張志新　張琳琛　劉欣

內(nèi)容提要：有效利用外資并發(fā)揮人力資本優(yōu)勢(shì)、優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是我國(guó)對(duì)外開(kāi)放格局調(diào)整面臨的重要問(wèn)題?；谖覈?guó)30個(gè)省1998-2015年的面板數(shù)據(jù)，本文利用門(mén)檻回歸模型分析外資流入與人力資本對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)外資流入在短期中有效促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，但就長(zhǎng)期而言卻會(huì)產(chǎn)生負(fù)向作用；高技術(shù)人力資本在我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)扮演重要的角色，而人力資本結(jié)構(gòu)的作用并不理想；外資流入與高技術(shù)人力資本結(jié)合對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向作用，我國(guó)人力資本結(jié)構(gòu)與外資結(jié)合適配性良好；對(duì)外開(kāi)放度門(mén)檻效應(yīng)顯著存在，外資流入流量對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的門(mén)檻較低，而外資流入存量與人力資本異質(zhì)性對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的門(mén)檻較為嚴(yán)格。所以，在利用外資以及與外資企業(yè)合作方面，我們應(yīng)均衡外資在產(chǎn)業(yè)間的均衡分配，并篩選外資類(lèi)型與地區(qū)發(fā)展的契合度，拉動(dòng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級(jí)；我國(guó)應(yīng)該充分認(rèn)清人力資本水平異質(zhì)性結(jié)構(gòu)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用，加大對(duì)人力資本的投資，提高勞動(dòng)力的技能水平，使得我國(guó)出口貿(mào)易逐步轉(zhuǎn)向依托高技術(shù)人才的創(chuàng)新發(fā)展模式，促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。

關(guān)鍵詞：外資流入；人力資本異質(zhì)性；出口結(jié)構(gòu)；動(dòng)態(tài)面板；門(mén)檻回歸

中圖分類(lèi)號(hào)：F752 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2017）08-0055-09

收稿日期：2017-05-04

作者簡(jiǎn)介：張志新（1973-），男，湖北黃岡人，山東理工大學(xué)商學(xué)院教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：區(qū)域與國(guó)別經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理；張琳?。?993-），男，山東威海人，山東理工大學(xué)商學(xué)院研究生，研究方向：區(qū)域與國(guó)別經(jīng)濟(jì)；劉欣（1993-），女，山東菏澤人，山東理工大學(xué)商學(xué)院研究生，研究方向：區(qū)域與國(guó)別經(jīng)濟(jì)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金一般項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：17BJY107；山東省社科基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：15CJJJ23；山東理工大學(xué)青年教師發(fā)展支持計(jì)劃經(jīng)費(fèi)資助。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模呈持續(xù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口交貨值占我國(guó)出口貿(mào)易的比例由1998年的134%增加到2015年的361%；同時(shí)，隨著我國(guó)勞動(dòng)力成本的不斷提高，低技術(shù)含量的制成品出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)逐漸降低，如果不及時(shí)改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)必將影響我國(guó)出口貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力。此外，大量的外資流入不僅彌補(bǔ)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的資金缺口，而且對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展起到了重要的推動(dòng)作用?；凇巴赓Y流入與人力資本在一定程度上對(duì)我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響”的觀點(diǎn)，本文通過(guò)建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，利用系統(tǒng)GMM估計(jì)檢驗(yàn)分析外資流入、人力資本以及二者適配情形下對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，并利用門(mén)檻回歸模型分析對(duì)外開(kāi)放度存在差異的不同區(qū)域門(mén)檻特征。

一、動(dòng)態(tài)面板模型分析

最初分析外資流入與出口貿(mào)易的關(guān)系主要集中于外資流入對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模的宏觀研究，部分學(xué)者認(rèn)為外資流入顯著促進(jìn)了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，另一部分學(xué)者認(rèn)為外資流入對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響是有限的，外資流入對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展是一把雙刃劍：一方面有效提高我國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展，以及提升我國(guó)出口產(chǎn)品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)；另一方面，外資企業(yè)均是以加工貿(mào)易的出口方式，存在相當(dāng)一部分的低技術(shù)、低效率的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，而外資企業(yè)憑借技術(shù)壟斷優(yōu)勢(shì)，使得技術(shù)溢出效應(yīng)較低，并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性提升我國(guó)出口競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，反而會(huì)對(duì)我國(guó)利用外資發(fā)展出口貿(mào)易產(chǎn)生不利影響（陳守東和張鳳元，2012）。

人力資本是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵要素，我國(guó)不同區(qū)域間內(nèi)的人力資本不僅在數(shù)量上存在差異，在技能水平、教育程度和社會(huì)地位等質(zhì)量和結(jié)構(gòu)上也存在較大的差異（王領(lǐng)和王珊，2015）。許多國(guó)際貿(mào)易研究者（Feenstra & Hanson， 1996；Antras， Garicano &Rossi - Hansberg，2006等）發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同，最本質(zhì)的原因是人力資本異質(zhì)性存在較大的差異，正是這種基于勞動(dòng)力類(lèi)型以及成本差異的存在，使得發(fā)展中國(guó)家成為勞動(dòng)密集型產(chǎn)品或服務(wù)的供給者，而發(fā)達(dá)國(guó)成為資本和知識(shí)密集型產(chǎn)品或服務(wù)的供給者。由此可以看出不同層次、類(lèi)型的人力資本對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響十分重要，其在與外資的結(jié)合中對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響也會(huì)存在差異。

（一）模型的設(shè)定和樣本說(shuō)明

根據(jù)1998年至2015年我國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)建立如下模型：

exsi，t=αi+exsi，t-1+fdii，t+hci，t+cvi，t+μi+εi，t（1）

1.被解釋變量exsi，t——省份i在t年高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易交貨值占省份i在t年出口總額的比例，以此代表我國(guó)各個(gè)省份的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

2.解釋變量fdii，t——省份i在t年的外資流入規(guī)模。外商投資主要集中于我國(guó)資本和技術(shù)密集型行業(yè)，其發(fā)展前景良好、技術(shù)含量較高，通過(guò)合理利用外資既有效彌補(bǔ)我國(guó)資金供給不足局面，又可以引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，從而優(yōu)化社會(huì)資源配置和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。本文分別利用各省份實(shí)際利用外資額fdif和外商企業(yè)投資總額fdis衡量地區(qū)利用外資流入的短期和長(zhǎng)期影響，作為該模型的核心解釋變量。

3.解釋變量hci，t——省份i在t年的人力資本的相關(guān)變量。本文人力資本的指標(biāo)設(shè)定為低技術(shù)人力資本存量、高技術(shù)人力資本存量以及人力資本異質(zhì)性三個(gè)變量。從現(xiàn)有的測(cè)量方法來(lái)看（陳釗等，2004；彭國(guó)華，2007），人力資本大多與教育因素相掛鉤，勞動(dòng)者所接受的教育年限與其供給的人力資本是正比例關(guān)系。因此，本文采用教育年限法來(lái)測(cè)量不同地區(qū)的人力資本，并將勞動(dòng)力分為低技術(shù)水平勞動(dòng)力和高技術(shù)水平勞動(dòng)力，將高中以下（不包括高中）視為低技術(shù)勞動(dòng)力，將高中教育及以上的勞動(dòng)力視為高技術(shù)水平勞動(dòng)力。由于制造業(yè)是我國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展的主要產(chǎn)業(yè)，本文選用制造業(yè)就業(yè)人員進(jìn)行人力資本存量測(cè)算，制造業(yè)就業(yè)人員低、高技術(shù)水平勞動(dòng)力的人力資本存量計(jì)算公式為：

low=illiterate*2+primary*6+junior middle*9（2）

high=senior high*12+ college*16（3）

公式（2）表示低技術(shù)水平勞動(dòng)力的人力資本存量，illiterate、primary、juniormiddle分別表示制造業(yè)就業(yè)人員中文盲和半文盲、小學(xué)、初中教育就業(yè)人數(shù)，其受教育年限權(quán)數(shù)分別設(shè)定為2年、6年和9年。公式（3）表示高技術(shù)水平勞動(dòng)力的人力資本，seniorhigh表示制造業(yè)就業(yè)人員高中教育就業(yè)人數(shù)，受教育年限權(quán)數(shù)設(shè)定為12，college表示制造業(yè)就業(yè)人員大專(zhuān)及以上教育（包括大專(zhuān)、本科、碩士、博士）就業(yè)人數(shù)，受教育年限統(tǒng)一設(shè)定為16。

lh=high/low（4）

公式（4）表示人力資本異質(zhì)性，為高、低技術(shù)人力資本存量之比，直接用比值的形式來(lái)表示異質(zhì)性的程度大小。當(dāng)01時(shí)，表示低技術(shù)人力資本存量占主導(dǎo)地位；當(dāng)lh=1時(shí)，表示高、低技術(shù)人力資本存量相當(dāng)；當(dāng)lh>1時(shí)，表示高技術(shù)人力資本存量占主導(dǎo)地位。

4.cvi，t——模型設(shè)定的控制變量，包括地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率gdp、技術(shù)創(chuàng)新能力pat、金融發(fā)展規(guī)模fin、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is這三個(gè)變量，用各省市自治區(qū)實(shí)際GDP的年增長(zhǎng)率表示，并用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)折算成 1998年的不變價(jià)格；選用各個(gè)省份每年獲得的國(guó)內(nèi)專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新能力；各省份金融機(jī)構(gòu)貸款總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量金融發(fā)展規(guī)模；各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。μi為個(gè)體效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，本文引入交叉項(xiàng)fdis*low、fdis*high、fdis*lh，分別表示各地區(qū)利用外資規(guī)模與低技術(shù)人力資本、高技術(shù)人力資本、人力資本異質(zhì)性結(jié)合的交叉影響。在長(zhǎng)久發(fā)展中，人力資本與外商企業(yè)投資總額結(jié)合的更充分，因此選用人力資本與外商企業(yè)投資總額的交叉項(xiàng)?？疾煸谂c人力資本結(jié)合下，外資流入對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響力度和方向，模型如下：

exsi，t=αi+exsi，t-1+fdii，t+hci，t+cvi，t+fdii，t*hci，t+μi+εi，t（5）

為了對(duì)各個(gè)變量的彈性大小進(jìn)行有效分析，在一定程度上降低異方差對(duì)回歸造成的有偏影響，本文對(duì)數(shù)值較大變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理（pat、fdif、fdis、low、high）。由于金融規(guī)模發(fā)展對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響具有時(shí)滯性特點(diǎn)，在此對(duì)金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)進(jìn)行滯后一期處理，其他數(shù)據(jù)均為當(dāng)期數(shù)據(jù)。采取面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1998-2015年，選取了我國(guó)30個(gè)省、直轄市和自治區(qū)?？紤]到面板數(shù)據(jù)的可得性以及政治和經(jīng)濟(jì)制度等因素，樣本中不含有西藏、香港、澳門(mén)和臺(tái)灣四個(gè)地區(qū)。本文選用的所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料60年匯編》《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》，利用各期相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算所得。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1顯示的是我國(guó)全國(guó)范圍內(nèi)省、直轄市和自治區(qū)相關(guān)實(shí)證變量的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看出我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、外資流入規(guī)模以及人力資本在不同地區(qū)間差異較大。其中，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)平均數(shù)值為01549，最大值為2015年的河南地區(qū)，其當(dāng)年高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值為47343億美元，而當(dāng)年的出口貿(mào)易額為43061億美元。我國(guó)實(shí)際利用外資額（流量）和外商企業(yè)投資總額最大的地區(qū)是江蘇地區(qū)，而利用外資規(guī)模最小的為青海地區(qū)。在人力資本方面，我國(guó)制造業(yè)平均人力資本異質(zhì)性為06778，低技術(shù)人力資本存量占很大比重，人力資本異質(zhì)性最高的為北京地區(qū)，最低的地區(qū)為云南地區(qū)。

表2是按照教育年限法估算的各省1998-2015間的平均低、高人力資本存量和異質(zhì)性大小，該值的大小不僅與不同教育階段的比例相關(guān)，也與各個(gè)地區(qū)的從事制造業(yè)就業(yè)人數(shù)相關(guān)。從表2可以看出我國(guó)平均低技術(shù)人力資本存量最高的是廣東地區(qū)，山東和江蘇緊隨其后；高技術(shù)人力資本存量最高仍為廣東地區(qū)，可見(jiàn)在綜合人力資本大小，廣東地區(qū)排名第一，但就人力資本異質(zhì)性來(lái)說(shuō)，廣東人力資本異質(zhì)性?xún)H為065，位于我國(guó)中上游水平。人力資本異質(zhì)性最大的是北京和上海地區(qū)，分別達(dá)到294和196，安徽、廣西、貴州、云南地區(qū)人力資本異質(zhì)性最低。

由于出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)值既與高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值相關(guān)，也與出口貿(mào)易基數(shù)有很大關(guān)系，我國(guó)大部分地區(qū)的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)近年來(lái)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)，尤其是山西、河南、湖南、重慶、四川地區(qū)。近年來(lái)，這五個(gè)地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口比重增加速度較快，其中重慶和四川地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值較大。從表2中可以看出，四川和重慶的人力資本優(yōu)勢(shì)并不明顯，但是其貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)值卻較大，該類(lèi)型地區(qū)自身出口貿(mào)易額基數(shù)較小，同時(shí)依靠其勞動(dòng)力成本以及地區(qū)優(yōu)勢(shì)，吸引了大批出口導(dǎo)向性高技術(shù)產(chǎn)業(yè)加入，從而提升了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。廣東、上海、江蘇等地區(qū)雖然高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值較高，但受制于出口貿(mào)易額基數(shù)較大，雖然出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)穩(wěn)步升級(jí)，但增長(zhǎng)速度相對(duì)較慢。

（三）系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果分析

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型在解釋變量中引入了被解釋變量的滯后項(xiàng)會(huì)引發(fā)內(nèi)生性問(wèn)題，傳統(tǒng)估計(jì)方法（如最小二乘法、工具變量法和極大似然估計(jì)等）需要參數(shù)估計(jì)量滿(mǎn)足特定的假設(shè)時(shí)才能保證結(jié)果可靠。為了避免變量之間因內(nèi)生性問(wèn)題而導(dǎo)致有偏參數(shù)估計(jì)，本文選用動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)（GMM）方法對(duì)模型進(jìn)行回歸估計(jì)。廣義矩估計(jì)在估計(jì)面板數(shù)據(jù)模型時(shí)對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布信息要求低，允許存在序列相關(guān)和異方差，對(duì)存在單位根的情況下依然有效，可以通過(guò)工具變量的方法解決自變量和因變量的內(nèi)生性問(wèn)題。廣義矩估計(jì)方法包括差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種形式，差分GMM容易出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題，以及無(wú)法對(duì)不隨時(shí)間變化的變量系數(shù)進(jìn)行有效估計(jì)等問(wèn)題，本文選用系統(tǒng)性GMM估計(jì)方法。

表3是我國(guó)低、高技術(shù)人力資本存量對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的回歸結(jié)果，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的一階滯后項(xiàng)exs（-1）系數(shù)顯著為正，說(shuō)明我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展具有慣性作用；我國(guó)實(shí)際利用外資額fdif的系數(shù)顯著為正，而外商企業(yè)投資總額fdis系數(shù)顯著為負(fù)，可以看出短期的外資流入會(huì)顯著促進(jìn)全國(guó)范圍內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)品出口占出口額的比重，而在長(zhǎng)期中，隨著外資流入的增加并未帶來(lái)正向作用，反而抑制了我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的發(fā)展。外資流入的產(chǎn)業(yè)大多以加工制造業(yè)為主，短期中會(huì)帶動(dòng)地區(qū)資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但在長(zhǎng)期中，外資流入產(chǎn)業(yè)擠占地區(qū)資源，并存在技術(shù)壟斷行為，并不利于本土地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的發(fā)展，從而抑制了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。低技術(shù)人力資本存量low的系數(shù)顯著為負(fù)，而高技術(shù)人力資本存量high的系數(shù)估計(jì)顯著為正，可見(jiàn)各地區(qū)低技術(shù)人力資本存量的增長(zhǎng)，會(huì)抑制高技術(shù)產(chǎn)品占出口貿(mào)易比重。隨著我國(guó)高技術(shù)人力資本存量的增加，地區(qū)自主創(chuàng)新能力和新技術(shù)吸收能力的提升，不斷改善地區(qū)由勞動(dòng)密集為主的產(chǎn)業(yè)向資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)過(guò)渡，不斷促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。外資流入與我國(guó)低技術(shù)人力資本存量的交叉項(xiàng)fdis*low的估計(jì)系數(shù)在模型（4）顯著為負(fù)，在模型（5）中并不顯著，而與高技術(shù)人力資本存量的交叉項(xiàng)fdis*high卻均顯著為正，可以看出高技術(shù)人力資本存量在我國(guó)人力資本存量在與外資的契合中發(fā)揮重要的作用，通過(guò)學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，吸收FDI技術(shù)溢出，其交叉影響顯著促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，而低技術(shù)人力資本水存量與外資結(jié)合作用并不理想，反而抑制了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

表4是我國(guó)人力資本異質(zhì)性對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的回歸分析。實(shí)際利用外資fdif與外商企業(yè)投資總額fdis的系數(shù)分別顯著為正、負(fù)，與表3中結(jié)果相同，說(shuō)明該結(jié)果穩(wěn)定可靠。人力資本異質(zhì)性lh的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)高技術(shù)人力資本相對(duì)于低技術(shù)人力資本存量比值抑制了我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，人力資本異質(zhì)性與外資流入結(jié)合的交叉項(xiàng)fdis*lh的系數(shù)顯著為正，可見(jiàn)我國(guó)的人力資本結(jié)構(gòu)在與外資的匹配程度下，對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口份額產(chǎn)生積極影響，促進(jìn)了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化，在與low、high、fdis*low、fdis*high的系數(shù)進(jìn)行對(duì)比，高技術(shù)人力資本會(huì)顯著促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。就目前而言，我國(guó)人力資本異質(zhì)性深化程度不足，高技術(shù)人力資本相對(duì)于低技術(shù)人力資本存量仍較低，并未有效促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。外資利用了我國(guó)勞動(dòng)力成本較低、擁有一定存量熟練勞動(dòng)力的優(yōu)勢(shì)，有效促進(jìn)了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。

在控制變量中，地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率gdp的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)范圍內(nèi)gdp與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展并不協(xié)調(diào)，隨著gdp的增長(zhǎng)，我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)并沒(méi)有有效改善，反而出現(xiàn)惡化現(xiàn)象，這也與我國(guó)依靠低成本、低技術(shù)的加工制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式相關(guān)?？萍紕?chuàng)新能力pat的系數(shù)顯著為正，隨著科技創(chuàng)新能力的提高，能夠顯著促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。金融發(fā)展規(guī)模fin（-1）的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)金融機(jī)構(gòu)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重的增長(zhǎng)對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向作用，從中也可以看出我國(guó)金融發(fā)展規(guī)模的發(fā)展與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展也存在不協(xié)調(diào)現(xiàn)象。我國(guó)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)is的對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)exs的影響并不顯著，二者間影響相關(guān)性較差。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保系統(tǒng)GMM實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文利用外資流入、人力資本對(duì)出口貿(mào)易的系統(tǒng)GMM動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果，進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過(guò)采用固定效應(yīng)模型面板數(shù)據(jù)估計(jì)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。根據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)整體結(jié)果可以看出采用固定效應(yīng)模型得出研究變量fdif、fdis、low、high、lh的系數(shù)符號(hào)與表3、表4中并不存在明顯差異，并且估計(jì)系數(shù)值大小相似，這說(shuō)明實(shí)證分析結(jié)果穩(wěn)健性較高，得出的結(jié)果穩(wěn)健可靠。

二、面板門(mén)檻模型分析

我國(guó)各地區(qū)間對(duì)外開(kāi)放程度存在較大的不平衡性，可能影響分析外資流入、人力資本對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。本文通過(guò)建立門(mén)檻回歸模型進(jìn)一步考察在不同對(duì)外開(kāi)放度水平下，外資流入與人力資本對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。

（一）門(mén)檻模型設(shè)定

本文采用Hanson（1990）門(mén)檻回歸模型，將對(duì)外開(kāi)放度納入模型之中，通過(guò)數(shù)據(jù)自身特點(diǎn)識(shí)別區(qū)間效應(yīng)。以單一門(mén)檻為例構(gòu)建模型：

其中evi，t為進(jìn)行門(mén)檻分析的實(shí)驗(yàn)變量，包括實(shí)際利用外資fdif、外商企業(yè)投資總額fdis、人力資本異質(zhì)性lh。新加入的變量Mi，t為門(mén)檻變量，γ為特定的門(mén)檻值。β1和β2分別為門(mén)檻變量Mi，tγ與Mi，t>γ時(shí)實(shí)驗(yàn)變量evi，t對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)。I（·）為一指標(biāo)函數(shù)。當(dāng)括號(hào)中Mi，tγ的條件滿(mǎn)足時(shí)，I=1，否則，I=0。雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻回歸模型可在單一門(mén)檻模型的基礎(chǔ)上擴(kuò)展，本文不再贅述。

門(mén)檻回歸分析是基于最小二乘法對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)，并提出漸進(jìn)分布理論以構(gòu)建待估參數(shù)的置信區(qū)間。在模型（6）中，γ的殘差平方和為S（γ）=（γ）′（γ）。根據(jù)Chan（1933），回歸中給定的γ越接近真實(shí)門(mén)檻水平，則回歸模型的殘差平方和越小。因此，通過(guò)連續(xù)給出模型候選門(mén)檻γ，觀察模型殘差的變化，最小化S（γ）來(lái)估計(jì)γ值，即=argminS（γ），而后進(jìn)一步估算其他參數(shù)值。在得到參數(shù)值后，還需要進(jìn)行兩個(gè)步驟的檢驗(yàn)：

第一，檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性。該檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：β1=β2，對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為H1：β1≠β2，如果接受H0，則表明該模型不存在門(mén)檻特征。該檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：

F=[SX（]S0-S1（）[][AKσ^]2[SX）] 2=[SX（]1[]T[SX）]（γ）′（γ）=S（γ）

其中，S0為原假設(shè)H0下得到的殘差平方和。在原假設(shè)H0的條件下，門(mén)限值γ是無(wú)法識(shí)別，因此F統(tǒng)計(jì)量為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。本文采用Hansen（1999）的自抽樣法（Bootstrap）來(lái)獲F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，繼而構(gòu)造其p值。

第二，檢驗(yàn)門(mén)檻的估計(jì)值是否等于真實(shí)值。該檢驗(yàn)原假設(shè)為H0：γ1=γ2，Hansen（1999）提出極大似然估計(jì)量檢驗(yàn)門(mén)檻值，對(duì)應(yīng)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

LR（γ）=[SX（]S（γ）-S（）[]2[SX）]

此處的LR（γ）亦為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，當(dāng)LR（γ）-2Ln（1-（1-α）1/2）時(shí)，拒絕原假設(shè)（α為顯著性水平）。以上是針對(duì)存在一個(gè)門(mén)檻值的檢驗(yàn)，如果存在雙重門(mén)檻和多重門(mén)檻，可在一個(gè)門(mén)檻值的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展。

（二）門(mén)檻變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選用的門(mén)檻變量為各個(gè)地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放度，有關(guān)對(duì)外開(kāi)放度的界定大致分為三類(lèi)，分別從貿(mào)易開(kāi)放度、金融開(kāi)放度以及綜合對(duì)外開(kāi)放度范圍（周茂榮等，2009），本文選用貿(mào)易開(kāi)放度，而貿(mào)易依存度是貿(mào)易開(kāi)放度最常用的指標(biāo)，公式為（進(jìn)出口總額）/GDP，由于數(shù)據(jù)可得性以及不同地區(qū)的可比性較強(qiáng)，可有效衡量各個(gè)地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度。該數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，表6為我國(guó)各地區(qū)1998-2015平均對(duì)外開(kāi)放度。

（三）門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在面板門(mén)檻模型估計(jì)前對(duì)門(mén)檻效應(yīng)存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，表7給出的是檢驗(yàn)門(mén)檻值的F統(tǒng)計(jì)量和采用“自抽樣”方法推斷的F臨界值。本文依次在不存在門(mén)檻、一個(gè)門(mén)檻、兩個(gè)門(mén)檻和三個(gè)門(mén)檻的設(shè)定下對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表7所示，實(shí)驗(yàn)變量fdif、fdis、lh均顯著存在門(mén)檻效應(yīng)，分別為單一門(mén)檻、三重門(mén)檻和二重門(mén)檻。其門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果及置信區(qū)間如表8所示，確定了門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性。

（四）門(mén)檻回歸效果分析

表9是面板門(mén)檻模型的估計(jì)結(jié)果，門(mén)檻模型（1）-（3）中，exs（-1）與控制變量gdp、pat、fin（-1）、is的系數(shù)符號(hào)與前面的動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果具有一致性，估計(jì)系數(shù)也差異較小，進(jìn)一步證明了動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

根據(jù)門(mén)檻模型（1）結(jié)果來(lái)看，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度跨越門(mén)檻值后，貿(mào)易結(jié)構(gòu)exs對(duì)實(shí)際利用外資fdif變化的反應(yīng)彈性系數(shù)顯著為0028，當(dāng)?shù)貐^(qū)的對(duì)外開(kāi)放度低于水平時(shí)，其彈性系數(shù)并不顯著，對(duì)外開(kāi)放度0057的對(duì)外開(kāi)放度是一個(gè)很低的門(mén)檻，540個(gè)樣本數(shù)據(jù)中有404個(gè)樣本位于該門(mén)檻之內(nèi)，對(duì)外開(kāi)放度最低的青海、貴州、河南等部分地區(qū)在某些年份沒(méi)有達(dá)到該門(mén)檻水平。其他地區(qū)在大多數(shù)年間均在這一水平之上，可以看出，實(shí)際利用外資對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善在絕大多數(shù)地區(qū)均存在顯著的正向效應(yīng)。

根據(jù)門(mén)檻模型（2）結(jié)果來(lái)看，外商企業(yè)投資總額fdis在對(duì)外開(kāi)放度在0106-0110以及0110-0761時(shí)，才對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著的影響，其貿(mào)易結(jié)構(gòu)的響應(yīng)彈性系數(shù)分別為0023和0014，可見(jiàn)隨著對(duì)外開(kāi)放度的提高，外資存量的影響效果呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)，顯著性也在降低；當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度位于該區(qū)間外時(shí)，貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)外資存量的彈性系數(shù)并不顯著。顯著影響區(qū)間0106-0761的對(duì)外開(kāi)放度門(mén)檻較高，540個(gè)樣本數(shù)據(jù)中有263個(gè)數(shù)據(jù)樣本位于正向影響門(mén)檻區(qū)間內(nèi)，其中包括對(duì)外開(kāi)放度較高的北京、天津、廣東、上海、江蘇、天津等地區(qū)的絕大部分年間，也包括對(duì)外開(kāi)放度較低的青海、貴州、河南等地區(qū)。正向影響門(mén)檻不僅較高，在區(qū)間0110-0761中，其影響系數(shù)和顯著性均較低，外資存量對(duì)我國(guó)地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的力度較小，而其與動(dòng)態(tài)面板模型中的顯著負(fù)向影響以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)中系數(shù)不顯著進(jìn)行對(duì)比，一方面可以證實(shí)其產(chǎn)生正向作用的門(mén)檻嚴(yán)格；另一方面，在其沒(méi)有對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響的前提下，很有可能在許多地區(qū)的會(huì)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。

根據(jù)門(mén)檻模型（3）結(jié)果來(lái)看，人力資本異質(zhì)性lh在對(duì)外開(kāi)放度小于門(mén)檻值0057時(shí)，對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，540個(gè)樣本數(shù)據(jù)中有46個(gè)樣本位于該區(qū)間內(nèi)；當(dāng)門(mén)檻值在0057-0374之間時(shí)，其彈性系數(shù)為0050且顯著，540個(gè)樣本數(shù)據(jù)中有368個(gè)樣本位于該門(mén)檻區(qū)間內(nèi)；當(dāng)門(mén)檻值大于0374時(shí)，彈性系數(shù)并不顯著。所以，在一定的對(duì)外開(kāi)放度內(nèi)，人力資本異質(zhì)性會(huì)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，而在對(duì)外開(kāi)放度較低的地區(qū)，人力資本異質(zhì)性的對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的產(chǎn)生負(fù)向影響，而隨著對(duì)外開(kāi)放度程度加深，其影響效應(yīng)有變?yōu)檎虻内厔?shì)；對(duì)外開(kāi)放度發(fā)展較高的地區(qū)會(huì)受制于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素?fù)頂D等因素限制，其對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。

三、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

基于相關(guān)外資流入、人力資本對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易影響的研究，本文利用1998年至2015年我國(guó)30個(gè)省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型系統(tǒng)GMM估計(jì)，研究結(jié)論表明：（1）在利用外資方面，外資流入在短期中有效促進(jìn)我國(guó)外貿(mào)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而在長(zhǎng)期中顯著抑制了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化；（2）在人力資本方面，低技術(shù)人力資本存量抑制了我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品所占出口貿(mào)易份額，而高技術(shù)人力資本存量顯著促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，可以看出，高技術(shù)水平勞動(dòng)力的發(fā)展在優(yōu)化我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展的重要作用，但就目前而言我國(guó)人力資本異質(zhì)并未有效改善我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；（3）在外資與人力資本結(jié)合影響方面，我國(guó)高技術(shù)人力資本存量與外資的交叉影響顯著促進(jìn)我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，而低技術(shù)人力資本存量與外資的結(jié)合成負(fù)向影響，可見(jiàn)我國(guó)勞動(dòng)力與外資的適配時(shí)，高技術(shù)水平勞動(dòng)力與外資的結(jié)合性發(fā)揮積極的作用，而低技術(shù)水平勞動(dòng)力與外資的結(jié)合并不協(xié)調(diào)，目前我國(guó)人力資本異質(zhì)性與外資結(jié)合對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著正向作用。

本文利用面板門(mén)檻模型檢驗(yàn)基于地區(qū)貿(mào)易開(kāi)放度差異下的外資流入、人力資本異質(zhì)性對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的門(mén)檻水平，研究結(jié)果顯示：（1）對(duì)外開(kāi)放度的門(mén)檻效應(yīng)顯著存在；（2）在短期中，外資流入在對(duì)外開(kāi)放度門(mén)檻區(qū)間大于0057時(shí)，顯著促進(jìn)我地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，我國(guó)絕大多數(shù)地區(qū)位于該區(qū)間內(nèi)。而在長(zhǎng)期中，外資流入在對(duì)外開(kāi)放度位于為0106-0761的較少部分地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，影響程度較小且顯著性較低，位于該區(qū)間之外的地區(qū)外商投資會(huì)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響并不顯著；（3）人力資本異質(zhì)性在門(mén)檻區(qū)間0057-0374中的部分地區(qū)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向影響，門(mén)檻準(zhǔn)入較為嚴(yán)格，而在對(duì)外開(kāi)放度低于該門(mén)檻區(qū)間內(nèi)的地區(qū)，影響系數(shù)為負(fù)，在對(duì)外開(kāi)放度高于門(mén)檻區(qū)間內(nèi)的影響并不顯著。

（二）啟示

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型階段，勞動(dòng)力總體技能水平仍然較低，雖然依靠勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)以及吸引外資流入，極大促進(jìn)了我國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展，但盲目擴(kuò)大出口規(guī)模的發(fā)展模式并不是長(zhǎng)久之策。在利用外資以及與外資企業(yè)合作方面，我們應(yīng)均衡外資在產(chǎn)業(yè)間的均衡分配，并篩選外資類(lèi)型與地區(qū)發(fā)展的契合度，增加高技能水平勞動(dòng)力的輸入力度，為“技術(shù)外溢型”外資以及外資企業(yè)創(chuàng)造有利條件，學(xué)習(xí)先進(jìn)的生產(chǎn)、管理技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)不斷的學(xué)習(xí)交流和人力資本的累積，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，尤其是制造業(yè)，拉動(dòng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級(jí)，優(yōu)化我國(guó)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

人力資本作為國(guó)家和地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)能力的重要指標(biāo)，在促進(jìn)我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化發(fā)揮重要的作用。在對(duì)外經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，應(yīng)該存在合理的人力資本投資規(guī)模，從而無(wú)論是在人力資本存量上還是層級(jí)、類(lèi)型上形成最優(yōu)人力資本配置，從而越有利于外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的升級(jí)。為此我們應(yīng)該充分認(rèn)清人力資本水平異質(zhì)性結(jié)構(gòu)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用，犧牲短期利益，追求長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。加大對(duì)人力資本的投資，通過(guò)加大財(cái)政對(duì)教育、職業(yè)培訓(xùn)等支持力度，提高勞動(dòng)力的技能水平，減少對(duì)“人口紅利”的過(guò)度依賴(lài)，提高我國(guó)高技術(shù)人力資本水平，加深人力資本異質(zhì)性發(fā)展，使得中國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展擺脫低成本優(yōu)勢(shì)，逐步轉(zhuǎn)向依托高技術(shù)人才的創(chuàng)新發(fā)展模式，充分發(fā)揮我國(guó)人才優(yōu)勢(shì)在激烈的國(guó)際貿(mào)易中的地位，促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)。

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An Analysis of Foreign Capital Inflows， Human Capital and China′s Export

Trade Structure

ZHANG Zhi-xin， ZHANG Lin-chen， LIU Xin

（School of Business，Shandong University of Technology，Zibo 255000，China）

Abstract：Making use of foreign capital effectively， playing advantage of human capital and optimizing export trade structure are important problems in the adjustment of China′s opening-up pattern. Based on the panel data of 30 provinces in China from 1998 to 2015， this paper analyzes the influence of foreign capital inflows and human capital on China′s export trade structure by using the threshold regression model. Research finds that foreign capital inflows will effectively promote the upgrading of China′s export trade structure in the short term， but in the long run it will have a negative effect； high-tech human capital plays an important role in the upgrading of China′s export trade structure， but the role of human capital structure is not ideal； the combination of foreign capital inflows and high-tech human capital has a positive effect on the export trade structure， and thus has a good suitability； the threshold effect of openness is significant， the foreign capital inflows is more liable to produce a positive effect on export trade structure while it is less easily affected by foreign capital inflows and human capital heterogeneity. Therefore， in terms of foreign capital use and cooperation with foreign-funded enterprises， we should balance the foreign capital distribution in industries， and screen out the degree of fit between foreign capital type and regional development to push the upgrading of labor-intensive industries to capital-intensive industries. China should fully recognize the key role of heterogeneous structure of human capital in trade structure and increase the investment in human capital to improve the skill level of labor force， making China′s export trade shift to the innovative development model relying on high-tech personnel to promote the upgrading of trade structure.

Key words：foreign capital inflows； human capital heterogeneity； export structure； dynamic panel； threshold regression

（責(zé)任編輯：厲新）