人力资本积累与制造业企业出口市场多元化——来自“大学扩招”的证据

邱 斌，刘启明，孙少勤

(1.东南大学 经济管理学院，江苏 南京 210096；2.南京信息工程大学 商学院，江苏 南京 210044)

一、引言

改革开放四十多年以来，对外贸易一直是拉动我国经济增长的重要引擎。我国虽然出口贸易总额增长显著，但是从出口的流向来看，仍然主要集中在欧美日等发达国家或地区。出口市场的高度集中化也使得我国更容易受到外部需求冲击的影响。2008年，全球金融危机的爆发使得发达国家的市场需求大幅下降，次年，我国出口贸易就出现了自改革开放以来的首次负增长。虽然之后出口增速有所回升，但是在金融危机余波的影响下，我国出口贸易增速明显放缓，并且波动性增强，加之近年来逆全球化趋势的加剧，部分发达国家与我国贸易摩擦事件频繁发生，出口贸易过度依赖传统市场的发展模式已难以为继。在此背景下，如何突破原有出口市场结构，开拓潜在出口目的地，推进出口市场的多元化，已成为当下我国外贸发展的重要议题。

近期的研究发现，人力资本与企业的出口行为有着紧密的联系。Bernard 和Jenson发现，当企业开始决定出口或者扩大出口投资组合(export portfolio)时，会主动调整劳动力结构，雇佣更多的高技能和专业劳动力[1]。Yeaple和Helpman指出，出口企业受益于技术报酬递增，因此会更有雇佣高技能劳动力采用先进技术应用于产品生产的动力[2-3]。对于人力资本与企业出口多元化之间的关系，Melitz指出，企业出口主要受制于企业进入市场的沉没成本，因此只有高生产率的企业才能克服沉没成本进入出口市场[4]。Chaney等在此基础上，进一步提出了企业出口的“生产率阶梯”假设，即在非对称国家的情况下，本国企业进入不同国家的生产率门槛各不相同，因此生产率越高的企业越有能力进入更多的出口市场[5-7]。而高技能劳动力能够有效地提升企业的生产率、降低企业生产的边际成本，这对企业的出口扩张起到了积极地促进作用[8]。还有的学者认为，企业进入出口市场不仅取决于企业生产率，同时还取决于当地消费者对产品的偏好[9]。Guillou和Treibich通过实证分析2009—2015年法国企业劳动力结构和贸易数据，发现高技能管理人员的增加能够通过提高企业的创新能力实现产品生产的多样化，从而符合更多市场消费者的偏好，促进企业出口市场的多元化[10]。那么我们不禁提出疑问：对于中国来说，人力资本的提升是否能够促进企业出口市场的多元化呢？

事实上，在我国对外贸易不断发展的同时，出口企业的人力资本也得到了快速的积累。自1999年我国政府实施“大学扩招”政策以来，大学毕业生人数从2003年开始迅猛增加，到2009年我国大学毕业人数相较于10年前提高了5倍之多，使得企业可以招收更多高技能和高教育水平劳动力用于生产经营，这为我们研究人力资本与企业出口市场多元化之间的关系提供了难得的研究条件。为此，本文以我国制造业企业作为研究对象，将1999年“大学扩招”政策作为准自然实验，采用倍差法识别人力资本积累对我国制造业企业出口市场多元化的影响以及作用机制。与以往文献相比，本研究的特点主要体现在以下三点：(1)较早地分析了企业人力资本积累与出口市场多元化之间关系，对我国“大学扩招”政策的经济影响评估以及贸易扩展边际的影响因素研究有一定的贡献作用；(2)采用倍差法分析人力资本积累与企业出口市场多元化之间的因果效应，能够一定程度上缓解内生性问题；(3)研究结果具有较强的现实意义，给政府部门制定“稳外贸”、企业“走出去”等相关政策提供依据。

二、“大学扩招”的政策背景与特征性事实

改革开放以后，随着我国各项事业的快速发展，人才培养的速度和规模越来越无法满足社会的需求。为了改变高等教育规模的有限性和缓解社会生产对高知识水平劳动力巨大需求之间的矛盾，以及进一步推动经济的发展，我国于20世纪末开始了高等教育大众化的进程。1998年底教育部颁布了《面向21世纪教育振兴行动计划》。次年，我国普通高等学校招生人数为152万。图1展示了1994—2006年我国大学入学率和毕业率的变化趋势。可以看出，在1999年以前，大学入学率水平较低且无明显变化，但是从1999年以后入学率开始显著上升。而毕业率开始显著上升是在“大学扩招”政策实施4年后的2003年，即政策实施后第一批4年制本科生毕业的年份。据统计，截至2006年我国普通高等学校招生人数和毕业人数相比于1998年分别上升了400%和355%(1)图1和本段数据来自《中国教育统计年鉴》。，这对我国社会人力资本的快速积累起到了重大的作用。

图1 1994—2006年中国大学招生和毕业情况注：入学率和毕业率分别为该年全国大学招生人数和毕业人数与全国总人数的比值

在“大学扩招”政策实施期间，我国出口贸易也得到了快速的发展，与世界上大多数国家和地区建立了贸易关系。贸易伙伴从改革开放初期的几十个国家和地区发展到200多个国家和地区，代表我国早期设定的出口多元化战略已见成效[11]。图2展现了2000—2006年我国制造业企业平均出口市场数量的趋势。可以看出企业平均出口市场数量逐年上升，2003年的上升效果最为明显。这让我们不禁想问，“大学扩招”政策带来的人力资本积累与企业出口市场数量之间是否存在着内在联系？为此，本文进一步对制造业各行业企业平均出口市场数量进行统计研究，如表1所示，本文按照两分位CIC 行业代码对出口企业进行了粗略的划分，并按照人力资本密集度定义了相对应的产业类型，统计了2000—2006年各行业企业平均出口市场数量以及在2003年前后各行业企业平均出口市场数量的增长率。可以看出，在“大学扩招”实际政策效果(2003年)前后，不同人力资本密集度行业的出口市场多元化水平都有所上升，并且上升幅度基本按照行业人力资本密集度的高低从上往下排列。这说明，“大学扩招”政策可能对企业出口市场多元化存在促进效应，并且对不同人力资本密集度行业的促进作用存在差异。这为我们量化评估人力资本与企业出口市场多元化的关系提供了难得的准自然实验。

图2 2000—2006年制造业企业平均出口市场多元化情况

表1 “大学扩招”政策与制造业企业出口市场多元化

三、研究设计

(一)研究方法

为了检验前文理论模型中的推论，本文借鉴Che和Zhang的识别策略[13]，将1999年实施的“大学扩招”政策作为准自然实验，采用倍差法识别人力资本积累与企业出口市场多元化的之间关系。具体而言，在1999年“大学扩招”政策实施后，我国大学招生率有了明显的提高，相应的毕业率也随之有了显著的上升(图1)。大量高知识、高技能劳动力流入就业市场，使得社会人力资本存量得到了快速的积累[14]。但是，由于不同行业在生产经营中所需要劳动力的组成结构各不相同，因此当市场中高技能劳动力增加时，各行业对其的吸纳程度存在明显差异。也就是说“大学扩招”政策所带来的人力资本积累会对各行业产生异质性影响，并且人力资本密集度越高的行业受到的影响越大[15-16]。根据这一逻辑，本文构建倍差法计量模型，通过比较相对高人力资本密集度行业内企业(实验组)与相对低人力资本密集度行业内企业(对照组)在政策实际效果前后出口市场多元化程度的差异，从而识别人力资本积累与企业出口市场多元化之间的因果效应。采用这种识别策略的原因在于，1999年“大学扩招”政策是由教育部颁布，保证了随之而来的企业高技能劳动力的增加有较好的外生性，这相较于传统的OLS估计，能够更好地避免实证中可能出现的反向因果、遗漏变量等内生性问题，从而提高实证结果的可靠性。本文具体实证模型构建如下：

Nmarketijt=ai+βHuman_capitalj×post03t+γXijt+λi+λt+εijt

(1)

其中i表示企业，j表示行业(4分位行业代码)，t表示年份。被解释变量Nmarketijt表示企业出口市场多元化程度，用企业当年出口市场数量来衡量，并且为了避免异方差问题对其进行了对数化处理。本文的核心解释变量为交互项Human_capitalj×post03t，其中Human_capitalj代表制造业行业人力资本密集度。这里本文借鉴Che和Zhang的做法[13]，用1980年美国制造业各行业人力资本密集度的数据代替。这样处理的原因是，一方面美国作为世界上经济最发达的国家在20世纪70年代开发了大量的新技术，各行业科技的发展都基本处于世界领先地位，因此美国行业人力资本密集度能够较为真实地反映各行业技术前沿水平。相反，如果使用中国行业人力资本密集度数据则容易受到其他政策因素以及市场配置扭曲的影响，从而造成实证结果的内生性[13,16]。另一方面根据Che和Zhang的测算，美国1980年与中国1995年和2004年行业人力资本密集度具有高度的相关性，这表明中国制造业行业对人力资本的使用情况与美国基本一致，因此可以进行替代。这种处理策略也与Hsieh和 Klenow的做法类似[17]，为防止中国和印度行业资本和劳动份额数据受到各自本国因素的干扰，他们采用相对应的美国行业数据作为衡量基准。post03t为时间虚拟变量，年份在2003年之前的取0，而之后的(包括2003年)取1，表示“大学扩招”的实际政策效果发生在2003年(2)与政策背景中所介绍的一致，受“大学扩招”影响的首批4年制本科学生毕业于2003年，并且从图1中也可以看出，2003年大学毕业率有显著的上升，因此本文将政策实际冲击点设在2003年。。交互项Human_capitalj×post03t的估计系数β反映了不同人力资本密集度行业内企业在政策冲击前后出口市场多元化程度的平均差异。若β>0，则代表“大学扩招”政策提升了企业出口市场的多元化，且人力资本密集度越高的行业内企业受到“大学扩招”政策的促进越大；反之，则说明该政策抑制了企业出口市场的多元化，且人力资本密集度越低的行业内企业受到的抑制效应越小。

控制变量Xijt代表可能影响企业出口市场多元化的因素，包括企业年龄、企业规模、资本密集度、融资约束和所有制类型。具体地，企业年龄为各企业当年年份减去开业年份；企业规模用工业企业数据库中全部工人人数的对数值表示；企业资本密集度用企业固定资产年平均余额除以全部职工数的对数值表示，其中企业固定资产用以2000年为基期的固定资产指数进行平减得到，用来控制企业禀赋对企业出口行为的影响；融资约束的测算借鉴了孙灵燕和李荣林的做法[18]，采用的是企业利息支出除以固定资产进行衡量，数值越大表明企业受到的融资约束越小；λi和λt分别是企业和年份固定效应，用来控制个体性质以及时间趋势。

表2 变量描性统计结果

(二)数据介绍

本文的分析主要涉及三类数据：第一类是行业层面的人力资本数据，本文主要使用的美国1980年行业人力资本密集度数据来自于Ciccone和Papaioannou的研究[12]。另外相对应的中国1995年和2004年人力资本密集度数据由Che和Zhang基于中国1995年和2004年全国工业企业普查数据计算得到[13]。值得说明的是，以上行业人力资本密集度数据是用ISIC3位行业代码衡量，本文采用HS6位代码为“中介”，将其对应到中国国民经济4位行业代码上，从而实现其与中国工业企业数据库的对接。

第二类是企业层面的生产数据，来自于2000—2006年中国工业企业数据，包含企业名称、全部国有企业和主营业收入在500万以上的非国有工业企业的基本情况和财务数据，相关衡量指标约130个，用于计算企业年龄、企业规模、融资约束以及全要素生产率等企业层面数据。同时，本文参照邱斌等的做法对该数据进行了以下处理[19]：第一，剔除了数据库中从业人数小于8的样本；第二，剔除一些不符合会计准则的样本，例如流动资产/固定资产净额/总固定资产大于总资产,工业增加值为负或零等样本；第三，剔除企业名称缺失以及一年中重复出现的企业样本；第四，根据工业品出厂价格指数和固定资产投资价格指数对工业增加值、固定资产等进行了平减。

第三类是产品层面的贸易数据，来自于中国2000—2006年海关数据，包括了中国2000—2006年进出口企业的企业代码、HS8位产品代码、运输方式、贸易伙伴、贸易方式、贸易额与产品数量等指标，用于计算出口市场数量、出口市场密集度(赫芬达尔指数)等企业层面的数据。

对于上述数据的匹配，本文借鉴田巍和余淼杰的做法[20]，首先通过相同企业名称进行合并，再使用相同企业所在地的邮政编码以及企业电话号码的后 7 位进行多次合并。由于本文主要研究企业的出口贸易，因此对于合并后的数据只保留出口数据。最后通过国民经济4位行业代码将合并后的数据与行业资本密集度数据进行对接，并最终保留62627家企业。

四、实证结果与分析

(一)基准估计结果

本文在表3中报告了基准回归的结果，各列均控制了企业和年份固定效应。另外，为了避免潜在序列相关和异方差问题，本文在回归时还采用了以行业聚类的稳健标准误[21]。由于本文主要的研究对象是制造业企业，而工业企业数据库只统计了主营业收入(即销售额)500万及以上规模的制造业企业生产经营的信息，因此考虑到可能存在的样本选择性问题，本文首先在第(1)列中仅对海关数据进行检验(3)考虑到海关数据库没有统计企业所在行业信息，因此本文将企业出口额最高的产品(HS6位)所在行业(CIC4位)作为企业所在行业。。可以看出交互项Human_capitali×post03t(在表格中简化为HC×Post03，后同)的估计系数为正，且在1%水平上显著。这表明“大学扩招”带来的人力资本积累显著促进了企业出口市场的多元化，并且相对于低人力资本行业内企业(对照组)，人力资本积累会对高人力资本行业内企业(实验组)的出口市场多元化程度有更大幅度的提升。进一步地，为了能够控制更多影响因素，从而提高实证结果的稳健性，本文在后续的回归中将采用工业企业和海关数据库合并后的样本进行研究。其中表3第(2)列的回归中没有加入控制变量，可以看出交互项系数依然显著为正。从第(3)至第(6)列我们开始逐步加入控制变量，可以看到交互项系数仍然在1%水平上显著，这说明在控制了出口市场多元化可能的影响因素后，人力资本积累仍然显著促进了企业出口市场多元化。考虑到企业注册类型以及各省政策环境、经济发展趋势的不同，第(7)和第(8)列分别加入了控制企业类型的虚拟变量以及“省份×年份”固定效应，回归结果依然稳健。总的来说，从基准回归结果可以看出，“大学扩招”政策带来的人力资本积累显著促进了我国制造业企业出口市场多元化。

表3 人力资本积累对制造业企业出口市场多元化影响的基准回归

另外，我们还感兴趣的是2000—2006年中国制造业企业出口市场多元化的提升有多大程度是可以用“大学扩招”政策所带来的人力资本积累来解释的。为了识别这一信息，本文借鉴曹亚军和毛其淋的做法[22]，首先将人力资本密集度最低的行业(鞋类制造业)作为基准行业，将其行业人力资本密集度记为HC0，并用公式Ci=0.456*(HCi-HC0)计算出政策冲击下其他行业相对于基准行业出口市场多元化的提升。其次，根据各个行业的工业增加值的权重计算出各个行业相对于基准行业出口市场多元化提升的平均值。计算公式为CT=∑i(φi*Ci)，其中φi为2003—2006年各个行业增加值份额的均值。最后基于样本算出2000—2002年和2003—2006年企业出口市场多元化的差值，并最终测算出“大学扩招”带来的人力资本积累对2000—2006年制造业企业出口市场多元化的贡献度为14.97%。这充分表明“大学扩招”政策对制造业企业出口市场多元化起到了重要的促进作用。

(二)倍差法的有效性检验

倍差法估计虽然能够有效解决政策检验中的内生性问题并被学者们广泛运用，但是倍差法的设定也必须满足多个前提假设。例如实验组和对照组在政策冲击前需保持共同的发展趋势，样本期间被解释变量不能受到其他政策因素的干扰以及需要排除其他非观测特征的影响等。基于此，本部分将从共同趋势检验、控制产业时间趋势、两期倍差法、预期效应、安慰剂检验和排除其他政策干扰六个方面来验证本文倍差法设定的有效性。

1.共同趋势检验

共同趋势假设要求在没有其他政策干扰的情况下，实验组和对照组在“大学扩招”政策冲击前需要保持相同的发展趋势。为此，本文将交互项Human_capitalj×post03t替换成行业人力资本密集度与每一年年份虚拟变量的乘积(Human_capitalj×Year)并代入到基准计量模型中。通过分析人力资本积累对企业出口市场多元化的边际效应，从而判断本文倍差法的设定是否满足共同趋势假设，调整后的计量模型如下：

(2)

为了直观起见，本文将人力资本积累对企业出口市场多元化影响的逐年边际效应(估计系数β)绘制成如下动态影响效应图(图3)。其中实心点代表估计系数β，虚线代表95%的置信区间。可以看出，2003年以前边际效应曲线平缓且估计系数不显著，但是在2003年这一年估计系数显著为正，并且数值较之前2002年有着非常明显的上升(回归结果见表4第1列)，这说明实验组和对照组的企业出口市场多元化程度在“大学扩招”政策冲击前符合倍差法的共同趋势假设的条件。

图3 动态影响效应图

2.控制产业时间趋势

企业出口市场多元化有可能会受到所在行业某些非观测的产业特定因素的影响，导致不同行业内企业出口市场多元化程度的变化具有不同的时间趋势，从而可能会影响本文基准回归结果的稳健性。为此，本文借鉴Liu和Qiu的做法[23]，将代表特定产业时间趋势项(φi×year)作为控制变量加入到基准回归模型中进行估计。从表4第(2)列我们可以看出，交互项Human_capitalj×post03t的估计系数仍然显著为正，说明本文的核心结论依然成立。

3.两期倍差法

在基准回归中，本文所采用的是多期倍差法(Muti-period DID)进行实证分析。事实上是比较了实验组和对照组企业的出口市场数量在“大学扩招”政策冲击前后时间的平均差异，主要揭示了人力资本积累对企业出口多元化的平均影响效应。但是多期倍差法往往存在潜在的序列相关问题，从而高估了回归系数的显著性[21]，为此，本文在这里构建了两期倍差法模型(Two-period DID)对基准中的实证结果进行检验。具体地，本文以2003年政策冲击年份为分界时间点将总样本分为前后两个阶段，并将所有涉及的变量分别对这两个阶段进行简单的平均处理，最后代入到计量模型中。从表4第(3)列可以看出，估计系数在1%的水平上显著为正，进一步说明了人力资本积累对企业出口市场多元化有着显著的促进作用。

4.预期效应

为了确保“大学扩招”政策在倍差法设定中的外生性，防止理论上政策实施效果出现前企业出口市场数量就已经形成调整的预期，导致实验组和处理组不具有可比性，本文构造了“大学扩招”政策实际冲击年份的前一年的时间虚拟变量dummy_year2002。然后将其与Human_capitalj交乘，形成考察2002年预期效果的交互项HC×dummy_2002并加入到基准计量模型中进行估计。从表4第(4)列的报告中可以看出，新增交互项HC×dummy_2002的估计系数并不显著，说明企业出口市场扩张的决策并没有在“大学扩招”政策实际冲击年份之前形成预期和调整，也就意味着“大学扩招”这一政策冲击有着较强的外生性。

5.安慰剂检验

cov(Humancapitalj×post03t,xijt|X)=0

表4 DID的有效性检验Ⅰ

图4 随机处理后的分布(安慰剂检验)

6.排除其他政策的干扰

如果在样本期间制造业企业还受到其他宏观政策的影响，那么基准回归中交互项系数的估计结果仍然是有偏的。因此，本部分进一步排除同时期其他可能影响企业出口市场多元化的政策干扰，从而检验之前估计结果的稳健性。

其次，2002年中国对《外商投资指导目录》进行了修改，大量之前遭到限制和禁止的行业，外资企业获得了准入的机会。外资进入管制的放松扩大了企业使用外资生产的中间投入品的范围和数量，从而成为制造业企业出口的关键影响因素[30]。为此，我们参考Lu和Yu的做法[31]，将行业中外资企业的占比作为衡量外资自由化政策的控制变量放入回归式中。但是从表5第(4)列可以看出，在控制了外资自由化后，交互项Human_capitali×post03t的估计系数依旧显著为正。

此外，本文还考虑到在样本期间我国正在积极地推进国有企业改革，这对企业地组织结构、经营管理以及经营效率等各方面造成了冲击，从而有可能影响到企业的出口决策，因此，我们借鉴白重恩等的做法[32]，将企业非国有资本与总资本的比值作为控制国企制改革政策效应变量。从表5第(5)列可以看出，交互项估计系数与基准回归结果基本一致。

最后本文在表5第(6)列同时控制了贸易自由化、外资自由化和国有企制改革，结果显示交互项Human_capitali×post03t的估计系数依旧在1%的水平上显著为正。因此根据上述分析结果，我们可以认为在排除其他政策干扰后，“大学扩招”政策对企业出口市场多元化仍然具有显著的促进作用，即基准回归结果依然稳健。

表5 DID的有效性检验Ⅱ

(三)其他稳健性检验

表6 其他稳健性检验

五、影响机制检验

在上文的研究中我们主要发现了“大学扩招”所带来的人力资本积累显著促进了我国制造业企业出口市场的多元化，并且分析结果有较好的稳健性。接下来本文将进一步地研究人力资本积累对制造业企业出口扩张行为的作用机制，试图以此深入揭示二者的内在联系。

本文认为，“大学扩招”所带来的人力资本积累主要从生产成本降低和产品创新两个渠道促进企业出口市场的扩张。首先，根据异质性企业理论，企业产品进入到任何新的国外市场都需要支付一定的固定成本，高额的固定贸易成本要求企业拥有足够低的生产边际成本，也就是决定了企业进入市场的临界生产率。对于一国企业来说，不同出口市场的临界生产率各不相同，因此生产率越高(即边际成本越低)的企业越有能力和动力进入更多的出口市场[4-6]。随着大学扩招政策的实施，大量高教育水平的劳动力进入制造业企业，一方面高教育水平的劳动力更容易模仿和应用新科技从而表现出更出色的生产能力，提高了生产效率、降低了企业的边际成本；另一方面高教育水平的劳动力具有较高的资源配置能力，能够充分利用和配置生产要素从而突破要素边际报酬递减的约束，提升企业生产率[35]，从而最终促进企业出口到更多的海外市场。

其次，出口目国的消费者偏好也是企业决定是否进入的重要前提条件之一[9]。通常来说，企业创新可以提高该企业产品与市场中现有产品的差异程度，并且创新能力越强的企业越有能力为迎合目标市场的消费者偏好设计新产品或对现有产品进行有针对性的改良和升级，从而提高了企业产品的出口竞争力，有助于企业出口市场的扩张[36]。而高知识水平和高技能劳动力有着较强的学习能力和创新能力，同时还具有“要素聚集”效应[15]。随着企业高等教育员工比例的上升，企业对创新的投入意愿也会不断增加，会更有动力进口高质量的中间品与之相匹配并从中获得先进技术，从而进一步强化企业的创新能力。

基于以上分析，本文采用中介效应模型[37]检验“成本效应”和“创新效应”是否是“大学扩招”政策促进制造业企业出口市场多元化的影响渠道。在“成本效应”渠道中，基于异质性企业理论，本文用企业生产率作为企业生产成本的代理变量，企业生产率越高，其生产成本也就越低。由于企业生产率有多种估计方法，在异质性企业理论中是用劳动生产率来度量，考虑到劳动生产率忽略了资本以及其他投入使用强度的影响[38]，因此本文首先采用了用OP方法测算的企业全要素生产率进行检验。表7第(1)列报告了核心解释变量与中介变量的关系，即“大学扩招”政策对企业生产率的影响，可以看到交互项系数在1%的水平上显著为正，说明人力资本积累能够促进了企业生产效率的提升。随后，第(2)列我们将中介变量作为控制变量放入到基准回归方程中，可以看出企业生产效率的估计系数正向显著，并且通过与基准回归结果的对比，我们发现交互项系数在加入中介变量之后有明显的降低。同时在第(3)和第(4)列本文进一步的用劳动生产率(LP)替代全要素生产率做了与上述一致的分析。可以看出，结果与OP法计算的全要素生产率基本一致，由此，我们可以认为企业生产率具有中介效应作用，即人力资本积累通过降低企业生产成本作用于企业出口市场的多元化。在检验“创新效应”渠道中，本文采用企业专利申请数量表示企业的产品创新效应(6)本文用企业专利申请数量本文采用对数形式表示ln(patent+1)。，表7第(5)列报告了“大学扩招”政策对企业专利申请数量的影响，可以看到交互项系数在1%的水平上显著为正，并且在将企业申请专利数量作为控制变量放入基准回归后，我们从第(6)列可以发现，企业申请专利数量系数依然显著，并且交互项系数估计值降低，这说明产品创新是人力资本积累促进企业出口市场多元化的中介变量。

表7 “成本效应”机制检验

为了进一步检验“成本效应”和“创新效应”渠道的稳健性，本文借鉴了Sobel的系数乘积检验法[39]。通过计算发现，上述所证明成立的中介变量Z统计量值的相伴随概率在低于1%的水平上显著。由此可见，成本降低和产品创新是“大学扩招”所带来的人力资本积累对企业出口市场多元化提升的有效渠道。

六、拓展分析：企业所有制、地区差异以及出口国家性质

(一)企业所有制

根据企业所有制的不同，本文对国有企业、外资企业以及民营企业进行分样本回归，估计结果报告在表8第(1)列至第(3)列中。可以看出,人力资本的积累显著促进了民营企业和外资企业出口市场的多元化，但是对国有企业的促进作用并不显著。这很可能是因为国有企业是否开拓新市场更多会出于外交关系和国家安全的考虑，因此受到人力资本积累的影响相对较弱。此外，我们通过比较表8第(2)和第(3)列的回归系数发现，人力资本积累对民营企业的促进效果明显高于外资企业。对此可能的解释是，一方面，在我国外资企业的出口中，加工贸易所占份额较大[40]，而加工贸易企业从事活动的技术含量以及所需要的工人技术水平一般较低[41]，因此受到人力资本冲击的影响效果较差，从而削弱了“大学扩招”政策后外资企业出口市场多元化上升的整体表现；另一方面，外资企业往往还会受制于跨国公司生产网络的约束，其多数产品的出口销售需要服务于母国市场[11]，这也可能导致人力资本积累对外资企业出口市场多元化促进作用被削弱。

(二)地区差异

大量的研究表明，劳动力的流入与地区的经济自由和开放程度呈正相关关系[42-43]，而通常来说，市场化程度高的地区，具有营商环境优质、资源配置高效以及流动成本低的特征，因此理论上能够吸引更多的人力资本进入并且更能充分发挥其经济价值。为此，本文采用了王小鲁等[44]所测算的中国各省、自治区和直辖市2000—2006年市场化进程指数衡量样本期间不同地区的市场化程度，并作为调节变量放入到基准回归式中，从而考察不同市场化程度的地区对人力资本积累作用在企业出口市场多元化效果的差异。从表8的第(4)列可以看出，三重交互项Humancapitalj×post03t×M_Dpt的系数显著为正，这表明对于市场化程度越高的出口企业，人力资本积累对其出口市场数量的提升作用越强。

(三)出口国家性质

改革开放以来，我国凭借劳动数量和成本的比较优势实现了出口爆炸式的增长，但是出口产品主要以低附加值的劳动密集型产品为主，而出口市场也主要集中在欧、美、日等发达国家。在前文的分析中，我们发现了“大学扩招”政策所带来的人力资本积累显著促进了企业出口市场的多元化，即出口市场数量的增加。那么随着越来越多的高教育、高技能劳动力进入制造业，企业出口市场的国别选择是否会发生改变？为此，本文采用World Bank数据库中对不同收入国家的定义，将企业出口市场分为发达国家和发展中国家。从表8第(5)至(6)列我们可以发现，人力资本积累显著促进了企业出口到更多的发展中国家，并且对行业人力资本密集度越高的企业促进效果越大，但是对发达国家出口市场的扩张作用并不显著。对此可能的解释是，随着越来越多的高教育水平劳动力的参与企业的生产经营，企业对创新的投入的意愿也会增强，促进了高技术密集型产品的生产以及现有产品的升级。但是由于发达国家在技术、工人教育水平和资本方面本身具有比较优势，因此虽然人力资本积累促进了我国企业生产率和创新能力的提高，但是高端产品在发达国家市场的竞争力相较于发展中国家并不明显，对发达国家的市场扩张效果不显著。

表8 拓展分析结果

七、结论

出口市场的多元化是分散贸易波动风险、保证贸易稳定增长的重要途径[45]。对于企业拓宽海外市场影响因素的研究，以往的文献主要聚焦于目的国特征、外部环境不确定性、企业生产率等方面，鲜有文章从人力资本的角度对企业的出口行为进行分析。本文以我国1999年“大学扩招”政策后接受高等教育的劳动力显著上升作为准自然实验，采用倍差法分析人力资本与企业出口市场数量之间的关系以及内在机制，并得到以下结论：(1)“大学扩招”政策有效地促进了制造业企业出口市场数量增加以及集中度下降，在排除了其他可能干扰因素后，结果依然显著。并且在2000—2006年期间，制造业企业出口市场数量增加的14.97%可以用人力资本积累来解释。(2)机制检验部分，本文通过中介效应模型发现人力资本积累主要通过“成本效应”和“创新效应”渠道影响并促进企业出口市场数量的增加。一方面，高质量劳动力能够通过生产效率的提升，降低企业的边际成本，从而有能力克服高额的出口固定成本进入更多的出口市场；另一方高知识水平和高技能劳动力有着较强的学习能力和创新能力，这使得企业更能迎合目标市场的消费者偏好，通过对产品进行针对性的改良升级，加强企业的出口竞争力。(3)拓展分析部分，我们发现，首先人力资本积累有效地促进了民营企业和外资企业出口市场的扩张，其中对民营的促进效果最为显著。其次，人力资本积累对高市场化程度地区企业的出口市场数量的提升效果更为明显。最后，人力资本积累主要促进了制造业企业向发展中国家和地区拓宽市场，但对发达国家的市场扩张效果并不显著。

本文的研究对于在逆全球化加剧的国际形势下，如何稳定外贸和促进我国外贸高质量发展具有重要的政策意义。首先政府应当继续重视和推进高等教育的发展，提升教育质量，并且各地区应当根据自身人力资本的实际情况制定相配套的产业政策，加强人力资本与当地产业结构的匹配度，提高人力资本的产出效率。其次，民营企业应当更加重视人力资本的投资，通过引进高技术人才提高企业的生产率和创新水平，提升企业的出口竞争力。最后，制造业企业应当重视与发展中国家的联系，利用好“一带一路”平台，充分发挥高质量劳动力在企业生产和管理中的优势，促进海外市场的开拓。