)關(guān)于企業(yè)出口國內(nèi)增加值率研究的文章也都是使用2000-2007 年的數(shù)據(jù)。③本文利用中國政府1999年“大學(xué)擴招”政策作為對企業(yè)人力資本擴張的外生沖擊，采用DID方法實證研究人力資本擴張對企業(yè)出口DVAR 的影響效果。該政策擴大了高中畢業(yè)生進入大學(xué)的比例，使得從2003年開始，受過大學(xué)教育的勞動者數(shù)量激增。因此人力資本激增年份也在數(shù)據(jù)樣本之內(nèi)，且在事前事后均有一段數(shù)據(jù)，符合“倍差法”的樣本時間段要求。據(jù)此，本文選擇2000-2007年的中國工業(yè)企業(yè)與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)作為實證檢驗樣本。