白陽 王雅麗 王江寧

（1.國家開發(fā)銀行 北京 100033；2.中共通遼市委黨校 內(nèi)蒙古通遼 028000；3.航天時代飛鴻技術(shù)有限公司 北京 100045）

我國加入WTO后，積極參與國際分工，使我國的出口貿(mào)易得到了飛速發(fā)展，在全球價值鏈體系中扮演著越來越重要的角色。制造業(yè)的發(fā)展對國民經(jīng)濟的快速增長起到了非常大的助推作用，雖然中國制造業(yè)的發(fā)展迅速，但是許多行業(yè)的產(chǎn)品仍處于全球價值鏈體系的中低端位置。World Bank數(shù)據(jù)顯示，中國城鎮(zhèn)化率和人力資本存量總體呈顯著的上升趨勢。那么，城鎮(zhèn)化步伐的不斷加快，人力資本投資是否能助推制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，從而向全球價值鏈體系的高端邁進呢？顯然，回答這樣的問題對當(dāng)前制造業(yè)的升級及中國未來的發(fā)展具有重要意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 城鎮(zhèn)化對地區(qū)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度影響的作用機制

從理論上來說，城鎮(zhèn)化有利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，其內(nèi)在機理主要從以下兩點解釋：第一，城鎮(zhèn)化的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。城鎮(zhèn)化越高的地區(qū)，越有利于生產(chǎn)要素的集聚。一方面，城鎮(zhèn)化有利于資本要素的集聚，即有利于產(chǎn)業(yè)集聚。因為城市具有相對集中的資源，便捷的通信網(wǎng)絡(luò)及完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，資源的集中可以有效降低企業(yè)的成本。另一方面，城鎮(zhèn)化有利于勞動要素的集聚。城鎮(zhèn)化水平吸引企業(yè)聚集，勞動要素是企業(yè)實現(xiàn)規(guī)?；a(chǎn)的必要條件。因此，提供更多的就業(yè)機會，形成比較完善的勞動力市場，進而吸引勞動力向城市遷移。第二，城鎮(zhèn)化的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。城鎮(zhèn)化越高的地區(qū)，越有利于知識溢出。一方面，城鎮(zhèn)化有利于知識的積累與交換。城市通常位列地區(qū)的核心地位，聚集大量的高校和科研機構(gòu)，而高校和科研單位是知識輸出的主要來源，具有人力資本優(yōu)勢。另一方面，城鎮(zhèn)化有利于創(chuàng)新的實現(xiàn)。城鎮(zhèn)化有利于研究機構(gòu)與企業(yè)間的交流合作，研究機構(gòu)可以為創(chuàng)新提供技術(shù)支持與人才保障，企業(yè)可以為創(chuàng)新提供市場環(huán)境與知識轉(zhuǎn)變技術(shù)的條件。基于以上理論分析，本文提出：

假設(shè)1：城鎮(zhèn)化水平的提升通過“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”和“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”實現(xiàn)生產(chǎn)要素聚集與勞動力要素聚集。利潤率的提高促使企業(yè)研發(fā)投入增加，有利于技術(shù)進步，進而提高地區(qū)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

1.2 人力資本投資對地區(qū)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度影響的作用機制

人力資本是企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力，實現(xiàn)技術(shù)進步的重要途徑。人力資本的投資可以提高出口技術(shù)復(fù)雜度，其內(nèi)在機理主要表現(xiàn)在：第一，人力資本投資可以提高企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力，主要表現(xiàn)在企業(yè)可以通過引進高水平科研人員提高自身的研發(fā)能力，增加企業(yè)的技術(shù)積累。第二，人力資本投資有助于本土企業(yè)學(xué)習(xí)國際先進管理經(jīng)驗和制造技術(shù)。隨著我國參與全球價值鏈分工的不斷深入，本土企業(yè)有更多的機會學(xué)習(xí)國際先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理理念，人力資本的投資有利于本土企業(yè)將先進技術(shù)轉(zhuǎn)化為企業(yè)生產(chǎn)力，從而推動本土企業(yè)的技術(shù)進步和創(chuàng)新能力，提高產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

假設(shè)2：人力資本投資有利于提高企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)實現(xiàn)，增強新技術(shù)和先進管理理念的吸收能力，有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，從而提高地區(qū)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

1.3 城鎮(zhèn)化與人力資本的交互效應(yīng)對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的作用機制

前文分析了城鎮(zhèn)化與人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的作用機理，由于經(jīng)濟變量間并非孤立存在，在一定程度上存在相互交叉影響的可能性。城鎮(zhèn)化水平對出口技術(shù)復(fù)雜度有直接影響，同時城鎮(zhèn)化水平通過人力資本水平對出口技術(shù)復(fù)雜度有間接影響。也就是說，城鎮(zhèn)化水平越高，越有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)人力資本存量的提高，導(dǎo)致制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。同理，人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度存在直接影響，也存在類似的機制?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

假設(shè)3：城鎮(zhèn)化與人力資本的交互效應(yīng)有利于提高出口技術(shù)復(fù)雜度。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取

第一，被解釋變量。關(guān)于制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)（記為EXPY），本文沿用Hausmann等（2007）測度產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度（Export Sophistication Index）的思路。該方法以李嘉圖比較優(yōu)勢理論為基礎(chǔ)，以“產(chǎn)品對應(yīng)的收入水平越高，則出口技術(shù)復(fù)雜度越高”為假設(shè)前提。

第二，解釋變量。本文涉及核心解釋變量有兩個，分別是：（1）地區(qū)人力資本水平（記為Hu），采用受教育年限法作為人力資本水平的替代指標(biāo)，選用地區(qū)年平均受教育年限，即不同受教育程度人數(shù)的加權(quán)值(人力資本水平具體計算方法：平均受教育年限=（小學(xué)文化程度人數(shù)×6+初中文化程度人數(shù)×9+高中文化程度人數(shù)×12+大專及以上文化程度人數(shù)×19）/總?cè)藬?shù)。本文將文盲、小學(xué)文化程度勞動力的受教育年限統(tǒng)一設(shè)定為6年，初中文化程度勞動力的受教育年限設(shè)定為9年，高中文化程度勞動力的受教育程度設(shè)定為12年，大專、本科、碩士和博士文化程度勞動力的受教育年限統(tǒng)一設(shè)定為19年。這樣處理的優(yōu)點在于與統(tǒng)計年鑒的劃分方法一致，計算方便，但缺點也比較明顯，較粗糙的劃分方法使人力資本水平的計算存在一定的偏誤)。（2）地區(qū)城鎮(zhèn)化水平（記為Urban），選用人口城鎮(zhèn)化水平作為衡量地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)，即地區(qū)年末城鎮(zhèn)人口占該地區(qū)年末總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

第三，控制變量。參考現(xiàn)有關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)影響因素的文獻，并保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性和可信性，模型對外商直接投資（記為FDI）、地區(qū)研發(fā)投入（記為R&D）、地區(qū)創(chuàng)新能力（記為Innov）、地區(qū)市場化程度（記為Marke）、地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平（記為Infra）、地區(qū)人口規(guī)模（記為Popul）進行控制。

2.2 模型設(shè)定

根據(jù)前文理論分析，為驗證假設(shè)是否成立，本文提出以下回歸模型：

其中，除上文已提及的變量外，X 表示控制變量；μ表示地區(qū)固定效應(yīng)；ξ 表示擾動項。值得注意的是，直接采用城鎮(zhèn)化（Urban）與人力資本（Hu）的交互項做回歸可能出現(xiàn)多重共線性問題。為了避免此類情況的出現(xiàn)，本文采用先對變量去平均后再做乘積來構(gòu)造交互項的處理方法，在理論上既可以避免多重共線性問題，又不會對回歸結(jié)果產(chǎn)生較大影響，是比較穩(wěn)妥的處理辦法。另外，為了方便解釋，本文對以上變量做取對數(shù)處理。

2.3 數(shù)據(jù)來源

計算制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的數(shù)據(jù)來自2006—2016年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》，地區(qū)涵蓋全國30個省份（不包含西藏(西藏自治區(qū)許多行業(yè)出口額數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，導(dǎo)致計算出現(xiàn)偏差，因此本文選擇將其剔除)）制造業(yè)各行業(yè)總產(chǎn)值和出口額，本文對部分行業(yè)加以合并和剔除，以保證數(shù)據(jù)的前后一致性。另外，控制變量數(shù)據(jù)分別來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》、人口普查數(shù)據(jù)、樊綱和王小魯編寫的《中國市場化指數(shù)》及各省份統(tǒng)計年鑒。

3 實證結(jié)果

3.1 回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸采用最小二乘法（OLS）對樣本數(shù)據(jù)進行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，初步的混合最小二乘法（OLS）回歸基本能夠保城鎮(zhèn)化水平、人力資本投資對地區(qū)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的正向顯著的促進作用。為了檢驗最小二乘法（OLS）估計結(jié)果（模型2）與理論假設(shè)不一致的情況是否為真，也為了保證回歸的可靠性，本文對無法觀測的個體因素加以控制（固定效應(yīng)模型FE）。結(jié)果顯示，固定效應(yīng)模型回歸（FE）結(jié)果有效地改進了混合最小二乘法（OLS）對估計的精確性。

雖然固定效應(yīng)能夠在一定程度上保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健，但并不能解決模型潛在的內(nèi)生性問題。因此，本文加入技術(shù)復(fù)雜度（EXPY）的滯后項，構(gòu)成動態(tài)面板數(shù)據(jù)（Dynamic Panel Data）。在估計方法上，采用系統(tǒng)GMM（system-GMM）方法估計緩解可能的內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM估計結(jié)果顯示，在加入控制變量前后，城鎮(zhèn)化水平、人力資本的系數(shù)均顯著為正。實證結(jié)果表明，本文的假設(shè)通過實證檢驗（見表1）。

表1 回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

在估計方法的選擇上，穩(wěn)健性檢驗依舊采用最小二乘法回歸（OLS）、固定效應(yīng)回歸（FE）和系統(tǒng)GMM（system-GMM）三種估計方法。在指標(biāo)的選擇上，本文選用城鎮(zhèn)化水平和人力資本水平的替代變量根據(jù)不同方式組合進行回歸分析。替代變量具體的選擇方法是：（1）地區(qū)城鎮(zhèn)化水平：用土地城鎮(zhèn)化率（urban1和urban2）代替人口城鎮(zhèn)化率（urban）表示城鎮(zhèn)化水平。（2）地區(qū)人力資本水平：用國家財政性教育經(jīng)費占GDP比重（hu1）代替人均受教育年限（hu）表示地區(qū)人力資本水平。

4 政策建議

綜上所述，本文提出以下政策啟示：第一，加快推進全國各地區(qū)城鎮(zhèn)化進程，尤其是西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化進程，縮小東西部地區(qū)城鎮(zhèn)化差距。適當(dāng)加快城鎮(zhèn)化進程，縮短地區(qū)發(fā)展差異具有非常重要的意義。同時，發(fā)展城鎮(zhèn)化對我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級及全球價值鏈地位的提高具有非常大的潛力。第二，做好人力資本的投資與激勵機制，鼓勵人才向中西部地區(qū)流動，實現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。