人力資本與創(chuàng)新驅(qū)動
——高等教育改革推動高質(zhì)量發(fā)展的微觀證據(jù)

毛其淋 楊 琦 方森輝

(南開大學，天津 300071)

一、引言

內(nèi)生經(jīng)濟增長模型強調(diào)人力資本對經(jīng)濟發(fā)展的重要作用，例如Lucas(1988)認為技術(shù)進步蘊含于人力資本中，那么人力資本在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新過程中充當著怎樣的角色，發(fā)揮了哪些作用？這值得深入探究。從歷史上看，中國政府在1999年實施了“高校擴招”政策，這直接推動了2003年之后中國高等教育規(guī)模的迅速擴大，并為企業(yè)提供了大量高級人力資本。人力資本擴張可能從多個方面影響企業(yè)創(chuàng)新。首先，人力資本擴張?zhí)岣吡似髽I(yè)獲取大量高技能勞動力的機會，推動企業(yè)采用前沿技術(shù)(Che et al.，2018)；其次，人力資本擴張，將可能引致企業(yè)中間品及資本品的大量進口(毛其淋，2019)，通過進口學習效應(yīng)加速企業(yè)創(chuàng)新進程；最后，高級人力資本的大量使用，不僅提升企業(yè)整體的吸收和再創(chuàng)新能力，還有利于激勵企業(yè)從事創(chuàng)新活動。

結(jié)合上述現(xiàn)實背景和理論分析，本文試圖從企業(yè)行為出發(fā)，以中國“高校擴招”為準自然試驗，采用倍差法(different-in-different，DID)深入考察人力資本擴張對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機制。與已有文獻相比，本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，從研究視角來看，盡管目前已有大量文獻研究了中國企業(yè)創(chuàng)新的決定因素，但鮮有文獻從人力資本角度進行考察，比已有文獻更進一步的是，本文從微觀層面系統(tǒng)研究了人力資本擴張對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響及傳導機制。第二，從研究方法來看，本文以1999年“高校擴招”引致的人力資本擴張作為外生的政策沖擊，采用基于準自然實驗的倍差法準確識別了人力資本擴展對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的因果效應(yīng)，相較于傳統(tǒng)回歸方法所得的結(jié)論更為可靠。第三，本文不僅考察了人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模的影響，還從創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率的新穎角度進一步研究了人力資本擴張與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量與效率的提升也都產(chǎn)生了積極的影響。這些發(fā)現(xiàn)對如何更有效地實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的政策啟示。

二、文獻綜述、理論分析與研究假說

(一)文獻綜述

與本文相關(guān)的一類文獻是研究政策因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響。其中，貿(mào)易政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響備受關(guān)注，相關(guān)研究認為，以貿(mào)易自由化或自由貿(mào)易協(xié)定為代表的貿(mào)易政策，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了明顯影響(Lileeva et al.，2010；Liu et al.，2016)。與此同時，一些文獻研究了國際投資政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并主要從實證角度考察外資進入對企業(yè)創(chuàng)新的影響(Crescenzi et al.，2015；諸竹君 等，2020)。除外部環(huán)境之外，一國政府的產(chǎn)業(yè)政策也可能作用于企業(yè)創(chuàng)新。黎文靖等(2016)采用A股上市公司數(shù)據(jù)考察發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策主要激勵企業(yè)增加策略性創(chuàng)新，對其實質(zhì)性創(chuàng)新的提升十分有限。不過，目前較少有文獻從教育改革政策入手，分析教育政策因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響。鑒于此，本文以“高校擴招”為背景，研究人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的影響及其作用機制，將豐富和拓展政策因素與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究。

與本文相關(guān)的另一類文獻是研究人力資本的經(jīng)濟效應(yīng)。人力資本在長期是經(jīng)濟增長的決定性因素(Lucas，1988)，亦不乏實證檢驗二者關(guān)系的研究(Barro，1991；Ciccone et al.，2009)。近年來，一些文獻試圖從微觀企業(yè)層面探究人力資本的經(jīng)濟效應(yīng)。Che et al.(2018)利用中國企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人力資本的增加將促使企業(yè)采用更多新技術(shù)，進而提升企業(yè)生產(chǎn)率。周茂等(2019)考察了人力資本擴張對中國城市制造業(yè)出口升級的影響，認為2000—2006年間中國的出口升級中約有30%可由人力資本擴張解釋。毛其淋(2019)利用加工貿(mào)易企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人力資本擴張顯著提升其出口技術(shù)復雜度。進一步地，劉啟仁等(2020)從企業(yè)雇傭結(jié)構(gòu)的角度研究發(fā)現(xiàn)，人力資本對企業(yè)出口質(zhì)量產(chǎn)生了正向影響，并依賴于高質(zhì)量中間品的投入。

截至目前，也有少數(shù)文獻直接研究了人力資本與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。例如，Uden et al.(2017)考察了非洲國家企業(yè)的人力資本要素配置對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)人力資本要素組合使用甚至可能降低創(chuàng)新產(chǎn)出水平。李建強等(2019)以大學生雇傭占比衡量人力資本密集度，發(fā)現(xiàn)人力資本密集度上升將推動企業(yè)創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量共同提高。雖然其也以“高校擴招”為準自然實驗，但直接采用各省份大學生畢業(yè)人數(shù)構(gòu)建人力資本密集度，一方面僅關(guān)注了與當?shù)卮髮W數(shù)量密切關(guān)聯(lián)的各省份大學生畢業(yè)人數(shù)分布情況，而忽視了人力資本密集度在行業(yè)間的巨大差異；另一方面還可能受到中國勞動力市場不完善引起的內(nèi)生性問題干擾(Che et al.，2018)。相比之下，本文的人力資本密集度采用1980年美國各行業(yè)中具有大學本科及以上學歷就業(yè)人數(shù)的比重衡量，既考慮到了行業(yè)間人力資本分布的差異，又緩解了因潛在測量誤差或反向因果帶來的內(nèi)生性問題。進一步地，本文以制造業(yè)企業(yè)為考察對象，相比僅占少數(shù)的上市企業(yè)，更能關(guān)注到“高校擴招”政策對中國工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的全面影響。在研究內(nèi)容方面，與李建強等(2019)相比，本文還詳細分析了人力資本擴張影響企業(yè)創(chuàng)新績效的可能機制，有助于揭示人力資本與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的“黑箱”。此外，就研究結(jié)論而言，本文還發(fā)現(xiàn)人力資本擴張?zhí)嵘似髽I(yè)的創(chuàng)新效率，更全面地評估了人力資本擴張的創(chuàng)新效應(yīng)。綜上，本文在研究方法、研究內(nèi)容和研究結(jié)論等多個方面均與已有文獻存在明顯差異。

(二)理論分析與研究假說

從理論上而言，人力資本擴張可能通過多種渠道影響企業(yè)創(chuàng)新。首先是研發(fā)投入渠道?！案咝U招”引起的人力資本擴張，給予企業(yè)獲取大量高技能勞動力的機會。受過高等教育的人力資本具有較強的學習能力和研發(fā)能力，有助于推動企業(yè)采用前沿技術(shù)，增強企業(yè)投入研發(fā)的意愿(Che et al.，2018)。這是因為，企業(yè)研發(fā)投入創(chuàng)造出的新工藝和新產(chǎn)品能夠促成企業(yè)新資本的產(chǎn)生或原有資本的升級，提高企業(yè)生產(chǎn)過程中資本品的技術(shù)水平及生產(chǎn)效率，形成新知識和新技術(shù)，進而推動專利產(chǎn)出的增長(孫早 等，2012)。其次是中間品和資本品進口渠道。受過高等教育的員工，一般擁有更好的國際視野和更強的學習能力，一方面拓寬了進口信息的來源渠道，推動企業(yè)進口更匹配的中間品(毛其淋，2019)；另一方面緩解了企業(yè)使用高質(zhì)量中間品所需的勞動力軟約束。高技能員工使用此類高質(zhì)量中間品，通過“干中學”獲取可能蘊含在其中的隱性知識，從而推動企業(yè)開展創(chuàng)新活動。最后是學習效應(yīng)渠道。學習能力是企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中體現(xiàn)出來的一種組織活動能力，是創(chuàng)造、獲取、傳輸和整合知識，修改其行為應(yīng)對新的認知情況，以期提高其性能的過程(謝洪明 等，2012)。一方面，學習能力嵌入在企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新過程中，體現(xiàn)了創(chuàng)新活動的本質(zhì)(李正衛(wèi) 等，2005)；另一方面，企業(yè)競爭的優(yōu)勢來自知識整合，知識整合能夠促進產(chǎn)品創(chuàng)新、提供產(chǎn)品創(chuàng)新所需要的技術(shù)(Gupta et al.，2009)。經(jīng)歷人力資本擴張的企業(yè)，通過雇傭更多高技能勞動力改善了企業(yè)組織成員的知識積累和應(yīng)用能力，借助以知識整合和再創(chuàng)新為代表的學習能力，提升企業(yè)創(chuàng)新績效(謝洪明 等，2012)。

根據(jù)以上分析，本文提出：

研究假說

1

：

在其他條件不變的情況下，人力資本擴張有利于促進企業(yè)創(chuàng)新。

研究假說

2

：

人力資本擴張通過研發(fā)投入、中間品和資本品進口以及學習能力提升渠道提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

1999年“高校擴招”政策直接導致2003年以后高等教育人才的迅速增加，這一政策的實施直接為企業(yè)提供了大量高素質(zhì)人力資本，為本文探究人力資本對企業(yè)創(chuàng)新的影響提供了良好的契機。因此，本文將“高校擴招”作為準自然實驗，采用倍差法進行實證估計。本文進行倍差法估計的基本邏輯是，不同人力資本強度的行業(yè)受人力資本擴張的影響程度存在明顯差異，具體地，人力資本強度越高的行業(yè)受到人力資本擴張的影響也越大。因此，通過比較人力資本強度較高的行業(yè)中企業(yè)(即處理組)與人力資本強度較低的行業(yè)中企業(yè)(即對照組)在2003年前后創(chuàng)新水平差距的變化情況，即可識別出人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的影響。具體而言，本文設(shè)定如下連續(xù)型倍差法回歸模型：

innovation=α+βHumcap×Post03+γX+λ+μ

(1)

(二)變量測算

1.企業(yè)創(chuàng)新

由于技術(shù)創(chuàng)新是資源投入和使用效率的最終體現(xiàn)，且專利申請數(shù)據(jù)比授予量更穩(wěn)定、可靠和及時，專利申請數(shù)量能夠較為恰當?shù)胤从称髽I(yè)的創(chuàng)新能力(周煊 等，2012；黎文靖 等，2016)，因此，本文采用企業(yè)專利申請數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標。與Liu et al.(2020)類似，具體使用“1+企業(yè)專利申請量”的對數(shù)(lnpatent)來測度企業(yè)創(chuàng)新。

2.人力資本強度

人力資本強度(Humcap)，在本文實證研究中為連續(xù)處理組變量，采用1980年美國各行業(yè)中具有大學本科及以上學歷就業(yè)人數(shù)的比重衡量(Ciccone et al.，2009；Che et al.，2018)。采用美國數(shù)據(jù)衡量這一指標的原因在于：一是美國勞動力市場較為靈活，同時美國在20世紀70年代創(chuàng)造了大量新型技術(shù)，因此美國行業(yè)的人力資本強度能夠較好地反映各行業(yè)的技術(shù)前沿水平(Che et al.，2018)；二是由于受到其他政策因素或勞動力市場配置扭曲的干擾，采用中國行業(yè)層面數(shù)據(jù)測算的指標有可能出現(xiàn)因反向因果而導致的內(nèi)生性問題，相較之下，使用美國行業(yè)人力資本強度作為連續(xù)處理組變量可以避免因潛在的測量誤差或反向因果而帶來的內(nèi)生性問題(毛其淋，2019)。

3.控制變量

潛在影響企業(yè)創(chuàng)新的控制變量包括：

(1) 企業(yè)生產(chǎn)率，采用Olley et al.(1996)方法計算得到企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

(2)企業(yè)規(guī)模，用企業(yè)全年平均從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)值來衡量；

(3) 企業(yè)年齡，以企業(yè)存續(xù)時長的對數(shù)值衡量；

(4) 融資約束，與孫靈燕等(2012)類似，采用利息支出除以固定資產(chǎn)再取對數(shù)來衡量，數(shù)值越大表明企業(yè)面臨的融資約束越小；

(5) 國有企業(yè)虛擬變量和外資企業(yè)虛擬變量，如果企業(yè)的所有制類型是國有企業(yè)(外資企業(yè))，則國有企業(yè)虛擬變量(外資企業(yè)虛擬變量)取1，否則取0；

(6) 行業(yè)競爭程度，以三位碼行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)(Herfindahl-Hirschman Index，HHI)作為代理變量，HHI越高，表明市場集中度越高。

(三)數(shù)據(jù)與典型事實分析

本文研究的樣本主要來自兩個數(shù)據(jù)庫：一是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；二是中國專利數(shù)據(jù)庫。其中工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫涵蓋1998—2007年全部國有工業(yè)企業(yè)以及“規(guī)模以上”(營業(yè)收入500萬元以上)非國有企業(yè)。據(jù)研究需要，對企業(yè)數(shù)據(jù)進行了篩選處理。中國專利數(shù)據(jù)庫來自中國國家知識產(chǎn)權(quán)局，涵蓋1985—2012年間在國家知識產(chǎn)權(quán)局申請并公開的所有專利數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫中專利包括三類：發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計。本文以“企業(yè)名稱”為匹配變量，將以上兩個數(shù)據(jù)庫進行匹配，得到1998—2007年工業(yè)企業(yè)和專利申請的合并數(shù)據(jù)，將其作為本文實證研究的主要樣本。

圖1展示了1998—2007年中國專利申請總量的變化趨勢，從總體上來看，中國企業(yè)專利申請量呈現(xiàn)了飛躍式增長，三類專利申請量增幅明顯。從各年數(shù)據(jù)來看，在2003年之后，發(fā)明專利逐漸成為專利申請總量中最多的類型。圖2繪制了樣本期內(nèi)企業(yè)平均專利申請量的變化趨勢，從中可以看出，從1998年開始，企業(yè)平均專利申請量整體上呈現(xiàn)上升趨勢。進一步地，以人力資本強度的平均值為臨界點將企業(yè)劃分為兩組(高人力資本強度組和低人力資本強度組)，分別繪制兩個子樣本企業(yè)平均專利申請量的變化趨勢線。從圖2不難看出，與低人力資本強度組相比，高人力資本強度組中企業(yè)平均專利申請量在2003年之后的增長幅度相對更大，這初步反映了人力資本擴張有助于促進企業(yè)創(chuàng)新。

圖1 1998—2007年中國專利申請量變化趨勢

圖2 企業(yè)平均專利申請量變化趨勢

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸

表1報告了人力資本擴張與企業(yè)創(chuàng)新的基準估計結(jié)果。其中列(1)沒有加入控制變量，僅控制企業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)；列(2)～(6)在列(1)基礎(chǔ)上逐漸加入企業(yè)層面控制變量；列(7)進一步控制了行業(yè)HHI?？梢园l(fā)現(xiàn)，本文重點關(guān)注的倍差法估計量Humcap×Post03，在各回歸中系數(shù)符號和顯著性沒有發(fā)現(xiàn)根本性的變化，說明本文的回歸具有較好的穩(wěn)定性。從列(7)完整回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，交叉項Humcap×Post03的回歸系數(shù)為正且在1%水平上顯著，這表明在控制了其他因素之后，高人力資本強度行業(yè)(即處理組)的企業(yè)專利申請數(shù)相較于低人力資本強度行業(yè)(即對照組)在2003年之后有更大幅度的提升，即人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新，驗證了研究假說1。

表1 基準回歸結(jié)果

接下來，根據(jù)表1列(7)的回歸結(jié)果測算人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟顯著性，按照如下步驟進行計算：第一步，根據(jù)c=0.197×(Humcap-Humcap)計算每個行業(yè)相對于基準行業(yè)(即鞋類制造業(yè))的提升幅度，其中Humcap表示行業(yè)i的人力資本強度，Humcap為基準行業(yè)的人力資本強度。第二步，計算因人力資本擴張而引致的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的平均增長幅度，CT=exp[∑(φ×c)]，其中φ表示2003—2007年期間行業(yè)i產(chǎn)出份額的均值，通過測算得到CT=0.018。第三步，根據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)可知，中國制造業(yè)的專利申請數(shù)在1998—2002年與2003—2007年的平均上升幅度為0.164，再結(jié)合第二步的測算結(jié)果，可得人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出提升的貢獻度為10.98%。由此可見，人力資本擴張在企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出提升過程中發(fā)揮了不容忽視的作用。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這與熊彼特創(chuàng)新理論的結(jié)論一致，規(guī)模較大的企業(yè)在風險分擔和融資能力方面具有優(yōu)勢，進而具有更強的創(chuàng)新能力(Booyens，2011)。企業(yè)經(jīng)營年限越長，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出越低，即年輕企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出更高，對此可能的解釋為：一方面，企業(yè)進行創(chuàng)新投入的概率隨著年齡增長而遞減(Huergo et al.，2004)；另一方面，企業(yè)創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化成產(chǎn)出的能力也隨企業(yè)的年齡增長而遞減(Balasubramanian et al.，2008)。企業(yè)的生產(chǎn)率越高，將研發(fā)投入轉(zhuǎn)化成產(chǎn)出的效率越高，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出越多。融資成本較低，使得企業(yè)有更多的資金用于研發(fā)活動，有助于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出較低，這與國有企業(yè)主要肩負著維護社會穩(wěn)定及服務(wù)社會的使命(姚洋 等，2001)、競爭不足及激勵機制不完善有關(guān)(唐躍軍 等，2014)。此外，可以發(fā)現(xiàn)，市場的集中度越高，壟斷勢力越強，企業(yè)的創(chuàng)新反而越低，原因可能是市場集中度較高的行業(yè)，企業(yè)間競爭較小，企業(yè)的創(chuàng)新動力不足，從而導致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出較低。

(二)DID有效性檢驗

1.平行趨勢假設(shè)檢驗及動態(tài)效應(yīng)估計

倍差法估計有效性的關(guān)鍵假設(shè)是滿足平行趨勢假設(shè)，即在政策沖擊發(fā)生之前，處理組與對照組的結(jié)果變量(即創(chuàng)新產(chǎn)出)應(yīng)具有相同的時間趨勢。為了對此進行檢驗，設(shè)定計量方程如下：

(2)

其中，year為各年份時間虛擬變量，當年觀測值取1，其他年份觀測值為0。其它變量與基準模型一致。

圖3匯報了處理組和對照組在樣本期內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的趨勢變化，其中實線部分描繪了人力資本擴張的邊際效應(yīng)，虛線部分刻畫的是95%置信區(qū)間?？梢钥吹?，在2003年之前，邊際效應(yīng)線較為平緩且估計系數(shù)并不顯著；然而從2003年開始，邊際效應(yīng)線出現(xiàn)明顯的向右上方傾斜并逐年增長，這表明在人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在整體上呈現(xiàn)逐年增長的動態(tài)變化特征，這可能與企業(yè)不斷的人力資本和知識積累有關(guān)?？偠灾?，以上檢驗印證了處理組與對照組企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的變化在“高校擴招”政策沖擊發(fā)生之前是滿足平行趨勢假設(shè)的。

圖3 動態(tài)影響效應(yīng)

2.控制產(chǎn)業(yè)時間趨勢

為了檢驗非觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素是否會對本文估計結(jié)果帶來實質(zhì)性影響，這里借鑒Liu et al.(2016)的做法，將產(chǎn)業(yè)特定的線性時間趨勢項(η×t)作為額外的控制變量加入倍差法模型進行估計。從表2列(1)可以看到，在控制產(chǎn)業(yè)特定的線性時間趨勢之后，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)仍然顯著為正。由此可見，非觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素并未對本文核心結(jié)論產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

表2 DID有效性檢驗

3.控制同期的其他政策改革

其他同期政策也可能影響本文的識別結(jié)果。中國入世帶來的大幅度關(guān)稅減讓對中國企業(yè)的經(jīng)濟績效帶來了巨大的影響，因此，本文在控制變量中加入行業(yè)中間品和最終品關(guān)稅率以排除中國加入WTO的影響。此外，還有另外兩項重要的政策舉措(國有企業(yè)改革和外資放松管制)也可能對企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。對于國有企業(yè)改革，借鑒白重恩等(2006)的做法，采用非國有資本占總資本的比例來衡量；對于放松外資管制，借鑒Lu et al.(2015)的做法，采用行業(yè)層面外資企業(yè)數(shù)的對數(shù)值來刻畫外資放松管制措施。相應(yīng)的回歸結(jié)果列于表2列(2)、(3)，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)仍然顯著為正，這意味著在控制了中國加入WTO、國有企業(yè)改革和外資放松管制這三項同期的政策改革影響的情況下，人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的提升效應(yīng)依然存在。

4.兩期倍差法

多期倍差法模型估計可能存在序列相關(guān)問題，從而高估核心解釋變量的顯著性水平。為了處理潛在的序列相關(guān)問題，這里構(gòu)建兩期倍差法模型重新進行估計。

具體而言，首先將總樣本以實際政策沖擊年份(2003年)作為時間節(jié)點劃分為1998—2002年和2003—2007年兩個階段，然后在每一階段分別對每家企業(yè)的專利申請數(shù)和解釋變量求算術(shù)平均值進而構(gòu)造新的回歸樣本。兩期倍差法的估計結(jié)果報告在表2列(4)，從中可以看到，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)仍顯著為正，再次驗證了人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。

5.安慰劑檢驗

圖4 安慰劑檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.采用非線性DID方法回歸

鑒于本文采用專利申請數(shù)來測度企業(yè)的創(chuàng)新水平，因此采用受限因變量模型對本文的核心問題進行估計將更加貼切。作為穩(wěn)健性檢驗，本文將企業(yè)專利產(chǎn)出數(shù)量處理為二元專利申請?zhí)摂M變量若企業(yè)f在t期有專利申請，innodum取1，否則innodum取0。。參照Bronzini et al.(2016)的做法，采用非線性DID(Logit DID和Probit DID)方法進行估計，具體設(shè)定如下回歸模型：

innodum=F(α+βHumcap×Post03+γX+λ+γ)+μ

(3)

其中，α、λ、γ分別表示行業(yè)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)。

Ai et al.(2003)指出，當模型為非線性并且被解釋變量取值受限時，解釋變量的系數(shù)數(shù)值并不準確，非線性模型的交互作用必須通過計算交互項的混合偏導數(shù)或混合差分。但是，Puhani(2012)證明了即使模型是非線性的，交互項的系數(shù)仍可評估政策的處理效應(yīng)。另外，Lechner(2011)指出，在標準的平行趨勢假設(shè)下，可以直接應(yīng)用非線性模型的參數(shù)近似估計平均效應(yīng)。采用Logit DID和Probit DID方法進行回歸的結(jié)果分別報告在表3列(1)、(2)。可以發(fā)現(xiàn)，不管采用哪種方法進行估計，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)均顯著為正，驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.核心指標再衡量

截至目前，企業(yè)創(chuàng)新指標均采用“1+企業(yè)專利申請量”的對數(shù)形式進行度量。為了穩(wěn)健起見，這里參照Liu et al.(2020)的做法，將對數(shù)化的指標替換成ln[企業(yè)專利申請量+(1+企業(yè)專利申請量2)]的形式ln[y+(1+y)]在0值附近比ln(1+y)更接近lny。，相應(yīng)的回歸結(jié)果報告在表3列(3)?？梢钥吹?，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，再次表明人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。這一結(jié)論并沒有隨著因變量衡量方法的不同而改變。此外，在前文的研究中，本文采用美國1980年人力資本強度數(shù)據(jù)作為連續(xù)處理組變量進行估計，這里采用1995年和2004年《中國教育統(tǒng)計年鑒》重新測算行業(yè)人力資本強度并將其作為連續(xù)處理組變量，估計結(jié)果分別報告在表3列(4)、(5)。可以發(fā)現(xiàn)，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)仍顯著為正?？梢姳疚牡暮诵慕Y(jié)論也沒有隨著連續(xù)處理組變量衡量方法的不同而改變。

表3 穩(wěn)健性檢驗

3.處理選擇效應(yīng)和地區(qū)集聚效應(yīng)

企業(yè)的進入退出可能受到選擇效應(yīng)的影響，為排除選擇效應(yīng)的影響，本文只保留在樣本期一直存續(xù)的企業(yè)樣本進行倍差法估計，回歸結(jié)果如表3列(6)所示。另外，考慮到北京和上海不但擁有眾多優(yōu)秀的高等學府，而且憑借它們在經(jīng)濟、政治、地理上的優(yōu)勢吸引了大量高質(zhì)量人力資本，即可能存在集聚效應(yīng)，這里參照毛其淋(2019)的做法剔除這兩個地區(qū)，對剩余樣本進行估計，結(jié)果報告在表3列(7)。可以看到，核心解釋變量Humcap×Post03系數(shù)依然顯著為正，這意味著在排除了選擇效應(yīng)和集聚效應(yīng)之后，本文的核心結(jié)論依然成立。

4.將標準誤聚類到企業(yè)層面

到目前為止，倍差法估計的標準誤均是在行業(yè)層面進行聚類(cluster)，為穩(wěn)健起見，這里將回歸標準誤聚類到企業(yè)層面。從表3列(8)的估計結(jié)果可以看出，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)為正且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明本文的核心結(jié)論并沒有隨著聚類維度變化而發(fā)生實質(zhì)性變化。

5.使用1998—2013年樣本進行回歸

為更清楚地顯示大學擴招的長期影響，以及出于穩(wěn)健性的考慮，這里采取1998—2013年樣本再次進行回歸，結(jié)果列于表3列(9)?？梢钥吹剑诵慕忉屪兞縃umcap×Post03的估計系數(shù)在5%水平上顯著為正，即人力資本擴張顯著增加了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。這一核心結(jié)論沒有隨樣本選取范圍的變化而發(fā)生實質(zhì)性變化。

6.控制更多的影響因素

截止到目前，本文對企業(yè)層面和行業(yè)層面影響企業(yè)創(chuàng)新的主要因素進行了控制。為穩(wěn)健起見，本文將出口和資本勞動比這兩個因素納入基準模型進行回歸。具體地，采用“1+企業(yè)出口交貨值”的對數(shù)衡量企業(yè)出口，采用企業(yè)固定資本存量對企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值取對數(shù)衡量資本勞動比。進一步控制了企業(yè)出口和資本勞動比因素之后的回歸結(jié)果見表3列(10)?？梢钥吹?，核心解釋變量Humcap×Post03的估計系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，本文的核心結(jié)論依然成立，即在進一步控制了企業(yè)出口和資本勞動比之后，人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。

五、機制檢驗與異質(zhì)性分析

(一)機制檢驗

前文通過倍差法模型考察了人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)人力資本擴張顯著提升了企業(yè)的創(chuàng)新，但其究竟是如何提高企業(yè)創(chuàng)新仍需更為深入地進行分析。根據(jù)前文的理論機制分析，這里從研發(fā)投入、進口和學習效應(yīng)三個維度對人力資本擴張影響企業(yè)創(chuàng)新的機制進行檢驗。

本文采用溫忠麟等(2004)的中介檢驗三步法進行機制檢驗。第一步，檢驗人力資本擴張是否能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新水平，此結(jié)果已在前文進行驗證；第二步，檢驗人力資本擴張是否能夠顯著影響中介變量，即提升企業(yè)研發(fā)費用、促進中間品和資本品進口規(guī)模擴張和種類增加、提高企業(yè)學習能力；第三步，檢驗人力資本擴張和中介變量同時對企業(yè)創(chuàng)新水平的作用。具體地，構(gòu)建如下回歸方程：

innovation=α+βHumcap×Post03+γX+λ+μ

(4)

channel=α+βHumcap×Post03+γX+λ+μ

(5)

innovation=α+βHumcap×Post03+φchannel+γX+λ+μ

(6)

其中，channel指中介變量，包括研發(fā)投入、進口和學習效應(yīng)三類指標。其它變量與基準模型一致。

首先，檢驗研發(fā)投入渠道。這里采用“1+企業(yè)研究開發(fā)費用”(lnrd)衡量企業(yè)的研發(fā)投入。表4列(1)是對基準倍差法模型式(4)的估計結(jié)果，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)顯著為正，再次表明人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。表4列(2)以研發(fā)投入指標(lnrd)為因變量，可以發(fā)現(xiàn)交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)顯著為正，說明人力資本擴張顯著提升企業(yè)的研發(fā)投入。對此可能的解釋為：人力資本擴張使得企業(yè)可獲得的高技能人才增加，企業(yè)更加傾向于采用前沿技術(shù)，增加創(chuàng)新投入(Che et al.，2018)。表4列(3)匯報了第三步檢驗的回歸結(jié)果，中介變量lnrd的估計系數(shù)為正且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明創(chuàng)新投入的增強有利于促進企業(yè)創(chuàng)新。這與通常的預(yù)期是相符合的。需要指出的是，與表4列(1)基準回歸結(jié)果相比，在加入中介變量lnrd(列(3))之后，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)值出現(xiàn)一定幅度的下降。這初步表明“創(chuàng)新投入”中介效應(yīng)存在。

其次，檢驗進口渠道。本文采用中間品與資本品的進口規(guī)模(lnsize_im)和進口種類(lntype_im)兩個角度進行刻畫，其中進口規(guī)模指標采用“1+進口額”的自然對數(shù)值來測算；進口種類指標通過將企業(yè)從不同來源國所進口的產(chǎn)品種類數(shù)加總到企業(yè)層面，然后對其取自然對數(shù)得到。第一步，重新采用2000—2007年的樣本對基準倍差法模型進行估計，結(jié)果列于表4列(4)，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)顯著為正，再次表明人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。以進口規(guī)模(lnsize_im)和進口種類(lntype_im)作為因變量的估計結(jié)果分別報告在表4列(5)、(7)，可以看到，交互項Humcap×Post03的估計系數(shù)均顯著為正，表明人力資本擴張促進企業(yè)進口規(guī)模擴張和種類增加。對此并不難理解：高技能人力資本具備國際進口市場所需的技能以及機器生產(chǎn)的技術(shù)要求(毛其淋，2019)，這將導致人力資本擴張促進企業(yè)擴大進口規(guī)模和進口種類。列(6)、(8)匯報了“進口渠道”第三步檢驗的回歸結(jié)果，中介變量進口規(guī)模(lnsize_im)和進口種類(lntype_im)的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明進口規(guī)模和種類的增加有利于促進企業(yè)創(chuàng)新。這與張杰(2015)的結(jié)論基本一致。需要指出的是，與表4列(4)基準回歸結(jié)果相比，在加入中介變量lnsize_im(列(6))和lntype_im(列(8))之后，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)值和標準誤出現(xiàn)一定幅度的下降，這表明“進口規(guī)?！焙汀斑M口種類”中介效應(yīng)存在。

表4 機制檢驗

最后，檢驗學習效應(yīng)渠道。企業(yè)在創(chuàng)新過程中主要經(jīng)歷技術(shù)吸收、技術(shù)改進與自主技術(shù)創(chuàng)新等步驟，而這一過程的推進與企業(yè)的學習能力密切相關(guān)。因此，本文將以申請專利中引用國外專利(lncite_for)情況作為企業(yè)學習能力的代理變量，以檢驗人力資本擴張促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的學習效應(yīng)渠道。表4列(10)報告了人力資本擴張對企業(yè)學習能力的影響，可以看到，交互項Humcap×Post03的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明人力資本擴張顯著提升了企業(yè)在專利研發(fā)過程中對國外專利的引用。換言之，人力資本擴張促進企業(yè)學習能力的提升，這與人力資本擴張?zhí)嵘髽I(yè)組織成員的知識存量總和(即知識積累)和知識應(yīng)用能力有關(guān)。列(11)匯報了關(guān)于學習效應(yīng)渠道第三步檢驗的回歸結(jié)果，其中l(wèi)ncite_for的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)的學習能力能夠促進企業(yè)的創(chuàng)新水平的提升。相較于基準回歸估計結(jié)果(表4列(9))，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)值和標準誤出現(xiàn)一定幅度的下降，表明“學習效應(yīng)”中介效應(yīng)存在。

為嚴謹起見，本文采用Bootstrap方法驗證中介作用。表5檢驗結(jié)果表明，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)95%的置信區(qū)間均不包括0，且P值小于0.001。

表5 Bootstrap檢驗

綜上，可以看到，人力資本擴張通過研發(fā)投入、進口和學習效應(yīng)渠道促進了企業(yè)創(chuàng)新，即驗證了研究假說2。

(二)異質(zhì)性分析

1.區(qū)分專利類型

根據(jù)中國專利法，專利主要包括三類：外觀設(shè)計專利、實用新型專利和發(fā)明專利。其中，外觀設(shè)計專利是指改變產(chǎn)品的形狀或顏色；實用新型專利是指對產(chǎn)品形狀或結(jié)構(gòu)提出的技術(shù)方案；發(fā)明專利則是指對產(chǎn)品或者方法或者兩者兼而有之的技術(shù)創(chuàng)新，往往蘊含更高的技術(shù)含量。表6列(1)～(3)分別匯報了人力資本擴張對外觀設(shè)計(lnpatent_d)、實用新型(lnpatent_u)和發(fā)明(lnpatent_i)三類專利申請數(shù)的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)都顯著為正，表明人力資本對不同類型創(chuàng)新均產(chǎn)生了促進作用；進一步通過計算，外觀設(shè)計、實用新型和發(fā)明三類專利的交叉項Humcap×Post03的標準化估計系數(shù)分別為0.027、0.020、0.078，這意味著人力資本擴張在更大程度上促進了企業(yè)進行技術(shù)含量更高的創(chuàng)新活動。

2.區(qū)分創(chuàng)新進入企業(yè)和原有創(chuàng)新企業(yè)

借鑒國際貿(mào)易中出口的“二元邊際”思想，將政策沖擊前(即2003年之前)沒有創(chuàng)新成果的企業(yè)定義為創(chuàng)新進入企業(yè)，將已經(jīng)有創(chuàng)新成果的企業(yè)定義為原有創(chuàng)新企業(yè)，并分別生成兩個虛擬變量entry和sustain。然后將這兩個虛擬變量與Humcap×Post03形成三重交叉項，納入基準模型(1)進行估計，結(jié)果報告在表6列(4)?？梢钥吹?，三重交叉項Humcap×Post03×entry和Humcap×Post03×sustain的估計系數(shù)都顯著為正，這意味著人力資本擴張不僅有利于創(chuàng)新進入企業(yè)克服創(chuàng)新壁壘，也有助于原有創(chuàng)新企業(yè)增加其創(chuàng)新產(chǎn)出。這一發(fā)現(xiàn)進一步肯定了人力資本在企業(yè)創(chuàng)新進程中的關(guān)鍵作用。此外，還可以看到三重交叉項Humcap×Post03×sustain的估計系數(shù)更大，表明與創(chuàng)新進入企業(yè)相比，人力資本擴張對原有創(chuàng)新企業(yè)持續(xù)擴張其創(chuàng)新產(chǎn)出有更強的促進作用。這可能是因為原有創(chuàng)新企業(yè)更容易將人力資本與其他創(chuàng)新要素相結(jié)合，從而使得人力資本擴張的創(chuàng)新效應(yīng)得到更大程度的發(fā)揮。

表6 異質(zhì)性分析Ⅰ

3.區(qū)分企業(yè)所有制

考慮到中國制造業(yè)企業(yè)存在不同的所有制形式，一個令人感興趣的問題是人力資本擴張對不同類型所有制企業(yè)創(chuàng)新的影響是否存在差異。為此，同時將國有企業(yè)虛擬變量(Soes)和外資企業(yè)虛擬變量(Foreign)與Humcap×Post03形成三重交叉項，納入基準模型(1)中進行估計，結(jié)果列于表7列(1)?？梢钥吹剑亟徊骓椀墓烙嬒禂?shù)顯著為正，這意味著相對于民營企業(yè)而言，人力資本擴張對國有企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更大。這一結(jié)果實際上并不難理解：民營企業(yè)長期受到嚴重的融資約束(余明桂 等，2016)，可能沒有充裕的資金去雇傭足夠的高素質(zhì)大學生；與此不同的是，國有和外資企業(yè)一般較民營企業(yè)面臨更小的融資約束，因此這兩類企業(yè)在“高校擴招”政策實施后，更有能力雇傭大量高技能的大學生(毛其淋，2019)。另外，外資企業(yè)依托其海外母公司對國際市場及前沿技術(shù)的了解，有更多渠道獲取多樣化進口品并引用國外專利，有助于外資企業(yè)擴張市場份額，激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動，提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。除此之外，相對于民營企業(yè)而言，大學生更偏好在國有企業(yè)或外資企業(yè)就業(yè)，即國有企業(yè)或外資企業(yè)在高校擴招之后可以吸引更多的高素質(zhì)人力資本。這也在一定程度上解釋了為何人力資本擴張對國有及外資企業(yè)創(chuàng)新的促進作用大于民營企業(yè)。

4.區(qū)分企業(yè)規(guī)模

不同規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新行為存在較大差異(張璇 等，2017)。具體而言，小企業(yè)的違約風險較高(Palangkaraya，2012)，往往需要更高的創(chuàng)新融資成本，企業(yè)創(chuàng)新活動受限，另外小企業(yè)進入者更容易退出市場，更傾向于采用漸進式的投資方式(王永進 等，2017)，在面對人力資本擴張時可能經(jīng)歷更加審慎和緩慢的調(diào)整過程，從而避免由于創(chuàng)新投入過大而導致的資金鏈斷裂等問題。相比之下，大企業(yè)有更完善的產(chǎn)品市場銷售渠道，更容易充分利用人力資本，通過增加研發(fā)投入、加強進口和增強學習能力渠道擴大其創(chuàng)新產(chǎn)出。據(jù)此，可以推測，“高校擴招”政策引致的人力資本擴張對大企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更強。為了驗證這一推測，將企業(yè)規(guī)模虛擬變量(Bigfirm)與Humcap×Post03形成三重交叉項納入基準模型(1)中進行估計，結(jié)果列于表7列(2)?？梢钥吹?，三重交叉項的估計系數(shù)顯著為正，這意味著相對于小企業(yè)而言，人力資本擴張對大企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更大。與本文的理論預(yù)期一致。

表7 異質(zhì)性分析Ⅱ

5.區(qū)分企業(yè)資本密集度

本文還比較感興趣的一個問題是，人力資本擴張對不同資本密集度企業(yè)創(chuàng)新的影響是否存在差異。為回答這一問題，首先將企業(yè)按照期初的資本勞動比從低到高進行排序分成五組，相應(yīng)得到五個資本勞動比分組虛擬變量(Quantile1～Quantile5)，然后將企業(yè)資本勞動比分組虛擬變量與Humcap×Post03形成三重交叉項，并納入基準模型(1)中進行估計。從表7列(3)可以看到，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)顯著為正，并且其系數(shù)值(0.287)明顯大于表1列(7)基準回歸結(jié)果(0.197)，這表明人力資本擴張在更大程度上促進了資本勞動比最高的20%企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。此外，各三重交叉項的估計系數(shù)均為負，而且隨著企業(yè)資本勞動比的降低，其估計系數(shù)的絕對值總體上趨于變大，這說明人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用隨著企業(yè)資本勞動比的下降而降低。背后的原因可能為：相對于勞動密集型企業(yè)而言，資本密集型企業(yè)更加重視設(shè)備等資本品的進口與更新，也更為重視研發(fā)創(chuàng)新活動(張杰 等，2017)，因此，資本與人力資本間的互補性有利于提升企業(yè)的創(chuàng)新效率，進而在更大程度上促進企業(yè)專利申請數(shù)的增加。

六、進一步分析：人力資本對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率的影響

提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量是中國實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐(邱洋冬，2020)。企業(yè)創(chuàng)新能力的提高不僅依賴研發(fā)投入的持續(xù)增長，還取決于創(chuàng)新過程中創(chuàng)新資源利用效率的提高(Jefferson et al.，2006；李平 等，2007)，因此，探究企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率有著重要的現(xiàn)實意義。有鑒于此，進一步從創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率的視角來考察人力資本擴張與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。

為了降低選擇性偏誤，本文采用Heckman模型來檢驗人力資本對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率的影響。根據(jù)Heckman模型的基本思路，首先建立企業(yè)創(chuàng)新決策方程，并利用Probit模型對企業(yè)創(chuàng)新決策方程進行估計，得到逆米爾斯比率，再將逆米爾斯比率作為控制變量添加到創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量和效率決定方程。根據(jù)本文的研究目的，將創(chuàng)新決策方程、創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率決定方程設(shè)定為：

P(innodum=1)=α+ηinnodum+βHumcap×Post03+ρX+λ+γ+μ

(7)

E(lncic_5|innodum=1)=α+βHumcap×Post03+ρX+δM+λ+μ

(8)

E(inven_eff|innodum=1)=α+βHumcap×Post03+ρX+δM+λ+μ

(9)

式(7)中innodum指企業(yè)創(chuàng)新虛擬變量，當企業(yè)f在時期t的專利申請數(shù)為正值時取1，否則取0。式(8)中l(wèi)ncic_5表示企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，采用專利申請至授權(quán)后5年內(nèi)專利被他引數(shù)的對數(shù)來衡量，其基本邏輯是，專利被他引用數(shù)一定程度上反映了該專利的質(zhì)量水平(Hall et al.，2005)。式(9)中inven_eff為企業(yè)的創(chuàng)新效率，采用基于BCC模型的DEA算法計算得到純技術(shù)效率衡量(Guan et al.，2012；諸竹君 等，2020)。M為逆米爾斯比率，若其系數(shù)顯著不為0，表明存在明顯的樣本選擇偏差，此時采用Heckman兩步法估計是合適的，否則意味著不存在嚴重的樣本選擇偏差問題。

表8列(1)報告了Heckman兩步法第一步的回歸結(jié)果，可以看到，人力資本擴張有助于提高企業(yè)的創(chuàng)新概率，企業(yè)的創(chuàng)新經(jīng)歷對其創(chuàng)新決策也有顯著正向影響。表8列(2)報告了以企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量(lncic_5)作為因變量的估計結(jié)果，可以看到，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)顯著為正，表明在控制了其他影響因素之后，人力資本擴張顯著提高了企業(yè)專利申請至授權(quán)后5年內(nèi)專利被他引數(shù)，這意味著人力資本擴張有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量。對此可能的解釋是，人力資本擴張激勵企業(yè)進口和使用更高質(zhì)量和復雜度的中間品和資本品，提升企業(yè)整體的學習能力，這些均有助于企業(yè)克服技術(shù)門檻，進而促進企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升。

接下來，考察人力資本擴張對企業(yè)創(chuàng)新效率(inven_eff)的影響，相應(yīng)的回歸結(jié)果報告在表8列(3)?？梢钥吹?，交叉項Humcap×Post03的估計系數(shù)為在10%水平上顯著為正，表明人力資本擴張顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新效率。對此可能的解釋是，高級人力資本的大量使用有助于企業(yè)優(yōu)化其創(chuàng)新資源配置和利用效率，提高創(chuàng)新要素配置效率，進而提升了企業(yè)將創(chuàng)新要素投入轉(zhuǎn)化成研發(fā)成果的效率。此外還可以看到，表8列(2)、(3)中，逆米爾斯比率(M)的估計系數(shù)均顯著為正，表明確實存在樣本選擇偏誤，因此采用Heckman兩步法進行估計是有必要的。

表8 擴展性分析

需要指出的是，上文倍差法估計結(jié)果的可靠性取決于平行趨勢假設(shè)是否得到滿足。為此，設(shè)定如下計量方程，對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率的變化在“高校擴招”政策沖擊發(fā)生之前是否滿足平行趨勢假設(shè)進行檢驗：

(10)

(11)

其中，year為各年份時間虛擬變量，當年觀測值取1，其他年份觀測值取0。其它變量的含義與式(8)、(9)一致。

圖5和圖6分別繪制了處理組和對照組在樣本期內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的趨勢變化，其中實線部分描繪了人力資本擴張的邊際效應(yīng)，虛線部分刻畫的是95%置信區(qū)間?？梢钥吹剑?003年之前，邊際效應(yīng)線較為平緩且估計系數(shù)并不顯著；從2003年開始，邊際效應(yīng)線出現(xiàn)明顯的變化且系數(shù)顯著，即處理組與對照組企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率的變化在“高校擴招”政策沖擊發(fā)生之前是滿足平行趨勢假設(shè)的，據(jù)此前文基于倍差法估計得到的結(jié)果是可信的。

圖5 動態(tài)效應(yīng)(創(chuàng)新質(zhì)量)

圖6 動態(tài)效應(yīng)(創(chuàng)新效率)

七、結(jié)論與啟示

利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，以中國“高校擴招”政策實施后人力資本急劇增加為準自然實驗，采用倍差法系統(tǒng)地評估了人力資本對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響及其作用機制。結(jié)論如下：

首先，基準回歸結(jié)果表明，人力資本擴張顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。

其次，渠道檢驗表明，人力資本擴張不僅促使企業(yè)增加其研發(fā)投入，而且還促使企業(yè)進口使用更大規(guī)模和更多種類的資本品和中間投入品，同時還整體上提升了企業(yè)的學習能力，這些因素共同促進了企業(yè)創(chuàng)新。

再次，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，人力資本擴張主要促進了企業(yè)的發(fā)明創(chuàng)新，不僅有利于創(chuàng)新進入企業(yè)克服創(chuàng)新壁壘，還有助于原有創(chuàng)新企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出；另外，人力資本擴張對大企業(yè)、國有和外資企業(yè)、資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新促進效應(yīng)更大。

最后，本文從創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率視角進一步審視了人力資本擴張與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人力資本擴張?zhí)嵘似髽I(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率。

本文的研究結(jié)論對加快中國企業(yè)創(chuàng)新進程，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有重要的政策啟示：

第一，現(xiàn)階段中國人口老齡化或?qū)⒊蔀橐种平?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的因素之一，因此要提高勞動生產(chǎn)率、加快人力資本積累，可以通過教育改革延長人均受教育年限并不斷深化終身學習型社會的建設(shè)，進而提高人力資本積累水平，用“人口質(zhì)量”紅利替代“人口數(shù)量”紅利。政府可以通過積極推動校企合作，加強高校和企業(yè)深度合作，依托高校示范基地開展雙創(chuàng)園建設(shè)，促進科技成果轉(zhuǎn)化與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實踐緊密結(jié)合，不斷提高高校學生的創(chuàng)新能力，促進中國人力資本從“量”到“質(zhì)”的轉(zhuǎn)化。

第二，應(yīng)加大對中小企業(yè)的資金扶持力度，助力中小企業(yè)高素質(zhì)人力資本與各要素的有機結(jié)合，加速中小企業(yè)的創(chuàng)新進程。對于民營企業(yè)而言，提高創(chuàng)新激勵和逐步消除勞動力市場扭曲，緩解民營企業(yè)融資約束問題，是促進這類企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵。

第三，應(yīng)繼續(xù)堅持經(jīng)濟全球化，鼓勵更多企業(yè)從事高質(zhì)量的進口貿(mào)易，積極融入全球價值鏈分工體系，從而加速促進中國企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和創(chuàng)新創(chuàng)造。

第四，企業(yè)在促進創(chuàng)新規(guī)模擴大的同時，應(yīng)充分利用高素質(zhì)人力資本與其他創(chuàng)新投入要素，防止人力資本錯配，增加高質(zhì)量和多樣化進口，提升創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化效率，從而切實有效推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。