對外貿(mào)易與中國人力資本的積累：來自省級面板的證據(jù)

陳利鋒

（中共廣東省委黨校經(jīng)濟學教研部 廣東 廣州 510053）

一、引言

在經(jīng)濟全球化與全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的今天，貿(mào)易引起經(jīng)濟增長的觀點已經(jīng)成為學界的共識。那么與之相關的一個問題即貿(mào)易是如何影響經(jīng)濟增長的呢？對于這一問題的回答可謂眾說紛紜。傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論如Stiglitz（1970）等認為貿(mào)易主要是通過提高資本密集型產(chǎn)品的相對價格來影響經(jīng)濟增長[1]；但與之不同的是，Deardorff與Stern（1984）的經(jīng)驗研究卻發(fā)現(xiàn)貿(mào)易通過提高資本密集型產(chǎn)品的相對價格所帶來的經(jīng)濟增長績效可以忽略不計[2]。之后的研究如Muzumdar（1996）則認為貿(mào)易主要是通過促進物質資本的積累，進而放大了比較優(yōu)勢和促進索洛（Solow）式經(jīng)濟增長[3]。這些研究的共同點在于其建立在新古典增長理論（Neo-classical Growth Theory）的基礎上，這一理論由于過于強調物質資本積累的重要性以及對于現(xiàn)實經(jīng)濟增長績效的解釋力有限而飽受詬病。之后的Coe和Helpman（1995）等將這一問題的研究建立在內生增長理論的基礎上，強調貿(mào)易所帶來的技術溢出在經(jīng)濟增長中的作用[4]。與技術溢出密切相關另一個因素就是人力資本，因為人力資本積累狀況之間關系到先進技術在國家之間轉移的效果（Temple，1999[5]；Benhabib 和 Spiegel，2005[6]等）。然而，在對外貿(mào)易過程中，一些關于產(chǎn)品質量、樣式、規(guī)格等方面的貿(mào)易合約在無形中促進了貿(mào)易國投資于相關的教育和培訓，進而促進了人力資本的積累。因此，已有的研究可能忽略了一個十分重要的問題即貿(mào)易本身可能會促進人力資本的積累，進而引起經(jīng)濟增長。

基于以上思路，Galor與 Mountford（2008）利用世界各國1985-1989年的數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)[7]，對于OECD國家而言，對外貿(mào)易通過增加了其技術密集型產(chǎn)品的需求，進而增加了人力資本積累的需求，因而貿(mào)易促進了人力資本的積累；而對于非OECD國家卻不存在這種效應，但作者的樣本中并未包含中國。Hassine（2008）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易可以通過技術擴散進而促進了歐洲和地中海地區(qū)人力資本的積累[8]。以上研究所得到的共同結論是貿(mào)易促進了經(jīng)濟發(fā)達國家的人力資本積累。對于中國而言，改革開放以來，對外貿(mào)易總額不斷增長，在這過程中，GDP總量和人均GDP也在不斷的增長。我們不禁要問中國的對外貿(mào)易是否也促進了人力資本的積累呢？

已有的文獻如黃先海和石東楠（2005）[9]、羅良文和闞大學（2011）[10]等均發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易能夠影響中國人力資本的積累。但是這些研究可能存在兩個方面的不足：

第一，沒有考慮對外貿(mào)易的內生性問題，從而使得研究的結論很難令人信服。因為有可能是中國本身人力資本的積累提高了勞動身產(chǎn)率，進而促進了中國的國際貿(mào)易的增長。這種逆向因果關系可能導致研究結論完全失效。彭國華（2007）在考察國際貿(mào)易與中國地區(qū)生產(chǎn)率的關系時則充分考慮了國際貿(mào)易的內生性，結果發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易對于人力資本的不同構成部分具有不同的影響[11]。但是由于數(shù)據(jù)的可得性，該文只使用了中國2005年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，因而該文的結論僅僅建立在橫截面數(shù)據(jù)之上。而李文波等（2012）[12]盡管采用面板數(shù)據(jù)擴大了樣本空間，但是將人力資本簡單等同于教育，進而大大低估了浙江等省份的人力資本水平。

第二，采用全國整體數(shù)據(jù)等進行經(jīng)驗估計。事實上，由于中國國土面積廣袤人口眾多，各個地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大的差距，為我們進行經(jīng)濟試驗提供了良好的舞臺。我們可以將每個省看成是一個單獨的“經(jīng)濟體”，進而考察各省的對外貿(mào)易與人力資本積累之間的關系。另外，采用分省面板數(shù)據(jù)也可以擴大樣本空間，從而使得研究的結論更為穩(wěn)健。

本文對以上研究進行了擴展。首先本文使用的是中國大陸28個省、市、自治區(qū)(以下簡稱各省)自2002年至2012年的面板數(shù)據(jù)；其次考慮到國際貿(mào)易變量具有內生性，且基于計算的便利性，參考 Frankel和 Romer（1999）[13]、Galor與 Mountford（2008）[7]的方法，本文計算了中國各省自2002年至2012年對外貿(mào)易變量的根據(jù)變量Frankel-Romer工具變量（簡稱FRIV），通過采用面板IV-GMM方法，發(fā)現(xiàn)在本文的考察期內，各省的對外貿(mào)易對于人力資本的積累并不存在顯著性正效應，即整體而言，本文的研究并沒有找到貿(mào)易促進中國人力資本積累的經(jīng)驗證據(jù)。

在此基礎上，本文進一步對中國的樣本進行了細分，我們將北京、上海、天津、浙江、江蘇、山東以及廣東等7個沿海經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)（即沿海地區(qū))的樣本與其余省份樣本數(shù)據(jù)進行子樣本回歸。估計的結果發(fā)現(xiàn)，在本文考察期內，對于我國沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)而言，貿(mào)易促進了這些地區(qū)人力資本的積累；而對于廣大中西部地區(qū)而言，貿(mào)易并未促進其人力資本的積累。這一結論與Galor與Mountford（2008）[7]基于發(fā)達國家與發(fā)展中國家的研究結果一致。

在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)了一個與內生增長理論所描述的相反的情況即浙江-陜西之謎。由于已有的理論與經(jīng)驗研究中采用初中或者高中以上文化程度人口在總人口中的占比度量人力資本，那么陜西省人力資本的數(shù)量遠高于浙江省；但是其經(jīng)濟發(fā)展水平卻遠低于浙江省。這一現(xiàn)象與內生增長理論所預測的存在顯著差異。本文的結論對這一現(xiàn)象做出了解釋：貿(mào)易促進了浙江省人力資本的積累。

本文首次嘗試對中國各省的國際貿(mào)易與人力資本積累之間的關系進行系統(tǒng)性的經(jīng)驗檢驗。與以往的研究不同，本文主要做了以下幾個方面的工作：第一，本文使用了2002年至2012年的三維面板數(shù)據(jù)，大大擴展了樣本空間，進而使得本文研究結論更加具有穩(wěn)健性；第二，本文充分考慮了貿(mào)易的內生性，并且采用了FRIV的方法對這一問題進行了較好的處理；第三，與已有的大多數(shù)將人力資本等同于學校教育的研究不同，本文考察了人力資本的不同構成，進而計算了由教育和健康構成的人力資本；第四，本文的研究為解釋浙江-陜西之謎以及我國日益擴大的區(qū)域差距提供了一個新的角度，即沿海經(jīng)濟發(fā)到地區(qū)在其對外貿(mào)易過程中促進了人力資本的積累，而廣大欠發(fā)達地區(qū)的對外貿(mào)易卻不存在這一效應，因而人力資本積累上的差異導致了經(jīng)濟發(fā)展水平上日益擴大的差距。正是如此，本文的研究結論具有重要的政策含義：通過產(chǎn)業(yè)結構的調整與轉移，促進廣大經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，提高出口產(chǎn)品的技術含量，進而通過對外貿(mào)易促進其人力資本的積累和經(jīng)濟的增長。當然，在這一過程中，區(qū)域之間由于人力資本積累上的差距造成的經(jīng)濟發(fā)展水平差距也可能縮小。

本文的結構安排如下：第二部分對數(shù)據(jù)的來源、處理以及內生國際貿(mào)易的工具變量FRIV的估算進行說明；第三部分采用工具變量廣義矩方法（Instrument Variable-Generalized Method ofMoment，簡稱IV-GMM）對模型進行估計與說明；第四部分將樣本分為經(jīng)濟較為發(fā)達的沿海地區(qū)與經(jīng)濟較為落后的內陸地區(qū)，并重新對模型進行估計；最后是本文的總結。

二、模型分析

參考 Galor與 Mountford（2008）[7]模型的設定，本文建立如下經(jīng)驗研究模型：

其中l(wèi)nhcrit表示對應于第t個年份的第i個省份的人力資本水平；lntrit和lnpgdpit分別為對外貿(mào)易變量與人均GDP變量。

（一）數(shù)據(jù)來源與處理說明

關于人力資本的度量，大量已有的研究均采用高中以上文化程度的人口占比這一指標。但是這一指標存在明顯的缺陷，因為如果按照這一指標，浙江省的人力資本數(shù)量將遠小于陜西省(前者高校與研究機構的數(shù)量遠少于后者)，但浙江省的經(jīng)濟發(fā)展水平卻遠高于陜西省，這與已有的內生經(jīng)濟增長理論的觀點是不一致的。原因在于采用這一指標度量人力資本存在顯著性偏誤。楊建芳等(2006)認為采用以上方式形成的人力資本只是教育人力資本，而人力資本還包含了其他方面如健康形成的人力資本[14]。依據(jù)楊建芳等（2006）[14]給出的人力資本形成函數(shù)，人力資本關于教育與健康的函數(shù)滿足：

其中Eit與Hit分別表示教育水平與健康水平。楊建芳等（2006）估計出參數(shù)λ的取值為0.69[14]；基于這一參數(shù)值，本文采用具有初中以上文化程度的人口在總人口中的占比表示教育，采用總人口死亡率的倒數(shù)表示健康水平，進而計算出各省市自2002年至2012年的人力資本水平。需要說明的是，已有的研究還采用每千人擁有的病床數(shù)量作為健康的代理變量，本文出于數(shù)據(jù)的可得性考慮，采用人口死亡率的倒數(shù)作為健康的代理變量。

對外貿(mào)易變量。在經(jīng)驗研究中，對外貿(mào)易變量通常采用進出口貿(mào)易總額與GDP的比值或者進出口差額(即凈出口)與GDP的比值表示。為了便于比較，本文采用凈出口與GDP之比表示對外貿(mào)易變量，其中GDP為采用支出法計算的國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)。

人均GDP變量。本文將名義GDP經(jīng)通貨膨脹調整為實際GDP，然后除以對應年份的總人口數(shù)據(jù)，進而得到實際人均GDP數(shù)據(jù)。通貨膨脹數(shù)據(jù)為消費物價指數(shù)(即CPI)采用環(huán)比方法計算而得。

以上數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫中國宏觀數(shù)據(jù)季度數(shù)據(jù)庫以及各個省市的統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）內生對外貿(mào)易的來源與處理

已有的增長理論研究如Frankel與Romer（1999）[13]等基于變量外生檢驗的結果發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易變量是一個內生解釋變量；Galor與Mountford（2008）[7]對經(jīng)驗研究中對外貿(mào)易變量內生性的來源進行了剖析，作者認為遺漏變量、測量誤差以及逆向因果關系等原因構成對外貿(mào)易變量內生性的主要來源。由于內生解釋變量的存在可能導致研究結論嚴重的偏誤甚至導致錯誤的研究結論，因而需要對對外貿(mào)易變量進行一定的處理。Frankel與Romer（1999）[13]、Galor與Mountford（2008）[7]以及彭國華（2007）[11]等采用外生地理因素對其進行估計，由于這些外生地理因素無法直接對人力資本水平產(chǎn)生作用，但通過國際貿(mào)易卻可能影響人力資本。因而，對于人力資本積累而言，這些變量是外生的。基于以上思路，我們采用外生地理因素進行如下回歸得到內生對外貿(mào)易變量的工具變量（即FRIV）：

其中l(wèi)nndit與lnnfjt分別表示我國第i個省市的人口以及其第j個貿(mào)易對象的人口；lndij表示我國第i個省市與其第j個貿(mào)易對象的地理距離，llocki和cbij分別表示第i個省是否為內陸省份和第i個省與第j個貿(mào)易對象是否接壤的啞變量（Dummy Variables）；lnareadi和 lnareafj分別表示第i個省市以及其貿(mào)易第j個貿(mào)易對象的土地面積。以上方程（3）中涉及的國家選取為與我國各省貿(mào)易數(shù)量最大的10個國家與地區(qū)。以上變量中，lnndit和 lnare adi數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)；lnnfjt和lnareafj數(shù)據(jù)來源于世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；lndij為使用Google Earth測算的距離。

三、模型的估計

在以上模型設定的基礎上，本文對模型方程（1）進行了工具變量-廣義矩估計（IV-GMM），結果顯示在表1中。表1給出了采用個體固定效應模型、時間固定效應模型、雙向（Two-way）固定效應模型以及隨機效應模型估計的結果。由于本文的研究目的是考察貿(mào)易對于人力資本積累的影響，因而我們主要關注的是FRIV的估計系數(shù)。結果顯示無論采用何種模型進行估計，結果都表明貿(mào)易對于人力資本積累不存在顯著性效應。

不過，在表1中，還需要注意隨機效應模型估計結果顯示常數(shù)項的符號為負且在1%顯著性水平上是顯著的。這一負且顯著的估計值在經(jīng)濟學意義上是無法成立的，因而也可能表明了隨機效應模型對于本文的研究而言是不適用的。基于此，本文采用Wooldrige方法進行模型選擇檢驗，檢驗的Wooldrige統(tǒng)計量為60.57，這一統(tǒng)計量對應的p值為0。因此，Wooldrige檢驗的結果表明應該使用固定效應模型進行分析。

進一步，我們對固定效應模型設定進行檢驗，而檢驗的方法是首先設定雙向固定效應模型，然后檢驗時間固定效應是否聯(lián)合顯著。基于以上雙向固定效應模型FRIV-GMM估計的結果（表1第3列），我們進行了時間固定效應聯(lián)合顯著性檢驗，檢驗對應的統(tǒng)計量為11.64，檢驗對應的p值為0。這一結果表明時間固定效應是聯(lián)合顯著的，因而本文之后的研究均采用雙向固定效應模型。

表1 模型（1）FRIV-GMM估計的結果

四、模型子樣本的估計

基于FRIV-GMM估計的結果似乎表明，在本文的考察期內，貿(mào)易對于我國人力資本的積累不存在顯著的促進作用。但是，Galor與Mountford（2008）[7]的研究表明貿(mào)易對于人力資本的顯著性效應僅發(fā)生于發(fā)達國家，而發(fā)展中國家整體而言是不存在的。對我國而言，不同區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大。經(jīng)濟發(fā)達的沿海地區(qū)具有較高的經(jīng)濟發(fā)展水平、良好的基礎設施以及先進的技術與管理經(jīng)驗，而廣大內陸地區(qū)經(jīng)濟仍相對滯后。那么，我們可以將沿海地區(qū)作為一個經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域，將其他地區(qū)作為經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域，重新對以上模型進行估計，進而考察貿(mào)易對于我國人力資本積累的效應。本文將北京、上海、天津、浙江、江蘇、山東以及廣東等7個沿海經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)作為第1組樣本，而將其他省份作為第2組樣本，對貿(mào)易與人力資本積累之間的關系重新進行考察，估計的結果在表2中。

表2 子樣本FRIV-GMM估計的結果

表2第1列為采用沿海地區(qū)子樣本估計的結果，從中可以看出貿(mào)易的FRIV對于人力資本積累的估計參數(shù)為0.205，這一參數(shù)在5%的顯著性水平上是顯著的，并且其余參數(shù)估計的結果也是顯著的。因此，本文認為對于經(jīng)濟較為發(fā)達的沿海地區(qū)，對外貿(mào)易促進了人力資本的積累；表2第2列給出了內陸地區(qū)子樣本估計的結果，貿(mào)易的FRIV對于人力資本積累的估計參數(shù)僅為0.017，并且這一參數(shù)在10%的顯著性水平上是不顯著的。因而，對于內陸地區(qū)而言，在本文的考察期內，貿(mào)易并未促進人力資本的積累。

那么為什么對于經(jīng)濟發(fā)達的沿海地區(qū)，貿(mào)易促進了人力資本的積累，而對于經(jīng)濟欠發(fā)達的內陸地區(qū)，貿(mào)易并為促進人力資本的積累呢？本文認為一個重要的原因是由于沿海地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，其對外貿(mào)易活動較之內陸地區(qū)更為頻繁；沿海地區(qū)資本相對充足，并且現(xiàn)代化生產(chǎn)體系也更為完善，技術水平相對較高，因而貿(mào)易產(chǎn)品結構也與內陸地區(qū)存在一定的差異（沿海地區(qū)出口產(chǎn)品技術含量相對內陸地區(qū)更高）。在貿(mào)易過程中，國外關于產(chǎn)品質量、式樣以及其他的條款，使得這些地區(qū)在相關人才的引進與培訓上較內陸地區(qū)更為迫切。另外，相對高的薪酬也吸引了眾多內地人才流入沿海地區(qū)。

五、結論

本文首先考慮了對外貿(mào)易的內生性，并參考Frankel 和 Romer（1999）[12]、Galor 與 Mountford（2008）[7]的方法估算了中國各省自2002年至2012年的FRIV，進而采用IV-GMM方法對貿(mào)易與人力資本積累問題進行考察，結果發(fā)現(xiàn)整體而言，基于全國的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易對于人力資本的估計系數(shù)并不顯著，這一結論意味著貿(mào)易并未促進我國人力資本的積累。當然，這一結論與Galor與Mountford（2008）[7]是一致的即對于廣大發(fā)展中國家而言，對外貿(mào)易并未促進人力資本的積累。由于我國地域廣袤且不同區(qū)域之間的經(jīng)濟發(fā)展差異較大。基于這一考慮，本文將樣本細分為沿海地區(qū)與內陸地區(qū)兩個子樣本，并采用IV-GMM方法重新對模型進行了估計。結果表明，在經(jīng)濟較為發(fā)達的沿海地區(qū)，貿(mào)易促進了人力資本的積累；而對于廣大經(jīng)濟欠發(fā)達的內陸地區(qū)，貿(mào)易并未促進其人力資本的積累。

本文的結論具有重要的現(xiàn)實意義。由于已有的內生增長理論認為人力資本的積累對于經(jīng)濟增長具有顯著性正效應，但是依據(jù)這一理論無法解釋浙江與陜西人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平倒置的現(xiàn)象。本文的研究則對這一現(xiàn)象提供了一個可能性的解釋：浙江省對外貿(mào)易促進了其人力資本的積累，而陜西省的對外貿(mào)易卻不存在這一效應。因而盡管浙江省初中以上文化程度(尤其是高等教育以上)人口占比低于陜西省，但通過對外貿(mào)易，浙江省積累了更多的人力資本，進而其經(jīng)濟發(fā)展水平高于陜西省。同樣，本文的結論也有助于解釋為什么中國區(qū)域之間尤其是沿海與內地之間經(jīng)濟發(fā)展水平不斷擴大的現(xiàn)象。除了沿海地區(qū)本身具有的地理優(yōu)勢和政策優(yōu)勢以外，沿海地區(qū)更為發(fā)達的對外貿(mào)易促進了其人力資本的積累，而人力資本進一步促進了沿海地區(qū)的經(jīng)濟增長，而這一效應對于欠發(fā)達地區(qū)并不存在，因而對外貿(mào)易發(fā)展的結果是進一步擴大了沿海地區(qū)的經(jīng)濟優(yōu)勢。因而，本文的結論對于緩和我國日益擴大的區(qū)域發(fā)展差距具有重要的政策啟示意義：通過產(chǎn)業(yè)結構的轉移、調整和升級，提高廣大欠發(fā)達地區(qū)出口產(chǎn)品技術水平，進而可能縮小由于人力資本積累差距引致的經(jīng)濟發(fā)展水平差距。

當然，作為嘗試性的研究，本文還存在一些需要進一步改進的地方。首先，人力資本中健康變量的選取，本文出于數(shù)據(jù)的可得性考慮，采用人口死亡率的倒數(shù)，但是已有的研究表明這一數(shù)據(jù)對于健康水平的度量不如使用每千人擁有的病床數(shù)量；第二，出于數(shù)據(jù)的可得性的限制，本文使用的是中國2002年至2012年各省市整體經(jīng)濟的面板數(shù)據(jù)，雖然相對擴大了樣本空間，但是如果能夠獲得更為精確的行業(yè)數(shù)據(jù)，將可能得到更為準確的結論。

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