人口質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度

劉國暉，馬文倩

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

自改革開放以后，我國充分利用經(jīng)濟(jì)全球化機(jī)遇，在發(fā)揮比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，逐漸形成了通過引進(jìn)吸收帶動本土創(chuàng)新的制造技術(shù)發(fā)展路徑。然而，隨著國內(nèi)外環(huán)境的變化，這種外源性偏向的技術(shù)發(fā)展路徑的弊端日益凸顯。第一，盡管在過去幾十年里我國制造業(yè)技術(shù)水平與發(fā)達(dá)國家的差距在不斷縮小[1]，但高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口增加值的創(chuàng)造力仍顯著低于德、日等制造業(yè)強(qiáng)國，尤其是因引進(jìn)吸收而不斷強(qiáng)化的技術(shù)路徑依賴效應(yīng)不僅使我國制造業(yè)面臨全球價值鏈中低端鎖定風(fēng)險[2]，而且在民族主義、保護(hù)主義、地緣主義沉渣泛起的背景下，核心技術(shù)和關(guān)鍵產(chǎn)品受制于人還使我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展屢屢處于十分被動的窘境。第二，東南沿海地區(qū)作為改革開放的窗口和前沿陣地，通常最先接觸到國外的新技術(shù)和新產(chǎn)品，這種得天獨厚的先行優(yōu)勢一方面促使東南沿海地區(qū)以更快的速度實現(xiàn)制造技術(shù)進(jìn)步，另一方面也導(dǎo)致了其與中西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)乃至區(qū)域整體發(fā)展水平上的較大差距[3-4]。

既然外源性偏向的技術(shù)發(fā)展路徑已不適應(yīng)我國當(dāng)前發(fā)展需求，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展又是引領(lǐng)我國制造業(yè)整體攀升全球價值鏈中高端的關(guān)鍵，那么一個亟待考察也是極具戰(zhàn)略意義的命題就是，我國能否依靠自己的力量推動高端產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和國際競爭力的提高。由于科技創(chuàng)新力的根本源泉在于人[5]，而人的創(chuàng)新力又因人的社會屬性而取決于整體人口質(zhì)量，同時，在國際經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，出口技術(shù)復(fù)雜度是衡量一國的出口品技術(shù)含量以及國際分工地位的重要指標(biāo)，因此上述命題的等價命題就是改善人口質(zhì)量能否提升我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。如果我們能在這一命題上得到肯定回答，那就意味著在傳統(tǒng)意義上的人口數(shù)量紅利快速消減的當(dāng)下，通過積極有為的政策釋放人口質(zhì)量紅利并使其在區(qū)域間協(xié)調(diào)分布，將成為我國實施制造強(qiáng)國戰(zhàn)略，保障整體經(jīng)濟(jì)在高質(zhì)量發(fā)展階段行穩(wěn)致遠(yuǎn)的助推器和壓艙石。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于：第一，利用熵值法計算人口質(zhì)量衡量指標(biāo)并廓清人口質(zhì)量影響出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)鍵機(jī)制，從而在理論上進(jìn)一步豐富有關(guān)人口質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間關(guān)系的研究；第二，將橫跨我國東中西三大區(qū)域、占全國人口總量和生產(chǎn)總值均超過40%、對國家經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展具有重大戰(zhàn)略意義的長江經(jīng)濟(jì)帶作為實證分析對象，為我國人口政策以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)政策的制訂提供更為豐富的參考依據(jù)。

二、指標(biāo)測度與研究假設(shè)

(一)指標(biāo)測度

1.人口質(zhì)量。20世紀(jì)70年代末至80年代，我國有關(guān)人口質(zhì)量的研究在實施人口數(shù)量控制政策的背景下再度活躍起來，研究的重點是人口質(zhì)量的概念、測度以及人口質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展之間的辯證關(guān)系問題，其中有關(guān)人口質(zhì)量的測度方法研究最具現(xiàn)實意義[6]。1990年，聯(lián)合國開發(fā)計劃署在當(dāng)年出版的《人類發(fā)展報告》中根據(jù)Sen(1985)[7]的評估框架以健康、教育、收入三個核心指標(biāo)構(gòu)建了人類發(fā)展指數(shù)(Human Development Index，HDI)，此后，HDI作為人口質(zhì)量的測度指標(biāo)之一在世界范圍內(nèi)得到廣泛關(guān)注并被用于解釋區(qū)域間發(fā)展不平衡現(xiàn)象[8-10]。但也有學(xué)者認(rèn)為，HDI各分項指標(biāo)之間可能存在的高度相關(guān)性會導(dǎo)致HDI指數(shù)不夠準(zhǔn)確[11]，而且測度人口質(zhì)量的指標(biāo)應(yīng)考慮到各國自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特性[12]?；谶@些認(rèn)識，學(xué)者們嘗試將更多可能的影響(或構(gòu)成)因素納入統(tǒng)計范疇以期建立更為有效的人口質(zhì)量評價體系。比如，陸遠(yuǎn)權(quán)等(2007)借鑒物質(zhì)生活質(zhì)量指數(shù)(PQLI)概念，以反映人的身體素質(zhì)和科學(xué)文化素質(zhì)的七個指標(biāo)比較區(qū)域人口質(zhì)量差異[13]；Togtokh(2011)等主張將人均碳排放量納入HDI[14-15]；馬紅旗和陳仲常(2012)采用反映人口自身發(fā)展、人口與經(jīng)濟(jì)社會和人口與資源環(huán)境的42個指標(biāo)建立人口質(zhì)量綜合評價體系[16]；李曉西等(2014)將衛(wèi)生設(shè)施、飲用水源等12個子指標(biāo)作為人口質(zhì)量評價體系的構(gòu)成要素[17]；畢明麗等(2020)將居民家庭收入基尼系數(shù)也納入影響人口質(zhì)量的重要因素[18]；曹獻(xiàn)雨和睢黨臣(2021)以反映人的身體素質(zhì)、科學(xué)文化素質(zhì)和思想道德素質(zhì)的9個子指標(biāo)測算我國人口質(zhì)量[19]。人口質(zhì)量測度方法多樣性的根本原因在于人口“是一個具有許多規(guī)定和關(guān)系的豐富的總體”[20]，盡管如此，已有研究總體上是從人的自身素質(zhì)、人所處的經(jīng)濟(jì)社會條件以及資源環(huán)境條件三個方面探索建立人口質(zhì)量評價指標(biāo)體系，因為測度人口質(zhì)量的根本目的在于研究如何激發(fā)人的經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造能力，而人的經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造能力不僅受到人的自身條件的限制，而且還受其所處的經(jīng)濟(jì)、社會和自然環(huán)境的影響。本文借鑒馬紅旗等(2012)[16]的方法，從人口自身發(fā)展質(zhì)量(e1)、與人口相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量(e2)、與人口相關(guān)的資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量(e3)三個維度選取了22個指標(biāo)構(gòu)建人口發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)體系(見表1)。

測度綜合指標(biāo)的常用方法包括因子分析法、層次分析法、主成分分析法等。由于層次分析法和因子分析法存在較強(qiáng)的主觀性，而主成分分析法合成綜合指數(shù)又需要一定的前提條件，因此本文參考趙淵博等(2018)[21]的方法，選擇熵值法對長江經(jīng)濟(jì)帶省級區(qū)域人口質(zhì)量評價指標(biāo)進(jìn)行測算，所用數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫。表2展示了2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶11個省(市)的人口質(zhì)量指數(shù)，從中可以看出，多數(shù)省市的人口質(zhì)量呈現(xiàn)上升趨勢，其中上海的人口質(zhì)量指數(shù)雖然出現(xiàn)下降現(xiàn)象，但是其數(shù)值在各省市中仍然較大，與馬紅旗等(2012)的測算結(jié)果相同，上海在人口發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)之一的環(huán)境資源發(fā)展質(zhì)量指數(shù)在各省市中較小，排名處于末位，由于此指標(biāo)的作用拉低了上海人口質(zhì)量指數(shù)。

表1 人口質(zhì)量評價指標(biāo)體系

(1)

(2)

表2 長江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)人口質(zhì)量指數(shù)(pop)

其中，expyi為i省(市)的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，其他變量與(1)中的含義相同。

本文選用EPS數(shù)據(jù)庫中2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶11個省(市)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天制造業(yè)、計算機(jī)制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀表制造業(yè)以及電子及通訊制造業(yè))分行業(yè)出口交貨值來計算出口技術(shù)復(fù)雜度，部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法或移動平均法補(bǔ)齊，計算結(jié)果如表3所示。

為了更直觀地觀察長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的年度變化，圖1中2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶出口技術(shù)復(fù)雜度是根據(jù)表3的計算結(jié)果將每一年各省份高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度相加得到。圖1顯示，2001—2016年，長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度總體上呈現(xiàn)上升趨勢，但在2008—2009年出現(xiàn)了小幅下降，其主要原因可能是歐美金融危機(jī)的影響。圖1～3展示了2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶上、中、下游城市的出口技術(shù)復(fù)雜度的變化過程，資料來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫。

(二)研究假設(shè)

1.人口自身發(fā)展質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。人口自身的發(fā)展質(zhì)量主要取決于人口的身體素質(zhì)和科學(xué)文化素質(zhì)。人口的身體素質(zhì)是指人口普遍具備的體力和智力的總和。一般來說，人的身體素質(zhì)越好，記憶力、注意力就越強(qiáng)，協(xié)調(diào)能力和反應(yīng)速度就越快，因此，身體素質(zhì)在較大程度上決定了人口從事經(jīng)濟(jì)社會活動的自然能力。就人體機(jī)能隨年齡增長的普遍變化規(guī)律而言，處于青壯年時期的人的身體素質(zhì)越好，承擔(dān)繁重經(jīng)濟(jì)社會活動的能力以及創(chuàng)新能力越強(qiáng)，而處于幼年和老年時期的人的身體素質(zhì)越差，從事經(jīng)濟(jì)社會活動的能力和創(chuàng)新力越弱。這樣，撫養(yǎng)比越高的人群意味著青壯年人口占比越低，作為整體的人口身體素質(zhì)低從而人的經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)新能力就會越低[24]。人在生產(chǎn)生活中積累所的知識經(jīng)驗和通過接受教育培訓(xùn)所學(xué)到的科學(xué)文化知識與人的結(jié)合體現(xiàn)為人的科學(xué)文化素質(zhì)，它是人從事現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)活動和創(chuàng)新性活動的重要乃至決定性條件，因為“隨著大工業(yè)的發(fā)展，現(xiàn)實財富的創(chuàng)造較少地取決于勞動時間和已耗費的勞動量而是取決于科學(xué)的一般水平和技術(shù)進(jìn)步，或者說取決于這種科學(xué)在生產(chǎn)上的應(yīng)用”[20]。一般來說，人口受教育水平越高，人力資本積累越多，人的經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造力就越強(qiáng)，即教育投入對產(chǎn)業(yè)技術(shù)(或出口技術(shù)復(fù)雜度)的正向反饋效應(yīng)就越強(qiáng)；而“干中學(xué)”效應(yīng)可以使企業(yè)獲得產(chǎn)品制造與出口經(jīng)驗，形成企業(yè)知識積累，從而提高了員工的生產(chǎn)效率和知識總量的增加，有利于高素質(zhì)人才的積累。高素質(zhì)人才在創(chuàng)新中具有引領(lǐng)示范作用，人口中科技人員數(shù)量越多，越有利于先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)吸收和本土化新技術(shù)創(chuàng)造，從而出口產(chǎn)品中的技術(shù)含量也就越多。據(jù)此本文提出假設(shè)H1：提升人口自身發(fā)展質(zhì)量會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用。

表3 長江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度 10萬元

2.與人口相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。人創(chuàng)造了其賴以生存的經(jīng)濟(jì)社會，并且人的生存狀況和社會關(guān)系都直接反映了經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展質(zhì)量，而經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展質(zhì)量又制約著人口質(zhì)量的變化。人均GDP是衡量經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律表明，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量越高的國家其城市化水平以及城市中第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重通常也就越高，城市尤其是大城市給人的生存與發(fā)展提供了更加廣闊的空間。隨著人的收入水平隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而不斷提高，人的消費需求呈現(xiàn)多樣化和升級化趨勢[25]，人們會追求更高質(zhì)量的新產(chǎn)品，這會極大地誘導(dǎo)新技術(shù)在生產(chǎn)中的應(yīng)用并促使新產(chǎn)品的涌現(xiàn)。隨著新技術(shù)、新產(chǎn)品的推廣，人的就業(yè)空間得到進(jìn)一步擴(kuò)展，人的生活質(zhì)量得到不斷改善，人從事經(jīng)濟(jì)社會活動的能力和創(chuàng)造力會得到進(jìn)一步提升，大量涌現(xiàn)的新技術(shù)、新產(chǎn)品不僅滿足國內(nèi)市場需求，而且還要參與國際市場競爭。當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程并非總是一帆風(fēng)順，勞動能力也因人而異，人群整體的經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造力的持續(xù)性迸發(fā)也需要堅實的社會保障體系予以支撐。據(jù)此本文提出假設(shè)H2：提升與人相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用。

圖1 2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶上游城市出口技術(shù)復(fù)雜度變化

圖2 2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶中游城市出口技術(shù)復(fù)雜度變化

圖3 2001—2016年長江經(jīng)濟(jì)帶下游城市出口技術(shù)復(fù)雜度變化

3.與人口相關(guān)的資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。人是自然的產(chǎn)物，是“自然界的一部分”[26]。人通過自己的對象性實踐活動把自己從自然界中分離出來，并且期望通過對自然的改造使資源環(huán)境更加有利于人的生存與發(fā)展。但歷史發(fā)展的客觀事實表明，人對自然的改造往往會破壞自然界的內(nèi)在平衡，其結(jié)果也常常是期望歸于流產(chǎn)甚至是遭到自然界的報復(fù)?，F(xiàn)代人的某些心理或生理疾病都直接或間接地與人類經(jīng)濟(jì)活動對自然環(huán)境所造成的破壞有關(guān)。“人與自然是生命共同體”[27]，人只有遵循自然規(guī)律才能實現(xiàn)人與自然的和解，才能使資源環(huán)境為人的發(fā)展提供支撐。事實一再證明，工業(yè)經(jīng)濟(jì)條件下資源環(huán)境狀況的改善不僅提高了人的健康水平和生活質(zhì)量，而且會在長期提高人的勞動效率和人的創(chuàng)新能力[28-29]，從而為產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和出口技術(shù)復(fù)雜度的提高提供人力和智力條件。據(jù)此，本文提出假設(shè)H3：提升資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用。

三、計量模型、變量和數(shù)據(jù)

(一)計量模型與變量

為考察長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市的人口質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，本文構(gòu)建的基準(zhǔn)計量模型為lnexpyit=cit+αlnpopit+∑kγklnXkit+εit.

(3)

由于技術(shù)變化是一個動態(tài)連續(xù)過程，某一地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度不僅與當(dāng)期因素有關(guān)，而且還可能受到前一期出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，因此本文同時構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為lnexpyit=cit+θlnexpyit-1+αlnpopit+∑kγklnXkit+εit.

(4)

其中，i代表地區(qū)，t代表年份，cit代表常數(shù)項，εit為隨機(jī)干擾項。expyit是被解釋變量，表示各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度；popit是核心解釋變量，表示各地區(qū)的人口質(zhì)量。Xkit表示根據(jù)已有文獻(xiàn)篩選的可能影響出口技術(shù)復(fù)雜度的一系列控制變量，包括：fdi代表吸收外商直接投資水平，以外資滲入度即地區(qū)實際利用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)的比值作為衡量指標(biāo)。open代表貿(mào)易開放水平，以地區(qū)對外貿(mào)易依存度即貨物進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)的比值作為衡量指標(biāo)。wage代表勞動成本的相對水平，借鑒蔡昉(2009)的方法[30]，以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員(不分行業(yè))的平均工資額除以該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率作為衡量指標(biāo)。state代表國有經(jīng)濟(jì)水平，借鑒鄭展鵬等(2020)[31]的方法，以國有單位就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重作為衡量指標(biāo)。law代表與科技相關(guān)的法制環(huán)境，以各地專利申請受理量與科技人員數(shù)量的比值和專利申請批準(zhǔn)量與科技人員數(shù)量的比值的算數(shù)平均值作為衡量指標(biāo)。為了減小異方差對模型估計結(jié)果的影響，對模型中所有變量都做對數(shù)化處理。

(二)數(shù)據(jù)與變量統(tǒng)計特征

本文使用的數(shù)據(jù)除前述計算人口質(zhì)量、出口技術(shù)復(fù)雜度兩個變量所用數(shù)據(jù)外還包括地區(qū)GDP、實際利用外商直接投資額、貨物進(jìn)出口總額、分行業(yè)就業(yè)量、專利申請和受理量等。地區(qū)GDP、實際利用外資、貨物進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，勞動力成本相關(guān)計算數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，國有單位就業(yè)量數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫和國研網(wǎng)，專利數(shù)量與科技人員數(shù)量數(shù)據(jù)來源于《專利統(tǒng)計年鑒匯編》。數(shù)據(jù)涉及的地域范圍為長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市，受數(shù)據(jù)可得性限制，時間跨度為2001—2016年。表4報告了各變量描述性統(tǒng)計，從中可以看出，所有解釋變量的方差膨脹因子(VIF)均小于10，這在一定程度上說明回歸方程中解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表5報告各變量的單位根檢驗結(jié)果，可以看出所有變量均通過檢驗，即模型中的變量是平穩(wěn)的，因此可以忽略模型潛在的偽回歸問題。

表4 變量的描述性統(tǒng)計

表5 單位根檢驗

四、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)基準(zhǔn)回歸模型Hausman檢驗結(jié)果，表6中以公式(1)為基礎(chǔ)的面板回歸模型均在1%顯著性水平上選擇固定效應(yīng)模型。表6中模型1和模型2是分別將核心解釋變量人口質(zhì)量(pop)和控制變量納入公式(1)進(jìn)行回歸，模型3是同時將核心解釋變量和控制變量納入公式(1)進(jìn)行回歸。

從表6的研究報告的回歸結(jié)果可以看到，人口質(zhì)量(pop)作為一個綜合性指標(biāo)，它的系數(shù)無論是作為單獨變量進(jìn)行回歸(如模型1)，還是與控制變量一起進(jìn)行回歸(如模型3)，均在1%顯著性水平上為正，這說明了對于長江經(jīng)濟(jì)帶11各省市整體來說，改善人口質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的正向拉動作用，這在一定程度上驗證了本文的核心命題，即依靠中國人自己的力量通過改善人口質(zhì)量能夠促進(jìn)我國高端產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和國際競爭力的提高。

表7報告了將構(gòu)成人口質(zhì)量的三個一級指標(biāo)(e1、e2、e3)依次納入公式(1)進(jìn)行分維度回歸的結(jié)果。該結(jié)果表明，改善人口自身發(fā)展質(zhì)量(e1)以及改善與人口相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量(e3)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的正向影響，這驗證了本文提出的假設(shè)H1和H2。而改善與人口相關(guān)的資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量對提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用不明顯，其原因可能在于長江經(jīng)濟(jì)帶橫跨我國東中西三大區(qū)域，各省市之間經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平差距較大，資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量總體上還沒有達(dá)到促成改善人口質(zhì)量提升出口技術(shù)復(fù)雜度機(jī)制的閾值水平，這與張中元等(2012)[32]、余娟娟(2015)[33]等學(xué)者的研究中認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進(jìn)步的影響存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或區(qū)域異質(zhì)性的觀點一致。

表6 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

對表6和表7回歸結(jié)果綜合分析可以得到各控制變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。lnfdi在模型估計中系數(shù)為正但不顯著，這在經(jīng)濟(jì)意義上符合預(yù)期。一方面，吸收外商直接投資仍然是我國當(dāng)前提升國內(nèi)資本存量、穩(wěn)定就業(yè)乃至吸收境外先進(jìn)技術(shù)的重要手段和渠道，另一方面，如前文所述，在經(jīng)歷了40余年改革開放國策下的奮發(fā)圖強(qiáng)之后，我國制造業(yè)與發(fā)達(dá)國家之間的技術(shù)差距在縮小，外資途徑上的技術(shù)轉(zhuǎn)讓和技術(shù)溢出對中國產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步尤其是高端產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的拉動作用日趨下降，加快形成內(nèi)源性技術(shù)進(jìn)步機(jī)制不是民族主義泛濫下的一時沖動，而是建立在客觀事實基礎(chǔ)上的理性戰(zhàn)略選擇。lnopen在模型估計中系數(shù)為負(fù)且未能通過顯著性檢驗，其原因可能存在于兩個方面：其一，與lnfdi同樣都是衡量經(jīng)濟(jì)開放水平的變量，可能存在一定的共線性問題，從而在統(tǒng)計意義上抵消了lnopen對被解釋變量的影響效果；其二，從經(jīng)濟(jì)意義上看，隨著我國對外經(jīng)濟(jì)開放水平的不斷提高，雖然有利于進(jìn)一步拓寬吸收境外先進(jìn)生產(chǎn)知識和管理經(jīng)驗的渠道，但我國融入全球經(jīng)濟(jì)程度的不斷提高也意味著必須接受美國等發(fā)達(dá)國家為主導(dǎo)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，這在一定程度上不利于我國吸收外國的前沿技術(shù)以及再創(chuàng)新能力的釋放。lnwage在模型估計中系數(shù)為負(fù)并且顯著，這意味著在勞動生產(chǎn)率沒有提高的情況下，勞動成本上升會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度構(gòu)成負(fù)面影響，其原因可能是對于地理跨度較廣、經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平差距較大的長江經(jīng)濟(jì)帶整體來說，新世紀(jì)以來勞動成本的不斷上升以及就業(yè)優(yōu)先政策的引導(dǎo)下，勞動成本消耗了一定的技術(shù)開發(fā)資源。lnstate和lnlaw在模型估計中系數(shù)顯著為正，這說明國有經(jīng)濟(jì)對推動產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和國際競爭力的提高具有顯著的作用，并且lnstate比lnlaw對被解釋變量的影響更大，這讓我們再一次看到了“國家隊”的力量，這既是我國國有經(jīng)濟(jì)改革錨定“三個有利于”方針的結(jié)果，也是國有經(jīng)濟(jì)主動承擔(dān)制造強(qiáng)國任務(wù)的結(jié)果。而法制環(huán)境的改善，提升了經(jīng)濟(jì)主體對知識產(chǎn)權(quán)的敬畏，幫助其更好地捍衛(wèi)專利權(quán)益并對其創(chuàng)新行為形成更為有效激勵，促使高技術(shù)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。

表7 人口質(zhì)量的分維度回歸結(jié)果

(二)行業(yè)異質(zhì)性分析

我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部不同行業(yè)的要素密集度特征不同，其技術(shù)發(fā)展水平和出口技術(shù)復(fù)雜度與人口質(zhì)量之間的關(guān)系可能也存在一定的差異。為此，這里采用固定效應(yīng)模型對公式(1)替換人口質(zhì)量一級指標(biāo)后做高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)(醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天制造業(yè)、計算機(jī)制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀表制造業(yè)、電子及通訊制造業(yè))異質(zhì)性檢驗，檢驗結(jié)果報告在表8中(限于篇幅，只列出醫(yī)藥制造業(yè)的回歸結(jié)果)。

對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)回歸結(jié)果顯示，人口自身發(fā)展質(zhì)量(e1)和與人口相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量(e2)對五個高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的影響均較為顯著，并且改善與人口相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量(e2)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的積極影響要大于改善人口自身發(fā)展質(zhì)量(e1)所產(chǎn)生的影響。與人口相關(guān)的資源環(huán)境發(fā)展質(zhì)量(e3)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響在分行業(yè)層面上仍然是不顯著的，甚至對航空航天制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀表制造業(yè)和電子及通訊制造業(yè)的產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響為負(fù)，這再次印證了資源環(huán)境發(fā)展?fàn)顩r對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在閾值效應(yīng)?；貧w結(jié)果還顯示，經(jīng)濟(jì)開放程度對分行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是不確定的，比如衡量外資滲入程度的變量(fdi)僅對醫(yī)藥制造業(yè)、計算機(jī)制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的正向影響，但對航空航天制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是負(fù)向的；勞動成本對大部分高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度基本上都具有負(fù)向影響；國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和法制環(huán)境的提升對電子及通訊制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的正向影響最強(qiáng)。

表8 人口質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的行業(yè)異質(zhì)性分析(醫(yī)藥制造業(yè))

(三)動態(tài)分析

為了反映技術(shù)發(fā)展的連續(xù)性，我們對公式(2)做固定效應(yīng)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計，回歸結(jié)果報告見表9。表9顯示，被解釋變量的滯后項對被解釋變量具有顯著正向影響，這印證了產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展具有連續(xù)性這一事實。但將被解釋變量的滯后項納入模型后，人口質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度在統(tǒng)計意義上不再具有顯著影響，其原因可能在于人口質(zhì)量作為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步的基本支撐條件，其作用在產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展過程中是累積釋放的，同時被解釋變量的滯后項與其他解釋變量之間存在統(tǒng)計相關(guān)性。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文構(gòu)建了人口質(zhì)量的評價指標(biāo)體系并應(yīng)用熵值法對長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市的人口質(zhì)量綜合指數(shù)做了估算，在對長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行測算后，建立面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗人口質(zhì)量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。本文得到的基本研究結(jié)論是：人口質(zhì)量的整體改善促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，尤其是改善人口自身發(fā)展質(zhì)量、與人相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展質(zhì)量對提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的意義最為突出，也就是說，中國通過改善人口質(zhì)量走內(nèi)源性技術(shù)發(fā)展道路是可以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和國際競爭力的提高的，盡管這條道路走起來可能并不容易。經(jīng)濟(jì)開放水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的拉動作用不顯著，這意味著外源性技術(shù)進(jìn)步路徑已經(jīng)十分狹窄是不爭的事實。即便在勞動人口數(shù)量持續(xù)減少的背景下，抑制勞動成本上升對于在更廣闊地域內(nèi)促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升仍然是有積極意義的。增強(qiáng)國有經(jīng)濟(jì)實力、優(yōu)化法制環(huán)境對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升總體上都存在積極影響。

當(dāng)前，我國正處于兩個一百年奮斗目標(biāo)的歷史交匯期，推動高端產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和國際競爭力的提高是引領(lǐng)實施制造強(qiáng)國戰(zhàn)略、實現(xiàn)新舊增長動能轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵。過去更多依靠勞動密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的思路在勞動力總量持續(xù)下降的背景下已不合時宜，即便生育率的變化有助于再次形成勞動無限供給的內(nèi)在條件，這種內(nèi)在條件也可能會因缺少外部環(huán)境而無的放矢，甚至成為經(jīng)濟(jì)社會整體發(fā)展的負(fù)擔(dān)。既往事實也證明，先進(jìn)技術(shù)和核心技術(shù)是買不來的，

表9 動態(tài)分析

過去實施的技術(shù)引進(jìn)鼓勵政策對我國本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力建設(shè)已顯現(xiàn)出較大的局限性[34]。中國人的飯碗要端在自己手里，中國的產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步歸根到底也只能依靠中國人自己。人為萬物之靈，作為勞動者的人是生產(chǎn)力中最活躍的因素。進(jìn)一步加大醫(yī)療衛(wèi)生、教育培訓(xùn)等領(lǐng)域的投入，不斷提高中國人的身體素質(zhì)和科學(xué)文化素質(zhì)將有利于全面改善中國的人口質(zhì)量，從而為本土技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)國際競爭力的增強(qiáng)提供更為堅實的人力基礎(chǔ)。新中國經(jīng)過70余年艱苦奮斗，中國人的身體條件、文化素養(yǎng)和精神面貌都已發(fā)生了翻天覆地的變化，隨著整體人口質(zhì)量持續(xù)改善，中國有能力實現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)。