贸易自由化与人力资本积累：来自中国的证据

刘铠豪 王雪芳 张 璇

(山东大学，山东 济南 250100)

一、引言

加入世界贸易组织(WTO)是中国改革开放进程中影响最深远、冲击最剧烈的事件之一，也是中国改革开放史上重要的里程碑。加入WTO，是开始也受到了很多质疑，主要是由于中方在入世协定中做了不少承诺，包括大幅度降低货物进口关税，开放服务贸易市场、修改相应的法律法规等，这些都很有可能给国内的企业和劳动力市场带来冲击，进而影响家庭经济决策。教育投资作为中国家庭支出决策的重要方面，会受到贸易自由化的影响吗？如果受到影响的话，贸易自由化又是通过哪些路径影响人力资本积累呢？

传统的贸易理论指出，一国的贸易自由化总体而言能够提升社会福利，但是贸易自由化的过程通常伴随着劳动力市场的动态调整和收入的再分配效应。劳动力市场在动态调整过程中所产生的调整成本会减少潜在的贸易福利(Dix-Carneiro,2014)。人力资本积累作为经济长期增长的原动力和中国经济转型升级的内驱力，会成为调整成本的一部分吗？

在“逆全球化”浪潮席卷全球、贸易保护主义重新抬头、中美经贸摩擦不断的外部环境下(刘铠豪 等，2020a)，在目前中国政府大力鼓励进口并进一步下调关税的政策背景下，在人口红利逐步褪去、人力资本日趋成为中国经济转型升级的内驱力的客观现实面前，厘清贸易自由化与人力资本积累之间的关系具有重大的理论和现实意义。鉴于此，本文利用各行业关税税率差异以及各城市“入世”前产业结构的差异，构建城市层面的关税削减指标、针对男性就业的关税削减指标和针对女性就业的关税削减指标，并基于2002—2006年城镇住户调查(UHS)微观数据深入考察“入世”带来的关税削减即贸易自由化如何影响人力资本积累。

二、文献综述

近年来，贸易自由化对人力资本积累的影响发了学术界的广泛关注。国外的相关研究按照研究对象经济发展水平的差异，大致可以划分为两种类型：一是聚焦于发展中国家。部分研究表明，贸易自由化有利于人力资本积累。例如，Edmonds et al.(2005)以越南为样本的研究发现，贸易自由化有助于减少童工数量，进而有利于人力资本积累。类似地，Kis-Katos et al.(2011)基于印度尼西亚的研究也表明，贸易自由化减少了童工数量，促进了人力资本积累。此外，Robertson(2007)也证实墨西哥在贸易自由化过程中实现了人力资本的加速积累。但也有研究指出，贸易自由化不利于人力资本积累。例如，Edmonds et al.(2009，2010)以印度为样本分别考察了贸易自由化对印度城市和农村儿童教育投资的影响，发现贸易自由化引致的收入效应降低了印度城市和农村儿童的平均受教育程度，不利于人力资本积累。二是聚焦于发达国家。例如，Autor et al.(2013)的研究发现，贸易自由化过程中来自中国的进口竞争改变了美国个体进行教育投资的相对报酬，恶化了美国劳动力市场的就业机会，但提高了美国的高中毕业率，有利于人力资本积累。而Greenland et al.(2016)则发现，贸易自由化进程中来自中国的进口冲击增加了美国的高中就业率，不利于人力资本积累。因此，关于贸易自由化到底是促进还是抑制了人力资本积累，无论是聚焦于发展中国家还是发达国家，相关研究均未达成一致的结论。

国内的相关研究近几年开始不断涌现，依据研究视角大致可以归为两类：一是基于企业层面的研究。赵灿等(2019)采用企业层面的微观雇佣数据发现，进口自由化能够显著促进企业人力资本升级效应，即进口自由化提高了高技能劳动力的相对雇佣比，有利于企业人力资本优化。王巍等(2020)同样基于企业层面的微观数据进一步指出，进口关税下降有利于企业进行人力资本投资，但中间品进口关税除外。二是基于城市层面的研究。赵春明等(2020)采用Bartik方法构建城市层面的关税削减指标发现，主动扩大进口显著促进了当地人力资本积累。佟家栋等(2021)以中国加入世贸组织为外生冲击发现，贸易自由化有利于城市人力资本积累。

梳理已有文献可以发现，目前还没有研究基于以中国为样本的微观个体数据系统地探究贸易自由化对个体人力资本积累的影响。相较于已有研究，本文的主要贡献在于：一是借鉴Autor et al.(2019)基于“与性别相关的进口渗透冲击”的思路，以各行业男性和女性的就业份额为权重，将城市层面的关税变化指标进一步细化为针对男性就业的关税变化指标和针对女性就业的关税变化指标；二是基于“受教育程度和受教育年限”的双重视角，采用以中国为样本的微观数据检验关税削减对个体人力资本积累的影响程度，从个体人力资本形成的视角揭示关税削减带来的调整成本；三是丰富了人力资本积累领域的经验研究，验证了贸易环境对人力资本积累的实质性影响；四是探究了关税削减影响个体人力资本积累的渠道和路径，探讨了关税削减与个体人力资本积累的异质性关系。

三、理论分析

本文认为，贸易自由化主要通过三条路径对人力资本积累产生影响，具体说明如下：

基于宏观层面的视角，贸易自由化可能通过影响地方政府提供的教育公共服务供给水平，进而对人力资本积累产生潜在影响。依据现有的研究，贸易自由化会减少地方财政收入(Khattry et al., 2002；Ali et al.,2017)，进而不利于地方政府提供公共服务(周黎安 等，2015;詹新宇 等，2022)。中国在教育公共服务上实行“分级办学、地方为主”的体制，教育是地方政府提供的重要公共服务。鉴于此，当贸易自由化减少地方财政收入进而抑制地方政府提供公共服务时，地方政府提供的教育公共服务水平将受到负面冲击，这在一定程度上抑制人力资本积累。因此，教育公共服务的供给水平可能是贸易自由化影响人力资本积累的潜在路径。

基于微观层面的视角，贸易自由化可能通过影响教育投资的成本和教育投资的收益(教育回报率)，进而影响人力资本积累。Becker(1994)的人力资本积累理论将教育视为一种投资，认为个体教育获取与教育投资的成本和收益密切相关。教育投资的成本包括学杂费等接受教育的直接成本，也包括因接受教育而损失的就业机会和收入等间接成本，两者之和可以用“教育的机会成本”来概括；教育投资的收益则来自更高的受教育水平所带来的收入增加，即教育回报率。因此，基于个体教育选择理论，贸易自由化主要通过两种渠道作用于人力资本积累：一方面，贸易自由化对就业和收入的影响已经得到了广泛证实(Erten et al.,2019；王孝松 等，2020；Kovak,2013；Hakobyan et al.,2016；戴觅 等，2019)，所以贸易自由化可能通过影响教育投资的机会成本进而影响人力资本积累；另一方面，贸易自由化对教育投资的收益(教育回报率)的影响也已被证实(Acemoglu，2002；Han et al.,2012；陈开军 等，2014；刘书祥 等，2014；佟家栋 等，2021)，所以贸易自由化还可能通过影响教育投资的收益(教育回报率)进而影响人力资本积累。因此，教育投资的成本和教育投资的收益(教育回报率)可能是贸易自由化影响人力资本积累的潜在渠道。

综上所述，贸易自由化可能通过影响宏观层面的教育公共服务供给水平、微观层面的教育投资的成本和教育投资的收益(教育回报率)三条路径进而影响人力资本积累。

本文的研究框架如图1所示。

图1 研究框架

四、研究设计

(一)数据来源与处理

本文所采用的数据主要包括国家统计局城镇住户调查(Urban Household Survey,UHS)数据、工业企业数据库、2000年人口普查1%抽样调查数据、WITS数据库中的关税数据和城市层面的数据，具体介绍如下：

(1)城镇住户调查(UHS)数据。此数据主要来自国家统计局城镇住户调查。该调查主要对象为城镇地区的常住人口(包括户口在本地的家户以及户口在外地，居住在本地半年以上的家户)，每年调查一次，样本选择采取分层抽样的方法从中国所有城镇中随机选取，并采取轮换更替制进行重新抽样。数据汇报了受访家户分家庭成员的个人信息，包括性别、年龄、受教育程度等人口特征变量，以及就业状态、职业、收入状况等。尽管城镇住户调查的原始数据从1988年开始，但本文仅使用了2002—2006年的数据，主要是基于以下两点考虑：首先，城镇住户调查的问卷内容曾于1992年、1997年、2002年和2007年进行了调整，且调整幅度较大，使得不同时期的问卷包含的变量存在诸多差别。其次，本文所研究的贸易自由化主要由中国加入WTO引起，而加入WTO的时间是2001年12月，进口关税的大幅削减集中在2006年之前的阶段。因此，将样本锁定在2002—2006年既可以保证进口关税大幅削减的过程在样本期之内，又能保证研究样本的一致性。

(2)工业企业数据库。城镇住户调查数据的一个缺陷是行业定义比较粗糙，仅包括“农业”“制造业”“金融服务业”等大类行业，而本文需要识别细分行业的产业结构信息。为解决这一问题，本文采用了2001年工业企业数据库。工业企业数据库包含中国工业部门全部国有企业以及“规模以上”(年销售额500万元以上)非国有企业，其产值占到中国工业总产值的90%以上。数据提供了企业所在地城市信息以及4分位编码行业信息(共525个工业行业)。借鉴戴觅等(2019)的做法，本文将数据进行加总得到每个城市-行业层面的就业人数，用于计算地区层面关税指标中的就业权重。

(3)2000年人口普查1%抽样调查数据。为了构建针对男性就业和女性就业的关税变化指标，需要求出各个行业初始期的男性就业比重和女性就业比重，而2001年工业企业数据库并不包含企业层面的男性从业人员数和女性从业人员数这两个指标，因而无法计算每个城市-行业层面的男性和女性就业比重。鉴于此，采用2000年人口普查1%抽样调查数据来测算每个城市-行业层面的男性和女性就业比重，进而构建出针对男性就业和针对女性就业的关税变化指标。

(4)WITS数据库中的关税数据。关税数据来自World Integrated Trade Solution(WITS)数据库，涵盖所有采矿业和制造业的关税，精确到国际标准产业分类(ISIC Rev.3)4位数水平，本文将其匹配到国民经济行业分类(CSIC)4位数水平。

(5)城市层面的数据。城市层面的数据主要来自中国研究数据服务平台里的中国城市统计数据库(Chinese City Statistics Database,CCSD)、各城市年度国民经济和社会发展统计公报、各省份统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。

(二)指标构建

借鉴Dai et al.(2018)、Erten et al.(2019)和刘铠豪等(2022)，本文采用“区域劳动力市场”分析法来识别贸易自由化对个体人力资本积累的影响，并采用各城市所经历的关税削减来衡量其贸易自由化，构建地区层面的关税水平指标如下：

(1)

其中：c表示城市，t表示年份，j表示行业；Traiff表示行业j在年份t的关税税率，精确到4分位水平；L表示2001年c城市j行业的劳动力数量，L表示2001年c城市的劳动力数量。从式(1)可见，城市层面关税水平是行业层面关税水平的加权平均，权重是行业劳动力数量在初始年份(2001年)占c城市劳动力总量的份额。式(1)表明，如果j行业在该城市所占的就业份额较大，那么j行业的关税大幅削减会使该城市经历较强的关税削减冲击。TC的差异主要源于两个方面：一是不同行业关税税率的差异；二是不同城市在初始年份(中国加入WTO之前)的产业结构差异。

式(1)衡量的是城市层面所经历的关税削减，没有区分其对男性和女性工人的就业冲击差异。鉴于此，本文构建给定城市层面的关税削减冲击下分别针对男性就业和女性就业的关税削减冲击指标：

(2)

(3)

与式(1)相比，式(2)和式(3)分别引入了城市行业的男性就业比重(1-f)和女性就业比重(f)，进而可以用于衡量针对男性就业和女性就业的关税削减冲击。

(三)计量模型与变量说明

本研究所关注的是各个城市16周岁及以上、40周岁及以下的群体。下限取16周岁主要是基于两方面的考虑：一是根据中国的义务教育法，小学入学年龄是6～7周岁(不超过7周岁)，所以正常情况下16周岁时刚好完成义务教育并且可以选择是否继续上学；二是法定劳动年龄是16周岁，即这一年龄个体具备了进入劳动力市场的资格。上限取40周岁是因为UHS样本数据显示，40周岁以后几乎没有个体选择继续接受教育。此外，考虑到少数家庭有两代人同时出现在样本里，为了避免亲子关系的干扰，剔除了这样的家庭(共计9个)。因此，本文设定基准回归模型如下：

Y=α+βTC+γIndividualCV+γHouseholdCV+γCityCV+

λ+u+η+φ+ε

(4)

Y=α+βTCM+γIndividualCV+γHouseholdCV+γCityCV+

λ+u+η+φ+ε

(5)

Y=α+βTCF+γIndividualCV+γHouseholdCV+γCityCV+

λ+u+η+φ+ε

(6)

其中：下标i、c和t分别代表个体、城市和年份。被解释变量Y包括两个变量，分别是c城市的个体i在t期的受教育程度(education)和受教育年限(schoolyear)。由于劳动力市场和家庭教育决策对关税冲击的反应需要一定的时间，本文借鉴戴觅等(2019)的做法，采用滞后一年的关税：一方面，可以体现劳动力市场和家庭教育决策对关税冲击调整的时滞；另一方面，可以减小关税的内生性问题。选取的控制变量主要涉及三个层面：IndividualCV代表个体层面的控制变量，具体包括性别、年龄、是否为户主、是否已婚、转移性收入；HouseholdCV代表家庭层面的控制变量，具体包括家庭可支配收入、人均现住房使用面积、自有房租金折算和退休者占家庭人口比例；CityCV代表城市层面的控制变量，具体包括人均GDP、城市出口额、人口密度、第一产业就业比重和教育事业费支出占地方财政预算内支出比重。此外，本文还控制了年份固定效应λ、地区固定效应u、行业固定效应η和就业情况固定效应φ，ε为干扰项。

变量说明及描述性统计如表1所示。

表1 变量说明及描述性统计

五、实证分析

(一)基准回归

表2和表3分别汇报了当被解释变量为受教育程度和受教育年限时的基准回归结果。对比表2列(1)～(3)不引入控制变量的估计结果和列(4)～(6)引入控制变量后的估计结果可以发现：关税削减抑制了个体受教育程度的提高。并且，相对于针对女性就业的关税削减而言，针对男性就业的关税削减对个体受教育程度的边际影响更大。对比表3列(1)～(3)不引入控制变量的估计结果和列(4)～(6)引入控制变量后的估计结果发现：关税削减抑制了个体受教育年限的增长。并且，相对于针对女性就业的关税削减而言，针对男性就业的关税削减对个体受教育年限的边际影响更大。综上可知，关税削减抑制了人力资本积累，并且相对于针对女性就业的关税削减而言，针对男性就业的关税削减对人力资本积累的抑制作用更大。

表2 基准回归：以受教育程度为被解释变量

表3 基准回归：以受教育年限为被解释变量

(二)稳健性检验

为了证明基准回归结论的可靠性和可信度，本文进行了大量的稳健性检验。

1.替换核心解释变量

鉴于中国“入世”前所承诺的协议关税税率的外生性更强一些，本文采用中国加入世贸组织议定书中关税逐年减让表所承诺的协议关税税率重新测算关税削减冲击(TC_agreement)、针对男性就业的关税削减冲击(TCM_agreement)和针对女性就业的关税削减冲击(TCF_agreement)，估计结果依旧稳健。

2.更换估计方法

受教育程度(1：未上过学；2：扫盲班；3：小学；4：初中；5：中专；6：高中；7：大学专科；8：大学本科；9：研究生)这类有着天然的排序的离散数据被称为“排序数据”(Ordered Data)，基准回归时采用OLS方法是把排序视为基数来处理。对于排序数据，也可以使用潜变量法来推导出MLE估计量，即Ordered Probit模型。如果假设扰动项服从逻辑分布，则可得到Ordered Logit模型。鉴于此，当被解释变量为受教育程度时，本文采用了Ordered Probit估计和Ordered Logit估计，回归结果非常稳健。受教育年限(0：从未上过学或上过扫盲班；6：小学；9：初中；12：高中或中专；15：大学专科；16：大学本科；19：研究生)是依据受教育程度计算出来的在校接受教育年限，在一定程度上也是“排序数据”，所以当被解释变量为受教育年限时，本文也采用了Ordered Probit估计和Ordered Logit估计，回归结果依然非常稳健。

3.切换样本至家庭层面

在基准回归中，本文的研究视角聚焦于个体层面，现将样本切换至家庭层面以检验估计结果的稳健性，选取家庭最高学历作为家庭人力资本积累的代理变量，估计结果比较稳健。

4.更换样本

首先，在中国，直辖市的行政等级与省级等同，高于地级市的行政等级，行政等级的不同可能导致关税削减对人力资本积累产生差异化影响。因此，本文对剔除四个直辖市之后的样本重新进行回归，估计结果非常稳健。

其次，考虑到农业部门从业人员的收入主要来自经营性收入而非工资收入，受劳动力市场条件的影响相对较小，所以予以剔除。进一步，采用剔除这些群体之后的样本重新回归，估计结果依旧稳健。

再次，对本文所采用的“区域劳动力市场(local labor market)”分析法的一个潜在挑战是关税削减冲击对劳动力在城市间的流动产生显著影响。例如，如果一个城市受到的关税削减冲击较大，劳动力市场遭受较大的负面冲击，其部分劳动力更愿意迁移到其他城市，那么该部分劳动力的子女亦有可能追随其父母迁移到其他城市接受教育，这意味着该城市的人力资本积累相对较慢可能是由于劳动力(及其子女)迁移到其他城市过程中引致的研究对象“组成效应”所导致的。鉴于城镇住户调查的问卷中有“何时来本市镇居住？”这一问题，本文剔除了2002年之后迁移到本市镇的样本群体，只保留自2002年起一直居住在同一城市的样本群体，以消除人口流动可能导致的估计偏误。采用剔除这些群体之后的样本重新回归，估计结果依旧稳健。

最后，与本研究的识别策略密切相关的一个假设是假定学生完成义务教育(16岁)之后才会在继续上学和进入劳动力市场之间做出决策，但是，如果有一些孩子在未达到法定劳动年龄(16岁)之前就被工厂非法雇佣的话，将打破本文的研究假设。为了排除潜在的童工现象对估计结果的干扰，本文剔除了未获得初中和小学学历的样本并重新回归，估计结果比较稳健。

5.考虑其他因素干扰

中国在加入WTO前后也实施了其他方面的改革，比如在1999年启动的“大学扩招”政策，为了排除该政策对估计结果的干扰，借鉴赵春明等(2014)的做法，以每万人在校大学生的增加数量(college_increase)来衡量高等教育的扩张程度。引入该变量之后的回归结果表明，估计结果比较稳健。

中国加入WTO之后不仅大幅削减自身的进口关税，其他国家和地区对中国的出口商品也相应地做出关税减让，这意味着中国出口商面临着外部关税下降的出口自由化冲击。为避免外部关税下降这一出口自由化冲击的干扰，借鉴Edmonds et al.(2010)的方法，本文构建了外部关税减让指标，具体过程如下：

其次，式(8)中，c表示城市，j表示行业，精确到4分位水平。L表示2001年c城市j行业的劳动力数量，L表示2001年c城市的劳动力数量。从式(8)可以看出，城市层面的外部关税减让指标是行业层面外部关税(或出口关税)变化的加权平均，权重是行业劳动力数量在初始年份(2001年)占城市劳动力总量的份额。

(7)

(8)

构建了外部关税减让指标之后，本文相应地构建了针对男性就业的外部关税减让指标和针对女性就业的外部关税减让指标。在回归中引入相应的外部关税减让指标发现，估计结果依旧稳健。

6.安慰剂检验

(9)

(10)

图2 随机处理后的和的分布(安慰剂检验)

通过图2报告的估计系数的概率密度分布可以发现，随机处理的估计值集中分布在零附近，与基准结果相比非常接近于零，且不显著，而基准估计结果(用垂线表示)位于整个分布之外。因此，可以反推γ=γ=γ=γ=γ=γ=0，从而证明不存在其他随机因素影响基本结论，之前的估计结果是稳健的。换言之，这说明随机生成的关税削减(包括针对男性就业的关税削减、针对女性就业的关税削减)冲击没有影响，反推出关税削减(包括针对男性就业的关税削减、针对女性就业的关税削减)冲击对人力资本积累的抑制作用是真实存在的。综上所述，关税削减(包括针对男性就业的关税削减、针对女性就业的关税削减)冲击对人力资本积累的抑制作用并未受到未观测到的遗漏变量的干扰。这种安慰剂的稳健性检验方法近年来得到了广泛的使用，比如La Ferrara et al.(2012)、Liu et al.(2015)、刘铠豪等(2022)等。

7.更换年龄界限

考虑到在本文的样本周期内，处于义务教育阶段的儿童群体中可能会存在少数的留级或者跳级的群体，为了排除这一特殊群体对估计结果的干扰，本文将样本的年龄区间依次更换为15～40、17～40，估计结果仍然比较稳健。

(三)潜在的影响机制分析

为了系统全面地探讨关税削减影响人力资本积累的渠道，本文从宏观层面的教育公共服务供给水平和微观层面的个体教育选择决策两个视角进行了详细的探讨。依据图1的研究框架，本文在宏观层面上需要检验的影响机制是关税削减是否通过降低教育公共服务供给水平进而抑制了人力资本积累。在地方教育公共服务供给水平方面，借鉴Edmonds et al.(2010)的做法，选取普通中学和大学的每万人拥有学校数和师生比作为代理指标。

表4和表5的估计结果显示，关税削减并没有降低地方的教育公共服务供给水平，甚至在一定程度上提升了每万人拥有普通中学数。因此，地方的教育公共服务供给水平并不是关税削减抑制人力资本积累的潜在路径。

表4 影响机制检验：教育公共服务供给水平——每万人拥有学校数

表5 影响机制检验：教育公共服务供给水平——师生比

依据图1的研究框架，本文在微观层面上需要检验的影响机制包括：(1)关税削减是否通过增加教育投资的成本进而抑制了人力资本积累？(2)关税削减是否通过降低教育投资的收益(教育回报率)进而抑制了人力资本积累？

对于问题(1)，由于教育投资的成本包括直接成本和间接成本，所以分别对这两种成本进行相应的检验。首先，借鉴Edmonds et al.(2010)的做法，本文依次采用个体非义务教育学杂费、个体非义务教育学杂费占家庭可支配收入的比重来衡量直接成本。表6的估计结果表明，关税削减对直接成本的影响在统计上并不显著。因此，关税削减并没有通过增加直接成本抑制人力资本积累。

表6 影响机制检验：教育投资的直接成本

其次，借鉴赵春明等(2020)的做法，本文采用就业机会和收入损失来衡量间接成本。对于因上学而损失的就业机会这一机会成本而言，选取可贸易部门就业比率、农业部门就业比率和服务业部门就业比率这三个指标来考察当地劳动力市场内部的就业调整可能对关税削减冲击整体所做出的反应。结果见表7、表8。

表7 影响机制检验：教育投资的间接成本——就业机会

表7的估计结果表明，关税削减冲击增加了当地低技能劳动力在可贸易部门的就业机会，使得选择直接去可贸易部门就业、放弃继续上学的群体增加，从而抑制了人力资本积累。表8的估计结果表明，关税削减冲击整体而言降低了全部劳动力的总收入和工薪收入，但这一负效应主要作用于高技能劳动力，对低技能劳动力的收入水平并无实质性影响。因此，关税削减并没有通过影响“因就学而延迟进入劳动力市场就业所带来的收入损失”这一机会成本进而抑制人力资本积累。综上所述，关税削减通过增加了教育投资的间接成本——当地低技能劳动力在可贸易部门的就业机会，从而抑制了人力资本积累。

表8 影响机制检验：教育投资的间接成本——收入损失

对于问题(2)，借鉴Edmonds et al.(2010)和Han et al.(2012)，设定Mincer工资方程进行检验。如表9列(1)和列(5)所示，Mincer工资方程的估计结果表明，受教育年限确实提高了工资水平。为了进一步探究关税削减是否影响了教育回报率，在回归中引入关税削减(包括针对男性就业的关税削减和针对女性就业的关税削减)与受教育年限的交乘项。表9列(2)～(4)和列(6)～(8)的回归结果表明，交乘项显著为正，意味着随着关税水平的下降，受教育年限对工资水平的边际影响也将随之下降。而当高中及以上阶段的教育回报率下降时，高中及以上阶段教育的吸引力也随之降低，从而不利于人力资本积累(郑筱婷 等，2019)。因此，关税削减通过影响教育回报率进而抑制了人力资本积累。综上可知，关税削减主要通过增加教育投资的机会成本(间接成本)和降低教育回报率两条路径抑制了人力资本积累。

表9 影响机制检验：教育回报率

(四)异质性检验

为了全面认识关税削减与人力资本积累之间的异质性关系，本文接下来从不同维度进行了大量的异质性检验，具体如下：

1.不同学历：高中(或中专)VS大学(或大专)VS研究生

由于不同受教育阶段群体的努力程度以及回报存在差异(孙枫 等，2021)，关税削减到底在哪个阶段抑制了人力资本积累呢？为了探究这一问题，本文探讨了关税削减对被调查个体文化程度(包括高中(或中专)、大学(或大专)和研究生)的影响差异。分组回归的估计结果表明，随着学历的升高，关税削减对人力资本积累的抑制作用依次减弱。

2.不同就业部门：贸易部门VS非贸易部门

关税削减对人力资本积累的影响在不同就业部门之间是否存在显著差异也是本文异质性探讨的重要方面。对比分组回归的估计结果发现，相对于非贸易部门而言，关税削减对贸易部门人力资本积累的抑制作用更大。

3.不同户籍类型

本文也探究了关税削减对人力资本积累的影响在不同户籍类型的群体之间的差异，对比分组回归的估计结果发现，关税削减会抑制非农业户口群体的人力资本积累，而对农业户口群体的人力资本积累的影响在统计上并不显著。为了进一步探究关税削减到底影响了哪种类型的非农业户口群体，本文将非农业户口群体划分为本市(县)非农业户口和外地非农业户口两个组别，对比分组回归的估计结果发现，关税削减主要是抑制了本市(县)非农业户口群体的人力资本积累，对外地非农业户口群体的人力资本积累的影响在统计上并不显著。

4.不同家庭收入水平：家庭人均可支配收入较低VS家庭人均可支配收入较高

对于不同收入水平的家庭而言，关税削减对人力资本积累的影响是否存在显著差异呢？本文按照家庭人均可支配收入的中位数将样本划分为家庭人均可支配收入较低和家庭人均可支配收入较高两个组别。对比分组回归结果发现，关税削减主要抑制了家庭人均可支配收入较低群体的人力资本积累，而对家庭人均可支配收入较高群体的人力资本积累的影响在统计上并不显著。

5.不同地区：东部VS中西部

在地理维度层面，本文进一步探究了关税削减对人力资本积累的影响在东部地区和中西部地区之间是否存在明显差异。对比分组回归的估计结果可以发现：相对于东部地区而言，关税削减对人力资本积累的抑制作用在中西部地区更大。

6.不同地区：距离港口较近VS距离港口较远

此外，在地理维度层面，本文还考察了关税削减对人力资本积累的影响是否会随着该城市到港口距离的不同而存在差异。参照刘铠豪等(2020b)的做法，按照各城市到港口距离的中位数，将样本分为距离港口较近和距离港口较远两个组别。对比分组回归结果可以发现：相对于距离港口较近地区，关税削减对人力资本积累的抑制作用在距离港口较远地区更大。

7.不同地区：市场化程度较低地区VS市场化程度较高地区

关税削减对人力资本积累的影响是否会由于市场化程度的不同而存在差异也是本文关注的一个重要问题。首先，借鉴王小鲁等(2019)的市场化指数来衡量地方市场化程度；然后，基于市场化指数中位数将样本分为市场化程度较高地区和市场化程度较低地区两组。对比分组回归结果可以发现：相对于市场化程度较高地区而言，关税削减对人力资本积累的抑制作用在市场化程度较低地区更大。

六、结论与政策建议

基于2002—2006年城镇住户调查(UHS)微观数据，本文采用“区域劳动力市场”分析法来识别贸易自由化对人力资本积累的影响，结果表明：

(1) 贸易自由化抑制了人力资本积累，并且相对于针对女性就业的贸易自由化而言，针对男性就业的贸易自由化对人力资本积累的抑制作用更大。

(2) 贸易自由化通过增加教育投资的机会成本和降低教育投资的回报率进而抑制了人力资本积累。

(3) 贸易自由化对人力资本积累的影响在不同学历(高中或中专、大学或大专、研究生)、不同就业部门(贸易部门和非贸易部门)、不同户籍类型(非农业户口和农业户口；本市(县)非农业户口和外地非农业户口)、不同收入水平的家庭(人均可支配收入较低家庭和人均可支配收入较高家庭)和不同地区(东部和中西部；距离港口较近和较远地区；市场化程度较低和较高地区)之间存在一定的差异。

基于此，在目前中国政府正在大力鼓励进口并进一步下调关税的政策背景下，为了尽可能地避免贸易自由化或进口竞争引致的劳动力市场动态调整过程中所产生的调整成本抑制人力资本积累，本文提出如下政策建议：

(1)建立与贸易冲击挂钩的津贴保障制度，可以从根源上缓解(甚至消除)贸易自由化冲击对人力资本积累所产生的抑制作用。贸易自由化通过增加教育投资的机会成本和降低教育投资的回报率进而抑制了人力资本积累。因此，类似于美国的贸易调整援助项目(Trade Adjustment Assistance Program)致力于帮助那些“由于贸易冲击导致就业和收入受到负面冲击”的美国工人，中国也可以建立相应的与贸易冲击挂钩的津贴保障制度，例如，对遭受贸易冲击较为严重行业的工人给予一定的工作津贴和个人税收减免等。当贸易自由化冲击对教育回报率产生的负面冲击被削弱时，其对人力资本积累所产生的抑制作用也会相应地被削弱。

(2)逐步提高地区市场化程度，是缓解贸易自由化冲击抑制人力资本积累的有效路径。贸易自由化主要抑制了市场化程度较低地区的人力资本积累，而对市场化程度较高地区的人力资本积累的影响在统计上并不显著。因此，对于市场化程度较低地区而言，增强市场经济意识，夯实市场经济基础性制度，构建更加完善的要素市场化配置体制机制，充分发挥市场在资源优化配置中的作用，不断提高地区市场化程度，可以在一定程度上缓解贸易自由化对人力资本积累的抑制作用。