制造业出口高质量升级的内源动力：人力资本的结构演进视角

程 锐，马莉莉

(1.西安财经大学 经济学院，陕西 西安 710100；2.西北大学 经济管理学院，陕西 西安 710127)

一、 引 言

历经40年改革开放，中国采取遵循比较优势发展战略，形成出口导向型发展模式[1]，迅速走上农业国工业化的发展道路，并在全球产业分工中确定“世界工厂”的地位。中国已于2009年成为世界第一大贸易出口国，出口总额由1978年的167.6亿元上升到2019年的17.23万亿元，中国出口占世界出口比重由1980年的0.9%上升到2018年的12.76%。(1)1978年、1980年、2018年的数据来源于《中国贸易外经统计年鉴》，2019年的数据来源于《中华人民共和国2019年国民经济和社会发展统计公报》。庞大的贸易体量为中国迅速成为世界第二大经济体和实现由低收入经济体向中上等收入经济体过渡作出重要贡献。然而，2018年发生的“中兴”事件和中美贸易摩擦却预示着，中国并没有从庞大的贸易体量中获得强大的国际竞争力和较高的价值链地位，中国制造业出口仍然处于“大而不强”的尴尬境地[2]。近年来国际环境复杂多变，发挥内部创新要素优势、挖掘内源动力，实现制造业出口高质量升级，(2)本文认为制造业出口高质量升级根源在于技术进步推动的制造业出口升级。技术进步引导资源在不同产业间重新配置，实现资源由低附加值向高附加值、由低生产率向高生产率产业转移。制造业出口技术复杂度的高低能够有效地反映出制造业出口升级程度。因此，本文利用制造业出口技术复杂度表征制造业出口高质量升级。由贸易大国转向贸易强国，是《中国制造2025》的核心要义，也是新时代高质量发展的重大公关难题。

新经济增长理论指出，人力资本是经济持续增长的根本动力，具有高人力资本的经济体，创新能力强，全要素生产率提升迅速，结构转型升级快[3-4]。快速推进人力资本的提升，可以实现产业结构转型升级，增强产业竞争力[5]。作为一个后起的发展中国家，为了实现产业结构转型升级、摆脱贫困、促进经济快速发展，中国十分注重对人力资本的培育，促进各类教育事业发展，尤其是为了培育大量高级人力资本，中国政府于1999年实行了高校扩招政策，极大地提高了高级人力资本的比重。数据显示，目前中国拥有51.2万所学校，1578万名教师，2.65亿在校学生，各级各类教育规模均居世界首位。(3)数据来源于中华人民共和国中央人民政府官网，《努力让十三亿人民享有更好更公平的教育——党的十八大以来中国教育改革发展取得显著成就》。http://www.gov.cn/xinwen/2017-10/17/content_5232238.htm中国教育事业迅速发展，培育大量高级人力资本，为经济结构转型作出重要贡献。但是，如此规模的教育体系培育了大批高级人力资本，却为何未能带来中国制造业的强大国际竞争力，也未能改变中国制造的“低端锁定”和“大而不强”的基本局面。面临理论与现实的背离，部分文献实证指出，教育形成的人力资本对经济增长并无显著正影响[7]，继而Pritcheet(2001)[8]问到“教育都去哪儿？”(Where has all the education gone?)。面临中国的基本现实，不禁要问“中国人力资本都去哪儿了？”。因此，有必要探寻符合发展中国家转型升级过程中的人力资本理论，以更好的弥合现实进而指导实践。基于此，本文将从两个方面进行考察：第一，探析人力资本的结构性问题和动态演进特性对制造业出口高质量升级的影响，即考察什么样的人力资本可以更好地实现制造业出口高质量升级；第二，探析人力资本的结构演进对制造业出口高质量升级的非线性门槛效应，以考察人力资本的结构演进的适应环境，即人力资本的结构演进在什么样的条件下更有利于制造业出口高质量升级。

新结构经济学指出，不同经济发展阶段上的产业特性、风险特性不同，对人力资本需求就不同。人力资本投资需要与不同经济发展阶段的产业特性、风险特性相匹配。在不同的经济发展阶段，不同层次的人力资本对产业升级的作用不同。人力资本的结构特性需要与经济发展阶段特性相匹配。这种匹配特性又会随着经济社会的演进而演进，即人力资本结构会出现从低级向高级的演进，产业结构从低端产业向高端产业演进，经济发展水平从低水平向高水平演进。因此，人力资本理论需要纳入结构性问题，即实现不同层次人力资本与不同层次产业结构相匹配，同时也要考虑动态演进特性，即在不同层次人力资本和不同层次产业结构匹配中实现从低级向高级的动态演进。基于人力资本的结构性问题和动态演化特性，刘智勇等(2018)[9]提出人力资本结构高级化概念，其认为“一国或地区通过调整优化人力资本结构，促进各类型人力资本协调发展，使初级人力资本比重逐步下降，高级人力资本比重逐步增加，以不断满足经济社会发展对高素质人力资本需求的过程”，程锐等(2019)[10]则对其进行了进一步完善。因此，本文认为纳入结构性问题和动态演化特性的人力资本结构演进更能反映现实基本事实(程锐和马莉莉，2019)[10]对制造业出口高质量升级的影响更为明显。

中国作为一个转型中的发展中国家，具有两大显著特征，即经济发展阶段和市场经济建设，前者对应着经济发展效应，后者对应着市场竞争效应。在不同的经济发展阶段和市场竞争程度下，人力资本的结构演进对制造业出口高质量升级的边际促进作用是否一致。如果边际效应是线性不变的，那么拥有丰裕高等教育资源的陕西省制造业出口竞争力应该远远高于相对稀缺的福建和广东省，但事实并非如此。(4)从高等教育资源来看，2002—2017年期间，陕西省平均高校招生规模为0.58%，福建省平均高校招生规模为0.39%，广东省平均高校招生规模为0.34%。而同期制造业出口技术复杂度分别为9841.06、9992.64、10527.23。因此，需要进一步考察人力资本的结构演进对制造业出口高质量升级的环境条件，即在什么样的条件下人力资本的结构演进才可以最大化的发挥制造业出口高质量升级的作用。

基于上述两个方面，本文得到如下结果：第一，相对于人力资本存量，考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本更有利于制造业出口高质量升级；第二，基于中国教育体制的特征，利用高等教育资源分布情况构建人力资本结构演进指数的工具变量，进一步论证了人力资本结构演进的制造业出口高质量升级效应，且优于人力资本存量；第三，空间异质性检验结果表明，人力资本结构演进显著促进东部地区制造业出口高质量升级，对中西部地区制造业出口高质量升级促进作用不显著；第四，从经济发展效应和市场竞争效应两个角度，考察人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的非线性门槛效应，只有当经济发展达到一定水平、市场竞争达到一定程度后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级才会发挥显著促进作用。因此，本文认为考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本结构演进可以最大化促进制造业出口高质量升级；并且只有当经济发展水平和市场竞争程度越过一定门槛值之后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级促进作用才会最大化。

二、 文献回顾

关于制造业出口升级的文献相对丰富，但是从人力资本视角考察制造业出口高质量升级的文献则相对匮乏。纵观既有文献，从人力资本视角考察制造业出口升级的文献主要包括如下两个方面：

第一，将人力资本视为控制变量，间接考察二者之间的关系。从跨国层面来看，Rodrik(2006)、Hausmann等(2007)在测算出口技术复杂度的基础上，指出出口技术复杂度与人力资本水平显著正相关[11-12]。Santos-Paulino(2011)利用金砖国家的数据考察指出，一国出口技术复杂度和生产效率是由该国的人力资本水平、收入水平和国家规模等基础性资源禀赋决定的[13]。Cabral和Veiga(2010)利用撒哈拉以南非洲国家的数据研究指出，人力资本存量的提高可以促进出口技术复杂度的提高和出口多样性的增加[14]。Timmer等(2014、2015)利用WIOD数据库，研究指出高技能劳动力在全球价值链升级中的贡献越来越大[15-16]。从中国层面来看，Wang等(2010)利用中国的数据，研究表明人力资本水平的提高是出口技术复杂提升的决定因素之一，也是中国出口结构与G3(美国、日本、欧盟)的出口结构相似的重要原因[17]。姚洋和张晔(2008)研究指出，人力资本水平的提升对中国出口国内技术含量的提升具有显著作用[18]。同时，人力资本的区域差异是导致地区间出口技术复杂度差异的重要因素[19]。由此可知，人力资本在制造业出口升级中扮演着重要的角色。

第二，直接考察人力资本与制造业出口升级的关系。基于中国全球价值链“引进依赖”和“低端锁定”的困境，姚瑶和赵英军(2015)从人力资本配置的“结构效应”与“中介效应”角度考察中国全球价值链演进升级的内生动力与微观机制，指出人力资本是中国国内要素禀赋结构转换的重要因素，也是摆脱当前贸易规模和获利能力“错配”的关键，人力资本是推动全球价值链向高端持续攀升的核心主题和内生动力[20]。而初始人力资本选择与垂直专业化不同阶段的匹配，影响着初始人力资本的要素功能和外部特征与生产环节的结合程度，进而影响发展中国家在垂直专业化深化过程中持续提升全球价值链的位置[21]。同时，人力资本的选择也影响着劳动力的产业间和产业内再配置过程，制造业劳动力市场的灵活性减轻产出波动对出口技术复杂度的负面影响，增强人力资本效应和技术溢出效应，进而影响了出口技术复杂度[22]。另一方面，程锐和马莉莉(2019)[10]利用1970—2014年跨国面板数据分析指出人力资本结构的“初级-中级-高级”动态互补演进可以显著促进一国出口产品质量升级。

综上所述，已有文献就人力资本促进制造业出口升级方面的作用达成一致结论。但此结论仅仅说明了人力资本与制造业出口升级之间的正向关系，却无法解释为什么中国在拥有如此规模的高等教育群体的情况下，制造业出口竞争力依然较低；更无法解释拥有丰裕的高等教育资源的陕西出口能力远远低于高等教育资源相对稀缺的浙江、广东和福建等省。基于此，本文将从人力资本的结构性和动态演进特性视角出发，考察人力资本的结构演进对制造业出口高质量升级的影响，以证明单纯的人力资本存量对制造业出口高质量升级的促进作用是有限的；进一步地，考察人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的非线性门槛效应，以证明人力资本结构演进促进制造业出口高质量升级需要具备一定的经济发展水平和市场竞争能力。

三、 理论分析与模型设计

(一) 理论分析

人力资本的结构演化表现为初级人力资本结构逐渐向高级人力资本结构的转变，因此人力资本的异质性表现为：初级人力资本结构和高级人力资本结构，分别对应于低技能劳动力(LL)和高技能劳动力(LH)。进一步地，单位化劳动力，LH+LL=1。

1.需求。借鉴鲁晓东(2014)[23]和程锐等(2019)[24]的理论模型，假设企业生产的产品体现出的异质性表现为技术含量和生产率。前者(即出口技术复杂度)是企业出口产品异质性的集中体现。代表性消费者具有不变替代弹性的效用函数：

(1)

(2)

κ(ψ)=λ(ψ)α(y)

(3)

其中，λ(ψ)≥1代表技术含量的“真实”值。α(y)表示了收入对需求的反应程度。

2.供给。在Melitz(2003)[25]文献中，直接假定企业生产率服从一个事后选择分布。而异质性劳动力文献指出，互补性更高的部门，技能方差更低的国家具有更高的生产率，生产率的高低决定于高低技能劳动力的分散程度[26]。当低技能劳动力逐渐演化为高技能劳动力时，技能之间的互补性会逐渐增加，从而生产率逐渐提高，例如在航空航天等高端制造业行业中，更多地强调高技能劳动力之间的互补性，其技能分散程度就较低，反之在传统低端制造业行业中，低技能劳动力容易被替代，技能分散程度高。Grossman和Maggi(2000)[27]指出超模函数强调技能互补，子模函数强调技能替代，因此本文借鉴Grossman(2013)[28]的文献，将企业层面的生产率假定为如下超模函数形式：

(4)

异质性企业的生产成本表示如下：

C(ν)=MC[φ，κ(φ)]x(φ)+F[κ(φ)]

(5)

MC为边际成本，F为固定成本，生产率φ>0。在异质性企业生产成本中加入产品的技术含量异质性，即κ(φ)。可变成本和固定成本决定了产品的技术含量，即高技术含量的产品需要更新的固定资产，包括购买新设备、开发新产品和销售新产品；生产技术含量更高的产品需要引进高技能劳动力和更高质量的中间品投入。进一步设定如下可变成本的形式：

(6)

其中，β是可变成本的技术含量弹性，由此可知，边际成本与生产率和产品技术含量相关。边际成本与企业生产规模无关，而与企业生产率φ及产品技术含量λ有关。固定成本又可进一步分解为内生固定成本和外生固定成本：

F(λ(φ))=f+f(λ(φ))γ，γ>0

(7)

其中，γ>0是固定成本的技术含量弹性，f为外生固定成本，内生固定成本与产品技术含量有关。

3.均衡。企业最大化利润，可表示如下：

(8)

在垄断竞争市场均衡状态下，企业采取加成定价方式，均衡价格为：

(9)

则企业的收入函数为：

r[φ,λ(φ)]=R(ρφP)σ-1λ(φ)α(y)-β(σ-1)

(10)

进一步地，企业利润最大化公式(8)可表述如下：

(11)

假定0<α(y)-β(σ-1)<γ，以保证最大化的二阶条件得到满足。解上式可得：

(12)

利用生产率函数，根据公式(12)，可计算产品技术含量对高低技能劳动力的半弹性：

(13)

(14)

综合公式(13)和(14)可知，随着高技能劳动者能力(qH)和低技能劳动者能力(qL)，企业生产率随之提高。在企业生产率较低水平上，相对于提高低技能劳动者能力，提高高技能劳动者能力对企业生产率半弹性越大；在企业生产率较高水平上，相对于提高高技能劳动者能力，提高低技能劳动者能力对企业生产率半弹性越大。提高高技能劳动者比例，有利于提高企业生产率，促进企业技术进步；同时，在技能互补作用下，促进低技能劳动者向高技能劳动者演进，也可以有效提高企业生产率，促进企业技术进步。由低技能劳动力向高技能劳动力转化的过程，促进了高技能劳动力比重的提高，增强了高技能劳动力的互补性，实现了人力资本的结构演化提高企业生产率和企业产品技术含量之目的。因此，由低级人力资本结构向高级人力资本结构的动态演进可以实现促进出口产品技术含量提升的作用，即人力资本的结构演进可以促进制造业出口高质量升级。

(二) 实证模型设定

基于理论分析，本文设定如下基准模型，以考察人力资本的结构演进对制造业出口高质量升级的影响，具体如下所示：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t+α2Controli,t+λi+τt+ξi,t

(15)

其中，lnExpyi,t代表制造业出口高质量升级，下文中用制造业出口技术复杂度衡量。lnHstruci,t代表人力资本的结构演进，下文中用人力资本结构高级化指数衡量。Controli,t代表相关控制变量，具体包括经济发展效应、市场竞争效应和政府行为。λi、τt分别代表地区效应和时间效应。ξi,t代表随机扰动项。

(三) 变量说明与数据来源

1.被解释变量。制造业出口高质量升级(Expy)。借鉴Hausmann等(2007)[12]、周茂等(2018)[29]的做法，采用出口技术复杂度进行衡量。该指标表示产业出口升级的合理性已被Hsu等(2014)[30]进行论证。出口技术复杂度的具体计算步骤如下：

(16)

(17)

EXPYj代表着j省所有行业的PRODYk的加权平均。出口数据来源于国研网-对外贸易数据库，其提供了各省市HS两位码层面的出口数据。数据时间最早可追溯至2002年，因此本文所采用的数据为2002—2017年期间30个省(直辖市、自治区)。

图1展示了2002—2017年期间各省市制造业出口技术复杂度平均值及其增长率。可以看出，制造业出口技术复杂度的省际差异较大，东部地区的省份的制造业出口技术复杂度普遍高于中西部地区。由各省制造业出口技术复杂度平均增长率来看，制造业出口技术复杂度越高的省市，其平均增长率就越低，东部地区制造业出口技术复杂度增长率明显低于中西部。由此可知，中国区域层面的制造业出口技术复杂度差异较大，东部地区制造业出口技术复杂度显著高于中西部地区，而中西部地区制造业出口技术复杂度速度又明显高于东部地区。

图1 各省市制造业出口技术复杂度均值及其平均增长率：2002-2017

2.核心解释变量。人力资本的结构演进(Hstruc)，人力资本的结构演进表现为从初级人力资本结构向高级人力资本结构动态演进的过程，最终实现高级化。因此，本文借鉴程锐和马莉莉(2019)[10]的方法，以人力资本结构高级化指数表征人力资本从初级向高级的结构演化特征。具体而言，首先，构建人力资本空间向量；其次，选择基准向量；最后确定权重。具体计算过程如下：

第一，按照受教育程度将人力资本分为五个等级，即大学及以上、高中、初中、小学和未上过小学。以各等级人力资本比重作为空间向量分量，从而构成一组五维人力资本空间向量，即X0=(x01,x02,x03,x04,x05)。

第二，确定基准向量，以X1=(1,0,0,0,0)、X2=(0,1,0,0,0)、X3=(0,0,1,0,0)、X4=(0,0,0,1,0)和X5=(0,0,0,0,1)作为基准向量。然后计算人力资本空间向量与基准向量的夹角：

(18)

第三，计算人力资本结构高级化指数：

(19)

其中，Wj为权重。遵照程锐和马莉莉(2019)[10]的设定，大学及以上的人力资本权重设定为1，即W1=1，依次递增，W2=2、W3=3、W4=4和W5=5。θ值越高，说明人力资本结构高级化指数越高。

本文所用到的原始数据来源如下：GDP、地区总人口、财政预算支出、进出口总额、人民币汇率来源于历年的《中国统计年鉴》；外商直接投资金额来源于各省历年统计年鉴；各省HS两位码层面的制造业出口数据来源于国研网-对外贸易数据库；非国有企业工业产值和工业总产值数据来源于历年的《中国工业统计年鉴》；就业人员受教育程度比例来源于历年的《中国劳动统计年鉴》；2008年以后的国有企业职工和总职工人数来源于历年的《中国劳动统计年鉴》，2008年以前的数据来源于《新中国六十年统计汇编》。需要说明的是，本文使用的受教育程度比例仅限于就业人员，而非《中国人口与就业统计年鉴》中给出的受教育程度的人口数，其原因在于后者在统计上包含了在校生，扣除在校生比重使得人力资本结构高级化指数测算更为准确，降低测量误差。本文样本期间为2002—2017年，样本个体为30个省(直辖市)。表1为各变量的描述性统计。

表1 各变量的描述性统计

四、 实证结果

(一) 基准检验

表2汇报了基于公式(15)所得到的估计结果。为了控制潜在的序列相关性和异方差问题，估计时采用异方差稳健标准误。表2第1列只控制地区效应和时间效应，估计结果显示人力资本结构高级化指数估计系数显著为正，人力资本结构高级化指数对制造业出口技术复杂度的边际弹性为1.13，即人力资本结构高级化指数每提高一个百分点，制造业出口技术复杂度随之提高1.13个百分点。第2列加入经济发展水平变量，人力资本结构高级化指数估计系数显著为正，但系数值显著下降。第3列进一步加入市场竞争效应，即国有企业比重、对外开放度和市场化指数，人力资本结构高级化指数估计系数显著为正，相对于第2列估计系数值无显著变化。第4列进一步加入政府行为变量，即财政支出比率和外商直接投资率，人力资本结构高级化指数估计系数依然显著为正，估计系数值无显著变化。因此，综合表2第1～4列估计结果可知，人力资本结构演进显著促进制造业出口高质量升级，且其边际弹性值维持在0.37～0.45之间，表明人力资本结构演进程度每提高一个百分点，制造业出口高质量升级也随之提高0.37～0.45个百分点。由此可知，人力资本由初级向高级的结构演进，实现不同层次人力资本在不同层次行业间的再配置，促进制造业出口技术复杂度提升，推动制造业出口高质量升级。

为了论证考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本理论优于人力资本存量,(5)人力资本存量的计算方式：(小学学历人口×6+初中人口数×9+高中人口数×12+大专及以上×16)÷6岁以上人口数。数据来源于《中国教育统计年鉴》。表2第5～6列估计了人力资本存量对制造业出口技术复杂的影响。第5列只控制地区效应和时间效应，第6列进一步控制经济发展效应、市场竞争效应和政府行为，估计结果显示，人力资本存量估计系数显著小于第1列和第4列人力资本结构高级化估计系数，其估计系数仅为0.22，只有人力资本结构高级化指数估计系数的49.88%。进一步地，第7列将人力资本结构高级化指数与人力资本存量纳入模型，人力资本结构高级化指数依然显著为正，而人力资本存量已经不再显著。由该估计系数值可知，考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本更有利于促进制造业出口高质量升级，即人力资本理论需要注重不同层次人力资本的结构性问题和动态演进特性，而不仅仅只关注于人力资本存量问题。

表2 人力资本结构演进与制造业出口高质量升级：基准检验

注：括号内的数据为异方差稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

从控制变量的估计结果来看，人均实际GDP估计系数显著为正，表明经济发展与制造业出口技术复杂度之间存在着显著的正向关系，经济发展水平越高，制造业出口技术复杂度水平也就越高，与已有文献估计结果一致。市场竞争效应指标中，国有企业比重估计系数显著为正，表明国有企业在一定程度上有利于提高制造业出口升级；对外开放度估计系数显著为正，国际市场竞争程度越高，越有利于制造业出口升级；市场化指数估计系数显著为正，市场化程度越高，越有利制造业出口升级。政府行为指标中，外商直接投资估计系数显著为正，而财政支出估计系数不显著，说明引进外资可以有效促进制造业出口升级。

(二) 稳健性检验

为了保证估计结果的稳定性和可靠性，本文从如下方面进行相关稳健性检验。第一，测量误差。采用如下两种方法重新衡量人力资本结构演进。首先，利用公式(20)计算不同层级教育就业比重的高级化指数。估计结果如表3第1列所示，估计系数显著为正。

(20)

第二，周期性冲击。首先，采用五年期平均值进行估计，以消除周期性波动。估计结果如表3第3列所示，估计系数显著为正。其次，采用人力资本结构高级化指数滞后五期进行估计，以考察其周期性和持续性。估计结果如表3第4列所示，估计系数显著为正。在考虑周期性冲击后，人力资本结构演进依然显著促进制造业出口高质量升级。并且从滞后期估计结果来看，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级具有强大的持续效应。

第三，遗漏变量偏误。改革开放以后，为了促进出口，实现出口升级，政府建立了大量的开发区、高新区。开发区作为要素、资源的集聚中心，对制造业出口升级具有一定的影响[28]。为了消除遗漏变量偏误，表3第5列加入了各省市经济技术开发区数量(zone)指标，此时人力资本结构高级化指标估计系数依然显著为正；第6列加入了各省市高新技术开发区数量(highzone)指标，人力资本结构高级化指标估计系数依然显著为正；第7列同时加入经济技术开发区和高新技术开发区两个指标，人力资本结构高级化指标估计系数依然显著为正。由此说明，在考虑了可能的遗漏变量问题后，人力资本结构演进依然显著促进制造业出口高质量升级。

综合表3的估计结果可知，在考虑测量误差、周期性冲击和遗漏变量问题之后，人力资本结构高级化指数估计系数依然显著为正，即人力资本结构演进促进制造业出口高质量升级的结论具有稳定性和可靠性。

表3 人力资本结构演进与制造业出口高质量升级：稳健性检验

注：括号内的数据为异方差稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

(三) 内生性与工具变量估计

表2的估计结果虽然表明人力资本结构演进和制造业出口高质量升级之间存在显著的正向关系，并且在进行一系列的稳健性检验之后，估计结果依然稳健。但依然可能存在因内生性问题而导致OLS估计结果有偏。首先，人力资本结构演进可能存在测量误差，人力资本的形成还包括营养和健康。(6)需要说明的是，营养和健康形成的人力资本更倾向于是经济发展的结果，而非原因。因此，该因素对人力资本结构高级化的测量误差影响不严重。其次，可能存在联立性偏误，制造业出口高质量升级一方面会增加对高级人力资本的需求，另一方面也会提高技能溢价，促进高级人力资本的供给。为缓解内生性问题，本部分引入工具变量(IV)，并采用两阶段最小二乘法进行估计。本文将尝试着从人力资本形成的供给端出发，以1999年高校扩招政策和教育资源丰裕度视角切入。

教育和培训是人力资本形成的最主要途径。无论是企业在职培训，还是学校培训，都需要具备一定的教育门槛。同时，中国教育体系表现出通用技能的培育和专业技能的培育，使得企业在职培训显得相对薄弱。因此，在中国人力资本形成的教育途径更为重要。教育资源作为教育的供给端，教育资源丰裕程度决定教育形成的人力资本的高低。初级教育决定低级人力资本，高等教育决定高级人力资本。人力资本由初级向高级的结构演进，高级人力资本决定着人力资本结构演进的程度。因此，选取1999年高校扩招政策和高等教育资源丰裕度作为人力资本结构演进的工具变量。其满足工具变量的如下两个方面：第一，满足相关性条件。高等教育资源越多的地区，人力资本结构演进程度就越快。在中国，高校招生存在严重的地域分割现象，高校招生的生源以本地生源为主，1999年高校扩招政策进一步强化了高校资源分布不均导致的人力资本结构演进的差异。同时，高等教育是教育的最高层级，是高级人力资本形成的直接原因；第二，满足与随机扰动项不相关的条件。高等教育资源的分布差异是在历史上形成的，与当前的经济社会发展无关。同时1999年高校扩招政策作为政策冲击具有较强的外生性。因此，利用1999年高校扩招政策与高等教育资源分布构建工具变量具有现实可行性。

高等教育资源分布采用两个指标进行衡量：本地区本年度高校招生规模占本地区本年度总人口的比重和本地区本年度高校毕业生规模占本地区本年度总人口之比。采用招生规模和毕业生规模而非高校数量，原因在于高校存在规模差异，规模大的学校招生规模大、毕业生数量多，规模小的高校招生规模小、毕业生数量少。如果采用高校数量，则同质化了高校规模，会导致严重的测量误差。具体设定如下估计模型：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t+α2Controli,t+λi+τt+ξi,t

(21)

lnHstruci,t=β0+β1Re2003×Enroll_sharei,t+β3Controli,t+λi+τt+ξi,t

(22)

公式(21)的设定与公式(15)的设定一致。公式(22)中Re2003表示1999年高校扩招政策的虚拟变量，由于1999年开始实施的高校扩招，到2003年才正式步入社会进行工作，因此在2003年及之后的年份设定为1，之前的年份为0。enroll_sharei,t表示i地区t年高校招生规模占总人口比重，基于四年制高等教育模式，采用滞后4年的高校招生规模占总人口比重。高校招生数据和毕业生数据来源于《中国教育统计年鉴》。如果该地区高校招生规模越大，意味着该地区高等教育人口规模也就越大，高级人力资本比重也就越大，预期β1>0。同时，由于我国高等教育包括本科四年制教育和专科三年制教育，采用滞后4年的招生规模可能存在测量误差，因此利用毕业生规模占总人口的比重与扩招政策的交叉项作为工具变量。

表4中汇报了相关工具变量估计结果，其中第1～2列是采用招生规模作为工具变量得到的估计结果，第4～5列是采用毕业生规模作为工具变量得到的估计结果，第7列将招生规模和毕业生规模作为工具变量。根据表4的第一阶段估计结果可知，Kleibergen-Paap rk LM统计量估计值高度显著，Kleibergen-Paap rk Wald F和Cragg-Donald Wald F统计量估计值显著大于10，表明利用1999年高校扩招政策与招生规模和毕业生规模交叉项作为人力资本结构演进的工具变量不存在弱工具变量问题。从交叉项的估计系数来看，其估计系数均显著为正，表明1999年高校扩招以后，高等教育资源越丰裕的地区，人力资本结构高级化指数就越高。从表4的第二阶段估计结果来看，无论是否加入控制变量，人力资本结构高级化指数的估计系数均显著为正，进一步论证本文基准检验结果的稳健性和可靠性。

同时为了进一步考察人力资本结构演进优于人力资本存量，表4利用工具变量再次估计人力资本存量对制造业出口技术复杂度的影响。估计结果如表4第3列、第6列和第8列所示，人力资本存量估计系数依然显著低于人力资本结构高级化指数估计系数，其估计系数值只有人力资本结构高级化指数估计系数的35.12%～43.89%。在利用工具变量估计法下，相对于人力资本结构演进而言，人力资本存量对制造业出口高质量升级的影响进一步下降。再次证明了考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本优于人力资本存量。

表4 人力资本结构演进与制造业出口高质量升级：工具变量

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

(四) 空间异质性检验

中国区域范围广阔、区域发展差异较大，经济发展程度和市场发育程度差异较大，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的影响可能也存在一定的差异。因此，表5分别考察了东部地区和中西部地区人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的空间异质性影响。其中，第1列采用普通最小二乘法得到的估计结果，第2～3列采用招生规模作为工具变量得到的估计结果，第4列采用毕业生规模作为工具变量得到的估计结果。由表5的估计结果来看，无论是不考虑内生性问题，还是考虑内生性问题，估计结果均显示人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的影响呈现出显著空间异质性，即相对于中西部地区而言，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用更大。由此估计结果可知，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用可能在不同的经济发展阶段和不同的市场竞争程度上存在差异。因此，表5的空间异质性结果初步论证了人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的经济发展效应和市场竞争效应的非线性门槛效应，即只要当经济发展达到一定阶段、市场竞争达到一定程度，人力资本结构演进才会对制造业出口高质量升级发挥显著促进作用。

表5 人力资本结构演进与制造业出口高质量升级：空间异质性

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

五、 进一步分析：门槛效应检验

人力资本结构演进显著促进制造业出口高质量升级，但这种影响存在明显的空间差异。因此，本部分利用门槛模型，进一步考察人力资本结构演进促进制造业出口高质量升级的条件，以揭示在什么样的条件下人力资本结构演进可以最大化的促进制造业出口高质量升级。

(一) 门槛模型设定

基于Hansen(1999)[32]的门槛回归分析模型，将影响人力资本结构演进的相关因素作为门槛变量纳入模型。具体设定模型如下：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t·I(qi,t≤γ1)+α2lnHstruci,t·I(qi,t>γ1)+βControli,t+ξi,t

(23)

其中，qi,t为门槛变量，I(·)为指示函数，γ1表示不同水平的门槛值。当指示函数条件满足时，I=1，否则，I=0。ξi,t为随机扰动项，服从独立同分布，ξ～iid(0,σ2)。当门槛变量存在双重门槛值时，门槛模型设定如下：

lnExpyi,t=α0+α1lnHstruci,t·I(qi,t≤γ1)+α2lnHstruci,t·I(γ1

α3lnHstruci,t·I(qi,t>γ2)+βControli,t+ξi,t

(24)

根据引言的分析，门槛变量主要选取两大效应：经济发展效应和市场竞争效应。首先，在经济发展的不同阶段，人力资本的作用不同。在经济发展的初级阶段，经济发展处于低水平，产业结构低端化，产业结构演进速度慢，初级人力资本可以满足低端产业的发展，高级人力资本的增加则会形成人才的浪费。当经济发展到较高水平时，产业结构由低端向高端演进，需要人力资本结构加快演进，以适应产业结构的快速演进。因此，在经济发展低水平阶段，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的影响显著，当经济发展到一定阶段后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级发挥显著促进作用；其次，市场竞争程度不同，人力资本的作用不同。当市场竞争程度较低时，较低的市场竞争程度无法有效地激发人力资本的创新性，人力资本的结构演进受到抑制，无法促进技术进步，对制造业出口高质量升级的作用不显著；当市场竞争程度较高时，激烈的市场竞争效应激发人力资本的创新性，促进人力资本快速结构演进，促进技术进步，对制造业出口高质量升级具有显著的促进作用。

(二) 门槛模型检验

1.经济发展效应。首先考察经济发展效应在人力资本结构演进对制造业出口高质量升级中的非线性关系。表6汇报了经济发展水平门槛效果检验。从表6的检验结果可知，经济发展水平存在双重门槛值。在此基础上进一步检验得到门槛值和95%的置信区间，如表7所示。表7的结果显示，经济发展水平的门槛值分别为0.441万元和1.810万元。

表6 门槛效应检验结果：经济发展水平

注：P值和临界值均为采用“自抽样法”(Boostrap)反复抽样1000次得到的结果，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表7 门槛估计值结果

表8汇报了经济发展水平的参数估计结果。由表8的估计结果可知，随着经济发展水平的提高，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用也随之提高。具体而言，当经济发展水平处于第一门槛值范围内时，人力资本结构高级化指数不显著；当经济发展处于第二个门槛值范围内时，人力资本结构高级化指数显著为正；当经济发展跨越第二个门槛值时，人力资本结构高级化指数显著为正。根据该估计结果可知，当经济发展水平达到一定程度之后，人力资本结构高级化指数对制造业出口升级才会发生促进作用。说明当经济发展水平较低时，如果培育大量的人力资本，尤其是高级人力资本，则会出现人力资本的浪费，压力教育所形成的人力资本的回报率，形成人力资源的浪费，不利于制造业出口高质量升级。当经济发展阶段达到一定程度之后，人力资本的作用开始显现，但是其对制造业出口高质量升级的边际效用不会再次发生较大的变化，而是保持相对较稳定的状态(由表8第2列和第3列估计系数可知)。

表8 门槛效应检验之一：经济发展效应

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表9汇报了期初和期末各省市经济发展水平的分布情况。期初的2002年有21个省市未跨域第1个门槛值，人力资本结构演进未显著促进制造业出口高质量升级；有9个省市处于第2个门槛值，人力资本结构演进显著促进制造业出口高质量升级。期末的2015年所有省市均已跨越第1个门槛值，所有省市均处于人力资本结构演进促进制造业出口高质量升级的门槛。

表9 各省经济发展效应门槛通过情况：2002年和2017年

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

2.市场竞争效应。市场竞争效应分为国内市场竞争效应和国外市场竞争效应。根据中国转型时期的基本特征可采用两个指标衡量国内市场竞争效应，市场发育程度和所有制结构，其中市场发育程度采用市场化指数衡量、所有制结构采用国有企业比重衡量。国外市场竞争效应直接采用对外开放度进行衡量。

第一，国内市场竞争效应。首先，考察国内市场竞争效应中的市场发育程度。表10中上半部分的检验结果可知，市场化指数存在双重门槛值。下半部分结果显示，市场化指数的门槛值为5.003和9.100。

表10 门槛效应检验结果

注：P值和临界值均为采用“自抽样法”(Boostrap)反复抽样1000次得到的结果，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表11汇报了市场化指数的参数估计结果。由表11估计结果可知，随着市场发育程度的提高，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用随之提高。当市场发育程度越过第二个门槛值时，人力资本结构高级化指数估计系数为正。

表11 门槛效应检验之二：市场化指数

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表12汇报了期初和期末各省市市场发育程度的分布情况。期初的2002年只有上海市跨域门槛值，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的边际效应处于较小的阶段；期末的2017年仍然只有12个省市跨域门槛值，分别为上海、北京、天津、山东、广东、江苏、河北、河南、浙江、福建、辽宁。由此可知，在市场发育程度方面，大部分省市仍然处于市场发育程度不高的阶段，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的边际效应处于相对较低的状态。

表12 各省市场化指数门槛通过情况：2002年和2017年

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

其次，考察国内市场竞争效应中的所有制结构。表13中上半部分的检验结果可知，国有企业比重存在双重门槛值。下半部分结果显示，国有企业比重的门槛值分别为0.537和0.764。

表13 门槛效应检验结果

注：P值和临界值均为采用“自抽样法”(Boostrap)反复抽样1000次得到的结果，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表14汇报了国有企业比重的参数估计结果。由表14的估计结果可知，随着国有企业比重的提高，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用呈现出先下降后上升的趋势。具体而言，当国有企业比重低于0.537时，人力资本结构演进显著促进制造业出口高质量升级；当国有企业比重高于0.537和低于0.764时，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级无显著影响；当国有企业比重高于0.764时，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级影响显著。由此可知，当国有企业比重较低和较高时，人力资本结构演进可以显著促进制造业出口高质量升级；当国有企业比重适中时，人力资本结构演进并不能显著促进制造业出口高质量升级。

表14 门槛效应检验之三：国有企业比重

续表14

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表15汇报了期初和期末各省所有制结构的分布情况。期初的2002年有13个省市处于国有企业比重的中间阶段；期末的2017年有11个省市国有企业比重处于较低门槛阶段。由此说明，仍有大部分省市所有制结构处于人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的无显著影响阶段。

表15 各省国有企业比重门槛通过情况：2002年和2017年

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

第二，国际市场竞争效应。最后考察国际市场竞争效应的非线性门槛效应。表16中上半部分的检验结果可知，对外开放度存在双重门槛值。下半部分结果显示，对外开放度的门槛值分别为0.067和0.638。

注：P值和临界值均为采用“自抽样法”(Boostrap)反复抽样1000次得到的结果，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表17汇报了对外开放度的参数估计结果。由表17的估计结果可知，国外市场竞争效应呈现递增效应，当国外市场竞争程度较低时，人力资本结构演进不能显著促进制造业出口高质量升级；当国外市场竞争程度处于中间水平甚至更高水平时，人力资本结构演进可以显著促进制造业出口高质量升级。由此可见，国际市场竞争效应越强，人力资本结构演进越能促进制造业出口高质量升级。

表17 门槛效应检验之四：对外开放度

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

表18汇报了期初和期末的国际市场竞争效应的分布情况。期初的2002年有四个省份处于第一个门槛值内，包括河南、湖南、贵州、青海；跨越第二个门槛值的有东部地区3个省市，分别为上海、天津、广东。期末的2017年有四个省市处于第一个门槛值内，分别是内蒙古、甘肃、贵州、青海；跨越第二个门槛值的有东部2个省市，分别是上海、广东；其余省市处于第二个门槛值内。由此可知，大部分省市处于人力资本结构演进对制造业出口高质量升级边际效应较低的阶段，而只有少量的东部几个省市处于边际效应较高的阶段。

表18 各省对外开放度门槛通过情况：2002年和2017年

注：括号内的数据为稳健标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

综合门槛效应检验结果可知，在不同的经济发展水平和市场竞争下，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的影响是不同的。在经济发展处于低水平和市场竞争程度较低时，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级无显著影响；当经济发展和市场竞争程度越过一定的门槛值后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级发挥显著促进作用。由此证明了人力资本结构演进对制造业出口高质量升级促进作用中的经济发展效应和市场竞争效应的非线性门槛效应，即只要当经济发展达到一定阶段、市场竞争达到一定程度，人力资本结构演进才会对制造业出口高质量升级发挥显著促进作用。

六、 结论与启示

作为全球最大的教育资源供给国和世界第一大贸易国，充分发挥人才红利，实现人力资本促进制造业出口高质量升级的最大化，既是建设人才强国战略的重要举措，又是实现制造业强国的必经之路，更是新时代高质量发展的重大议题。基于此，本文主要回答两个问题：第一，如何最大化发挥人力资本对制造业出口高质量升级的促进作用；第二，什么样的条件才能使人力资本对制造业出口高质量升级促进作用最大化。基于此，本文在考虑人力资本的结构性问题和动态演进特性基础上，考察人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的影响。首先建立一个理论模型，以论证人力资本由低级向高级的结构动态演进可以实现促进出口产品技术含量的作用。然后利用2002—2017年省级面板数据进行实证考察，实证结果表明：第一，人力资本结构演进显著促进制造业出口高质量升级。该结论在考虑测量误差、周期性冲击、遗漏变量偏误和内生性的情况下，依然稳健；第二，相对于人力资本存量，考虑结构性问题和动态演化特性的人力资本更有利于促进制造业出口高质量升级，其估计系数是人力资本存量估计系数的2倍之余，该结论在工具变量下更突显；第三，空间异质性检验结果表明，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的促进作用在东部地区显著，在中西部地区不显著，工具变量估计结果依然如此；第四，从经济发展效应和市场竞争效应两个角度，考察人力资本结构演进对制造业出口高质量升级的非线性门槛效应，只有当经济发展达到一定水平、市场竞争达到一定程度后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级才会发挥显著促进作用。因此，本文认为考虑结构性问题和动态演进特性的人力资本结构演进可以最大化促进制造业出口高质量升级；只有当经济发展水平和市场竞争程度越过一定门槛值之后，人力资本结构演进对制造业出口高质量升级促进作用才会最大化。

面临急剧变化复杂的外部环境，探寻制造业出口高质量升级的内源动力迫不及待。根据本文的研究可得到如下启示：第一，在注重高级人力资本促进制造业出口高质量升级时，需要注重人力资本的结构性问题和动态演进特性。当前各地兴起了一股人才强夺战，以增加本地高级人力资本，在下一轮的产业转型中获得竞争优势。然而，大多数地区在人才强夺战中忽视本地经济发展阶段和市场竞争程度，一味地引进高级人力资本不仅不利于本地产业竞争力，反而会因扭曲人力资本结构而抑制产业升级；第二，注重培育市场竞争环境，建设良好的市场秩序，促进市场有序竞争。中西部地区经济发展相对滞后，市场竞争程度较低，极大地抑制不同层次人力资本对制造业出口高质量升级的促进作用。因此，中西部地区亟待进一步提高市场竞争程度，包括提高市场发育程度，有效引导国有企业发展，形成公平的市场竞争环境；第三，从全国层面来看，需要进一步完善教育体系，促进教育资源公平分配。完善义务教育制，加快推行12年义务教育，优化调整高等教育体制机制，有序推动人力资本结构演进。同时，进一步打破高等教育资源分布的地域分割，实现教育资源公平分配。