人口年齡結構、人力資本與出口技術復雜度

印梅+陳昭鋒

[摘 要]文章分析了人口年齡結構、人力資本及兩者的交互作用影響出口技術復雜度的機理并以此提出了理論假設。在此基礎上通過測算中國31個省級行政區的出口技術復雜度，采用兩種方法對理論假設進行了實證分析。研究結果表明，人口年齡結構（撫養比）以及交互項對出口技術復雜度具有顯著的負向影響，人力資本對其具有顯著的正向影響，等同的變動比例下人力資本對出口技術復雜度的作用力度大于人口年齡結構以及交互項的作用力度之和，理論假設通過了邏輯一致性檢驗。據此，提升人力資本能有效抵御人口結構變動對出口技術復雜度的不利影響。

[關鍵詞]撫養比；出口技術復雜度；國際分工

[中圖分類號]F241；F752.62 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2016）12-0040-06

一、引 言

出口技術復雜度的研究始于Hausmann et al.（2005），他在Michaely（1984）提出的貿易專業化指數的基礎上用修正權重之后的加權人均收入來衡量出口商品中技術含量的高低。研究出口技術復雜度有其重要的現實意義，隨著國際專業化分工的發展深化，各國的生產優勢更多地體現在產品生產鏈上某個特定的環節，技術水平高低決定了各國在產品的國際化生產中的分工地位。Hausmann et al.（2007）、Weldemicael（2012）等人的研究表明，出口技術復雜度更高的國家，可以憑其占據附加值高端而獲取更多的貿易利益，對經濟增長起到顯著的促進作用。改革開放30多年來，中國緊緊抓住了國際分工調整與產業梯度轉移的歷史性機遇，通過“低端嵌入”方式在全球競爭中走出一條“血拼”式競爭道路（金碚，2012），實現了對外貿易舉世矚目的增長業績。但是，“低端嵌入”的競爭方式代價高昂且不可持續，一方面中國已進入生產要素價格集中上升期，另一方面金融危機過后全球經濟不穩定因素增加，貿易保護盛行，時至今日，這種在特定時期合理和必然的粗放式增長方式弊端凸顯。近年來，樊綱等（2006）、杜修立等（2010）、戴翔等（2014）等一批學者通過研究出口技術復雜度來研究中國對外貿易發展方式的轉型升級問題。

出口技術復雜度的影響因素是較為復雜的，Lall et al.（2006）指出，出口技術復雜度度量中關于出口國的收入水平越高則出口技術復雜度越高的假設只存在于沒有貿易干預與摩擦的理想化基礎上，而現實情況中則受各種因素的制約。這些因素有經濟增長（Hausmann et al.，2007）、創新能力 （Hale et al.，2006）、加工貿易（Xu et al.，2009）、外商直接投資（Harding，2009）、制度質量（戴翔等，2014）等。除此之外，已有研究還顯示，勞動力成本也能顯著作用于制造業的出口技術復雜度（張先鋒等，2014），而依據供求關系理論，人口年齡結構變動影響勞動力的供給，與勞動力價格也有著密切的聯系。由此，不難將人口年齡結構與出口技術復雜度聯系起來提出，人口年齡結構是否也是作用于出口技術復雜度的重要因素？

顯然，該問題在當今中國的語境下具有十分重要的現實意義：根據國家統計局公布的數據顯示，2012 年中國勞動年齡人口數量首次出現了絕對下降，這說明了人口紅利消失的拐點已經出現，標志著中國人口結構變化新趨勢的開端。上述問題的回答不僅對于理解人口紅利優勢逐漸散失下的外貿發展轉型有重要意義，而且也有助于從新的視角尋求提升出口技術復雜度的途徑。已有文獻沒有對人口年齡結構變動與出口技術復雜度的關系進行過直接研究，但前人的研究基礎對于本文的探索無疑具有重要的參考價值。

二、理論分析與假設

人口年齡結構的變動將引起勞動力供給數量的變化，導致要素稟賦的改變，影響企業生產要素的投入比例，從而影響該國的生產結構。貿易結構是生產結構的衍生，因此人口年齡結構的變動作用于生產結構也必將作用于與之耦合的貿易結構，作用于與貿易結構相輔相成的出口技術水平。本文沿用任志成（2014）兩部門理論模型，通過分析人口年齡結構變動與生產結構的關系來闡述人口年齡結構對貿易結構的作用，進而說明對出口技術復雜度的影響。首先對模型做如下假設：

第一，只存在兩種產品，高技術產品和低技術產品，高技術產品為資本密集型，低技術產品為勞動密集型；第二，只存在兩種生產要素，資本和勞動，資本對應更高的技術水平①，要素可以在不同部門間自由流動；第三，均衡條件下，消費者效用最大化，廠商利潤最大化。

a.消費者

假設消費者效用函數為CES函數：

U=[θ（Ch）（ε-1）/ε+（1-θ）（Cl）（ε-1）/ε]ε/（ε-1），ε>1 （1）

U為消費者效用，C為消費量，θ為兩種產品的消費比例，ε為替代彈性；下標h表示高技術產品，下標l表示低技術產品，下同。令P為產品的價格，根據等邊際法則，消費品的邊際效應之比應該等同于它們的價格之比，有如下等式成立：

Ph/Pl=（1-θ）/θ·（Ch/Cl）-1/ε （2）

b.生產者

假設生產函數服從C-D 形式，希克斯中性技術進步，生產規模報酬不變，則生產者函數具體形式如下：

Yh=AhKhαLh1-α （3）

Yl=AlKlβLl1-β （4）

Y表示產品的產量；K、L分別表示資本及勞動的投入量，Kh/Lh>Kl/Ll；A為全要素生產率；α、β表示資本所得份額，0<α<1 、0<β<1，且由前文假設條件可知，α>β。

根據約翰·貝茨·克拉克的邊際生產力分配理論，要素報酬等于要素生產的邊際價值。若生產具有競爭性，則要素價格可以表示為邊際產出與產品價格之積：

wh=（1-α）AhKhαLh-αPh

wl=（1-β）AlKlβLl-βPl

rh=αAhKhα-1Lh1-αPh

rl=βAlKlβ-1Ll1-βPl （5）

其中，wh、wl分別為高技術產品部門與低技術產品部門的勞動力工資，rh、rl分別為高技術部門與低技術部門的資本利息率。當生產要素在部門間能夠自由流動，均衡時相同要素的價格均等，即wh=wl，rh=rl，由（5）可得：

Ph/Pl=（1-β）AlKlβLl-β/[（1-α）AhKhαLh-α] （6）

（1-α）βKhLl=α（1-β）KlLh （7）

在不考慮貿易的情況下有：

Yh=Ch，Yl=Cl （8）

由（2）（3）（4）（6）（8）可得：

Khα-αεLh1-α+αεKlβε-βLlβ-βε-1=（）ε·（）ε·

（）ε-1 （9）

要素稟賦約束設定如下：

Kh+Kl=K，Lh+Ll=L （10）

由（9）（10）得：

=（）ε·

（）ε·（）ε-1·[α（1-β）]1+βε-β[β（1-α）]α-εα-1（11）

對式（11）采用隱函數微分可得：

?K/?L<0，?Kh/?L<0 （12）

據式（12）可知，如果人口年齡結構的變動引起勞動投入減少，則相應的代表更高技術的總資本投入增加，用于高技術產品的資本投入也將增加。且由此可推斷，高技術產品部門將擴張，而低技術產品部門會萎縮（任志成，2014），但無論是產品中要素投入比例變動還是高技術部門擴張抑或低技術部門萎縮，其結果都是該國產出的技術水平將整體提升。由此，基于出口技術復雜度、出口貿易結構與產出結構的聯系本文提出第一個理論假設：人口年齡結構的變動對于一國的出口技術復雜度有重要影響。

上述分析中的資本能代表更高的技術嗎？如果把人力資本提高看作是資本投入的結果，那么Aiyar et al.（2002）針對全球86個國家的研究結果表明，資本對技術進步確實具有顯著的促進作用。人力資本提高有利于技術進步（黃茹等，2014），必將也作用于出口技術復雜度。事實上，王永進等（2010）利用跨國數據實證出口技術復雜度的影響因素時已發現，人力資本是顯著促進出口技術復雜度的因素之一，與此相仿，Wang et al.（2010）采用中國的數據分析后其結論也顯示人力資本與出口技術復雜度顯著相關。為綜合分析人口因素對出口技術復雜度的影響，本文亦據此提出第二個理論假設：人力資本與出口技術復雜度之間存在正相關性。

根據Leff（1969）等學者的研究結論，人口結構變動顯著作用于一國的儲蓄和消費。那么，與之關聯的教育投入乃至人力資本積累也可能受到影響。因此，本文認為人口年齡結構變動還可能通過影響人力資本對出口技術復雜度發生作用。鑒于此，本文提出理論假設三，即人口年齡結構與人力資本的交互項對一國的出口技術復雜度有重要影響。

三、變量、模型及數據

（一）變量選取及模型設定

1.被解釋變量

本文被解釋變量為地區出口技術復雜度（記為ES），來源于地區出口產品技術復雜度的加權平均值。已有文獻普遍采用加權人均GDP來衡量出口產品技術復雜度（Hausmann，2007；Lall et al.， 2006；樊綱等，2006；杜修立等，2010；戴翔和金碚，2014），而確定合適的權重以及確定參與計算的地區范圍是計算產品技術復雜度的基本要點。在權重的計算上，Lall et al.（2006）等以一國產品出口額與該種產品全球出口總額的簡單占比作為權重，Hausmann（2007）、樊綱等（2006）則以顯示比較優勢作為計算權重的基礎以考慮各國出口規模不同所帶來的影響。但是杜修立等（2007）、鄭昭陽等（2009）認為，計算顯示比較優勢的權重方法使較小窮國的主要產品出口技術復雜度偏低，因此采用出口額的簡單占比更加合適。在參與計算產品的地區范圍上，已有文獻普遍立足全球，采用各國（地區）的加權人均GDP來衡量產品的復雜度，但是許斌（2008）指出，用中國的人均生產總值計算出口復雜程度時不能忽視其地域經濟發展中存在的不平衡。印梅等（2012）經分析后認為，以國際范圍計算的產品復雜度會削弱中國地區間出口技術復雜度的差距，使發達地區主要出口產品的復雜度被低估，欠發達地區主要出口產品的復雜度被高估，各地區的出口技術復雜度呈趨同現象。基于上述理解，本文采用印梅等（2012）的做法，立足于中國31個省及自治區（不包括港澳臺），采用出口額的簡單占比作為權重來計算出口產品的技術復雜度，計算公式如下所示：

PSjt=[（Xijt/Xijt）·Yit] （13）

PS為產品復雜度，Y為人均地區生產總值，X為地區出口額。下標t表示時間，j表示產品種類，j=1……m；i代表地區，j=1……n。相應地，地區出口技術復雜度ES表示為：

ESit=[（Xijt/Xijt）·PSjt] （14）

2.主要解釋變量

人口年齡結構與人力資本是本文主要的解釋變量。借鑒已有文獻通常采用的撫養比（記為DR）來表示人口年齡結構，計算指標為0～14歲人口及65歲以上人口與15～64歲人口的比值；目前，人力資本（記為HC）的代理變量一般有公共教育投入（戴翔等，2014）、人口中大學入學比例（Wang et al.，2010）、平均受教育年限（任志成，2014）等，本文采用平均受教育年限作為人力資本的代理變量，將教育程度分為未上過學、小學、初中、高中以及大專以上共5級，每級教育年限分別設定為0年、6年、9年、12年和16年，然后以教育年限作為權重計算6歲以上人口受教育年限的加權平均值。

3.控制變量

綜合Hausmann et al.（2007）、戴翔等（2014）等人關于出口技術復雜度影響因素的研究，考慮到檢驗結果的穩健性，本文還選取了如下控制變量（記為Z）：對外開放度（記為OD）、創新能力變量（記為IA）、人均地區生產總值（記為PGDP）。本文認為，微觀主體能夠在對外開放中學習、引入、吸收國外先進的技術、管理經驗以及引進先進的設備等來提升技術水平，提高出口技術復雜度；創新通過促進技術進步來提高出口技術復雜度；人均地區生產總值是出口技術復雜度的計算基礎，人均地區生產總值的增加無疑能夠提高出口技術復雜度。因此，對外開放度、創新能力和人均地區生產總值均是出口技術復雜度的影響因素。其中，對外開放度采用進出口總額及FDI的總和與地區生產總值的比值來表示，創新能力采用各地區專利授權量來表示。

據上，本文構建了如下面板數據模型：

ESi=γ0i+γ1iDRi+γ2iHCi+γ3iDRi·HCi+γ4iZi+εi（15）

（二）數據來源及描述

受地區出口中產品分類數據獲得性所限，本文計算了2002～2008年間中國大陸31個省級行政區的出口技術復雜度指數，使用的貿易數據以及人均地區生產總值數據均來源于國研網統計數據庫；各地進出口總額、FDI、地區生產總值、各地區專利授權量數據也來源于國研網統計數據庫；各地勞動年齡人口等人口相關數據均來自于歷年《中國人口和就業統計年鑒》；各地6歲以上人口受教育情況數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

考慮到被估參數的意義以及不同變量間水平值的差異，在實際估計過程中，本文對各變量取自然對數，各變量的描述性統計如表1所示。

四、實證結果與分析

本文僅對樣本的效應進行研究，宜采用固定效應計量模型。雖然面板數據模型不易遇到多重共線性問題，但考慮到盡可能地減少多重共線性的概率，故借鑒鄧明（2014）的做法，逐步引入對外開放度、創新能力以及人均地區生產總值等變量，模型回歸結果如表2所示。

表2中（1）、（2）和（3）列是僅有主要解釋變量的回歸所得，其結果顯示，無論是單變量回歸還是增添人力資本變量以及交互項，撫養比的回歸系數均能通過5%的顯著性檢驗，同樣人力資本變量以及交互項的系數也通過了5%的顯著性檢驗，說明人口年齡結構、人力資本以及兩者的交互項與出口技術復雜度均存在顯著的關系，前文的理論假設成立。具體而言，在不考慮其他變量的作用下，撫養比提高將對一國出口技術復雜度產生不利影響，而人力資本提高將有助于提高出口技術復雜度，同樣的變動比例下人力資本對出口技術復雜度的作用力度要強于撫養比的作用力度，也強于撫養比和交互項的作用之和。

可見，提升人力資本在抵御人口年齡結構的不利影響方面是有效的。田雪原等（1990）赴日考察日本人口老齡化與經濟技術進步關系時發現，實踐中日本經濟技術進步沒有受到人口老齡化的不利影響，他認為這與日本政府加強教育，提高勞動者技術水平十分相關。中國的人口結構變動不僅體現在人口年齡結構的變動上，伴隨而至的還有中國人力資本水平的不斷上升。對相關數據梳理發現，中國文盲人口占15歲及以上人口比重逐步減少，自1999年以來，小學入學率已基本穩定在99%以上，2002年高等教育毛入學率已經達到了15%的臨界值，進入了高等教育大眾化階段，各類非學歷教育培訓也蓬勃發展，結業生從2000年的252.12萬人次已上升至2014年的736.66萬人次。②由此推定，中國人力資本水平的上升對中國出口技術復雜度的逐步提升貢獻巨大。

就交互項的實證結果來看，撫養比與人力資本在交互作用下對地區出口技術復雜度產生負面影響。江瑞平（1984）在研究老齡化問題時曾從交互角度指出，人口高齡化勢必導致勞動力質量、效率的相對降低，從而在勞動力供給質量的方面對技術進步產生不利影響，其觀點與本文結論相仿。

逐步引入控制變量，進一步考察人口撫養比和人力資本對出口技術復雜度作用的穩健性，結果列于（4）、（5）和（6）列中。不難看出，無論引入哪個控制變量，均不影響關鍵解釋變量估計結果的符號及其顯著性水平，從而驗證了撫養比和人力資本對出口技術復雜度作用的穩健性。從控制變量的估計結果來看，對外開放度、創新能力以及人均地區生產總值的估計結果為正且在5%的水平上顯著，說明提高對外開放度、創新能力以及人均地區生產總值能夠有效地提高出口技術復雜度，這個結論與已有研究中對外開放度等變量與出口技術復雜度的關系是一致的，也符合本文最初的設想。

戴翔等（2014）認為，出口技術復雜度變化有如企業的出口那般，往往具有持續性特征。為此，本文將出口技術復雜度的一階滯后項作為解釋變量納入計量模型（15）形成動態面板數據模型進行進一步分析。本文采用一步系統GMM對動態模型進行估③，使用sargan檢驗來驗證工具變量的有效性，通過Arellano-Bond檢驗來驗證殘差是否存在序列相關。表3報告了系統GMM的估計結果。

從動態面板模型的sargan檢驗結果來看，接受工具變量過度識別的原假設，說明工具變量的選擇是合適的；從Arellano-Bond檢驗結果來看，在5%的顯著性水平上，擾動項的一階幾乎都存在自相關，二階均不存在自相關，符合系統GMM“不存二階及更高階自相關”的一致性要求。表2與表3中解釋變量估計值的符號一致，顯著性基本一致，結果較為穩健。與表2類似，表3中（1）、（2）和（3）列是僅考慮主要解釋變量的回歸結果，（4）、（5）和（6）列是引入控制變量后的回歸結果。根據表3顯示結果可得如下結論：第一，出口技術復雜度存在顯著的持續性特征，前期的出口技術復雜度對后期產生正向作用。第二，再次驗證了出口技術復雜度、撫養比與人力資本等變量之間的關系，前文的實證結果可接受。

五、主要結論及政策啟示

本文從理論及實證上對人口年齡結構與出口技術復雜度的關系進行了研究。理論研究結論認為，勞動投入減少，代表更高技術的資本投入將增加，出口技術復雜度最終得以改善。隨后的實證分析結果表明，撫養比、人力資本因素及兩者的交互項對出口技術復雜度均存在顯著影響，撫養比、撫養比與人力資本交互項的影響方向均為負，人力資本的影響方向為正。在相同變動比例下，人力資本對出口技術復雜度的作用力度明顯要大于撫養比的作用力度與交互項的作用力度之和。此外，實證結果還顯示，出口技術復雜度還帶有持續性特征，對外開放度、創新能力以及人均地區生產總值對出口技術復雜度也具有顯著的正向影響。

本文的研究結論對于我國人口結構轉變趨勢下加快提升中國出口技術復雜度、謀求更高的國際分工地位、獲取更多貿易利益無疑有著重要的政策意義：從本文的研究結論來看，中國人口年齡結構中撫養比上升不利于出口技術復雜度的改善，而提高勞動者素質，增加人力資本積累則能有效抵御人口年齡結構變動的不利影響。雖然自改革開放以來，中國在人力資本積累方面取得了顯著成就和進步，但是不可否認的是，我們在國民教育投入、勞工技能培訓的全面性與力度等方面仍然面臨著一系列需要改革和完善的地方。況且，中國幅員遼闊，地區經濟發展不平衡使各地區教育狀況具有明顯的差異，因而進一步促進地區間教育均衡發展，普及勞動者技能培訓方面仍存在巨大的空間。這些措施將有助于提升各地區出口技術復雜度，使整體對外競爭優勢由“競次”向“競優”轉變。