人力資本影響出口比較優勢變動的行業差異與門檻估計*①

李建萍 辛大楞

(山東師范大學 經濟學院，山東 濟南，250014)

一、引言

2015年12月，習近平同志在中央經濟工作會議中指出，要加快從貿易大國走向貿易強國，鞏固外貿傳統優勢，培育競爭新優勢，拓展外貿發展空間，積極擴大進口。因此，經濟新常態下我國出口比較優勢的升級也就顯得尤為重要。那么，一個勞動力豐富的大國如何進行比較優勢升級呢？根據H-O理論，如果一個國家的相對要素稟賦數量大于另外一個國家，那么它就在密集使用該種要素的產品生產上有比較優勢。所以，一國要將比較優勢從勞動密集型產品升級為資本密集型產品，需要積累大量資本要素。羅伯津斯基定理(Rybczynski Theorem)指出，在商品相對價格不變的條件下，資本要素增加，會使一國生產發生偏向資本密集型產品部門的增長，而勞動密集型部門的產出相應下降。但同時又有大量研究發現，資本—勞動比的增加只能解釋過去一個世紀以來人均收入增長的一小部分(Grossman & Helpman,1990)。*Grossman G M, Helpman E: Comparative advantage and long-run growth, The American Economic Review, 1990, 80(4).根據內生經濟增長理論，技術進步是保障經濟增長的決定因素，而技術進步和一國的人力資本水平密切相關，因此一國要獲得動態比較優勢，必須重視人力資本的作用。

中國自改革開放以后通過發揮自身比較優勢，促進了貿易和經濟的快速增長。但是隨著勞動力成本上升，依靠廉價勞動力獲得比較優勢的外貿發展格局受到挑戰， 而高質量的勞動力即人力資本對我國對外貿易的可持續發展將發揮越來越重要的作用。代謙和別朝霞(2006)、張小蒂和趙欖(2009)、邵文波等(2015)都強調人力資本在我國比較優勢動態轉換中的核心作用。雖然既有文獻對人力資本對出口比較優勢影響的研究已頗為豐富，但這些文獻主要是從國家宏觀視角或者地區視角進行研究，鮮有文獻探究人力資本對比較優勢作用的行業差異。顯然，不同行業不僅存在人力資本的規模差異，而且存在人力資本的質量差異。因此，本文利用制造業1992-2015年分行業面板數據，運用面板格蘭杰因果關系方法檢驗人力資本對出口比較優勢變動影響的行業差異，并采用面板門檻模型找到影響比較優勢變動的人力資本門檻水平，試圖從以下兩個方面對現有文獻進行補充：第一，既有文獻研究多數是從全行業或省際面板數據出發，本文運用分行業面板數據，考察人力資本對比較優勢升級影響的行業差異，為從行業層面提升人力資本水平、提升出口比較優勢提供依據；第二，摒棄傳統線性回歸方法，采用面板門檻模型檢驗人力資本對出口比較優勢的非線性影響，探尋人力資本影響出口比較優勢變動的門檻水平。

二、文獻綜述

李嘉圖模型和H-O模型奠定了以比較優勢為核心的國際貿易理論的基礎，但在其分析中對比較優勢的界定僅限于靜態層面，因而其后動態比較優勢理論成為國際貿易理論發展的一個重要分支。早期的動態貿易模型主要考察物質資本積累對各國比較優勢的影響(Oniki & Uzawa,1965；Findlay,1970)。Baldwin(1992)認為貿易誘發的物質資本積累如果沒有外部性的話不會產生福利效應，原因是當積累資本的邊際成本不變時，均衡的資本報酬恰好等于資本積累的邊際成本，投資者沒有從投資中獲得凈收益。里昂惕夫反論提出以后，Kenen(1968)將人力資本因素納入國際貿易理論分析中，其后Findlay & KierzKowski(1983)構建了一個包含人力資本積累的一般均衡模型，Borsook(1987)檢驗了在異質能力和教育資本條件下貿易自由化對一國內部收入分配的影響。Charos & Simos(1988)在一個多投入、多產出函數中將人力資本和研發同時作為生產要素，利用超越對數利潤函數估算了價格彈性。Neal(1995)、Parent(2000)、Kletzer(2001)等實證分析了特定部門中的人力資本積累問題。Guren et al.(2015)建立了一個包括特定部門人力資本的動態H-O-S模型，研究了勞動力市場對貿易的漸進調整的動態性和福利效應。Banerjee(2014)運用1950-2010的數據，解釋了人力資本、技術進步和貿易在印度長期增長中的重要性。

內生經濟增長理論出現后，人力資本成為其模型中的一個關鍵投入要素。人力資本的積累或者通過自發投資以獲取技能，或者通過干中學(Lucas,1988)。許多實證分析發現人力資本是決定增長率和生產力的重要因素(Ang et al.,2011; Barro,1991、2013; Goldin, 2001; Madsen, 2010)。Galor& Weil(2000)認為人力資本的報酬在工業化初始階段是遞增的，因此父母們對后代的受教育程度尤為關注。Auer(2015)檢驗了人力資本積累引致的貿易對國家間收入和福利的效應。*Auer R A. Human capital and the dynamic effects of trade, Journal of Development Economics, 2015, 117.物質資本和人力資本的相互關系以及它們在經濟增長和國際貿易中的作用也被放入同一模型比較。Lucas(1990)認為，物質資本之所以不流向貧窮國家是因為人力資本稟賦太薄弱。Goldin & Katz(2001)、Abramovitz & David(2000)認為，美國在1890-1999年期間人力資本積累對經濟增長的貢獻翻倍，而物質資本的貢獻顯著下降。Galor & Moav(2004)創建了一個增長模型，論證隨著收入持續增長，人力資本積累替代物質資本積累成為增長的引擎。*Galor O, Moav O: From physical to human capital accumulation: Inequality and the process of development, The Review of Economic Studies, 2004, 71(4).Costinot(2009)構建了國家間存在內生生產率差異的貿易模型，認為在較為復雜的工業部門里，較好的研究機構和較高的工人受教育程度互為補充，是比較優勢的來源。Grossman(2002)發現當勞動合同不完全時，人才分布差異成為比較優勢的一個獨立來源。Bond(2003)建立了一個同時包括物質資本積累和人力資本積累的兩國三部門內生增長模型，從靜態和動態兩個方面檢驗了要素稟賦對貿易模式的影響。*Bond E W, Trask K, Wang P. Factor accumulation and trade: dynamic comparative advantage with endogenous physical and human capital, International Economic Review, 2003, 44(3).

中國的經濟增長和對外貿易在改革開放后保持高速增長，很多文獻都在探究這一增速背后的驅動力。Chow(1993)認為，資本形成在中國經濟增長中起了主要作用。Borensztein & Ostry(1996)、Hu & Khan(1997)認為，1978年后生產率增長是經濟增長的主要引擎，資本積累處于次要地位。然而，Krugman(1994)認為中國也像東亞經濟一樣，增長主要靠投入的大量增加，而生產率提高較少。Wang & Yao (2002)檢驗了1952-1999年中國經濟增長的來源，發現中國人力資本快速積累，并且對增長和福利貢獻顯著，認為中國要獲得可持續增長必須優先積累人力資本和提高生產率。楊小凱(2001)、林毅夫和李永軍(2003)、趙蘭香和林生(2004)、陳智遠(2002)、孫曉剛(2001)認為在我國比較優勢增進的過程中，資本積累起關鍵作用。*趙蘭香、林生：《人力資本投資與比較優勢升級》，《科學學研究》2004年第3期。張小蒂和趙欖(2009)強調了企業家人力資本在我國動態比較優勢增進中的作用。代謙和別朝霞(2006)認為，動態比較優勢的核心是人力資本積累，發展中國家只有不斷積累人力資本，才能在長期中不斷向高級產業升級。*代謙、別朝霞:《人力資本,動態比較優勢與發展中國家產業結構升級》，《世界經濟》2006年第11期。李靜和楠玉(2016)從人力資本錯配視角解釋中國產業比較優勢動態演進受阻現象，認為現有的人力資本與將來的新型產業結構錯配，帶來資源配置的低效率，導致產業轉型困難。*李靜、楠玉：《中國產業比較優勢演進為何受阻——基于人力資本錯配的視角》，《財經科學》2016年第12期。邵文波等(2015)基于勞動力技能匹配視角，研究了國家人力資本結構與比較優勢的關系。*邵文波、李坤望、王永進：《人力資本結構,技能匹配與比較優勢》，《經濟評論》2015年第1期。趙雅婧(2013)使用分省分行業數據實證檢驗發現，人力資本分布是地區比較優勢的重要來源。陶小龍等(2012)的研究顯示，人力資本結構優化是我國制造品比較優勢提升的重要源泉。鄭展鵬和王洋東(2017)、蔣瑛和賀彩銀(2016)、印梅和陳昭鋒(2016)等的研究均發現，人力資本顯著促進出口技術復雜度的提升。

三、人力資本與出口比較優勢變動的格蘭杰因果關系分析

(一)計量方法

本部分采用面板格蘭杰因果關系檢驗人力資本對行業出口比較優勢變動的影響。對于面板數據，容易存在截面相依和異質性問題。Kónya(2006)提出的拔靴面板因果關系檢驗方法能夠較好地處理這兩類問題，這一方法以似不相關(Seemingly Unrelated Regression, SUR)估計和行業特定拔靴臨界值的Wald檢驗為基礎。因為使用行業特定拔靴臨界值，不需要考慮變量的單位根和共線性問題。通過行業面板數據，運用拔靴面板因果關系檢驗方法能夠識別哪些行業的人力資本與比較優勢變動之間存在因果關系。這一方法的模型設定如下：

?

以及，

?

其中,N表示行業，t表示時間，y表示行業比較優勢，x表示人力資本，l表示滯后期,ε為隨機擾動項。擾動項之間可能存在同期相關，但模型中的每個方程都有不同的前定解釋變量，因此這一系統實為SUR系統。

對這一系統進行面板格蘭杰因果關系檢驗，對于某一特定行業，其y與x之間可能存在以下四種因果關系：(1)如果δ1,i不全為零，β2,i全為零，則存在x對y的單向格蘭杰因果關系；(2)如果δ1,i全為零，β2,i不全為零，則存在y對x的單向格蘭杰因果關系；(3)如果δ1,i和β2,i都不全為零，則x與y之間存在雙向格蘭杰因果關系；(4)如果δ1,i和β2,i全為零，則x與y之間不存在任何格蘭杰因果關系。

(二)數據及來源

本文以中國制造業細分行業為對象實證檢驗人力資本對比較優勢的影響。根據國民經濟行業分類，制造業共分為31個行業，剔除了廢棄資源綜合利用業、金屬制品、機械和設備修理業、印刷和記錄媒介復制業、其他制造業四個行業*剔除這三個行業的原因是：第一，這三個行業的出口份額很小；第二，相應的HS編碼無法對應，不能確定其具體出口數額。，將剩余27個行業作為分析對象。本文數據來自于《中國工業經濟統計年鑒》《中國科技統計年鑒》、聯合國全球貿易統計數據庫(United Nations Commodity Trade Statistics Database)，鑒于數據可得性，選取1992-2015年總共24年的相關數據。

(三)變量統計性描述

本文分析主要涉及兩個變量：比較優勢(RCA)和人力資本(Human)。比較優勢變量(RCA)采用Balassa(1965)提出的顯性比較優勢指數(RCA)表示，其計算公式為：

其中，RCAij表示i國j行業的顯性比較優勢指數，Xij表示i國j行業的出口，Xit表示i國t期的總出口；Xwj表示世界j行業的出口總值，Xwt表示世界t期的出口總值。

運用本文行業數據，根據RCA指數的計算結果發現，有一半行業的RCA數值變化不顯著。考慮到本文要檢驗人力資本對行業比較優勢變動的影響，如果比較優勢本身變動不大，會影響檢驗結果的顯著性，因此本文又剔除了RCA數值變化不顯著的行業，最后進行實證檢驗的有13個行業，分別是：紡織業；紡織服裝、鞋帽制造業；皮革、毛皮、羽毛及其制品業；家具制造業；文教體育用品制造業；化學原料及化學制品；化學纖維制造業；橡膠制品業；黑色金屬冶煉及壓延加工業；金屬制品業；專用設備制造業；電器機械及器材制造業；通信設備、計算機及其他電子設備制造業。這13個行業涵蓋了勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業，其人力資本的規模和質量存在一定異質性，基本可以滿足實證分析的需要。

現有文獻中，對人力資本的度量并無統一標準。根據數據可得性，本文人力資本變量(Human)以行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員占行業全年平均就業人數的比例表示。表1分行業給出了兩個變量的描述性統計值。

表1 變量描述性統計

(四)面板格蘭杰因果關系估計結果分析

表2和表3顯示了運用TSP4.5軟件對本文13個行業的面板數據進行格蘭杰因果關系檢驗的結果。在13個行業中，只有在電器機械及器材制造業中，人力資本與行業出口比較優勢之間在5%的顯著性水平上存在雙向格蘭杰因果關系，即人力資本積累是出口比較優勢變動的原因，同時出口比較優勢變動也是人力資本積累的原因。在剩余的12個行業中，有6個行業的人力資本至少在10%的顯著性水平上促進行業出口比較優勢變動。這6個行業分別是：紡織服裝、鞋帽制造業、家具制造業、橡膠制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業、專用設備制造業。結合表1可以看出，行業人力資本均值高低與促進出口比較優勢升級之間并無必然聯系，在紡織服裝、鞋帽制造業、家具制造業這樣的傳統勞動密集型制造業中，研發人員占行業總就業人數比重較低，但是人力資本對行業出口比較優勢有顯著促進作用，而在通信設備、計算機及其他電子設備制造業這樣的技術密集型行業中，其人力資本均值在13個行業中最高，但是人力資本對行業出口比較優勢提升并沒有顯示出顯著影響。這與焦翠紅等(2017)的研究相一致，他們認為行業間研發資源配置效率與行業特征密切相關，我國輕工業R&D資源配置效率相對較高，而高技術行業的R&D資源配置效率整體偏低。*焦翠紅等：《 R&D資源配置效率演化及研發補貼效應——來自制造業的經驗證據》，《山西財經大學學報》2017年第2期。這在一定程度上也可以用李靜和楠玉(2016)、馬立軍和何萍(2013)的研究結論來解釋，他們認為現有的人力資本與產業結構存在錯配現象，出口行業不能通過人力資本水平提升促進全要素生產率增長，導致產業轉型困難，影響行業比較優勢升級。*馬立軍、何萍：《出口貿易、人力資本與中國全要素生產率——基于GMM估計的經驗分析》，《 貴州財經大學學報》2013年第6期。

除去電器機械及器材制造業，其余行業并沒有發現出口比較優勢變動對人力資本積累的顯著單向因果關系。這說明出口變動對行業人力資本水平的影響有限，在一定程度上也說明我國出口產品長期以來依靠價格優勢獲取國際競爭力，對依靠研發人員提高產品附加值的需求并不大。本文這一實證結論也說明我國出口帶來的學習效應有限。但本文的這一結論與耿強和呂大國(2015)的研究結論不一致。他們基于企業層面數據的研究顯示，出口學習效應主要來自于企業出口后的研發概率與績效更高，中國制造業企業出口后選擇研發投入的可能性增加，并且帶來企業生產率的提升，因此中國企業出口不僅能發揮比較優勢，解決勞動力就業問題，而且能在中長期提高生產率，獲得動態比較優勢。*耿強、呂大國：《出口學習、研發效應與企業生產率提升——來自中國制造業企業的經驗證據》，《科研管理》2015年第6期。

表2 人力資本對出口比較優勢的格蘭杰因果關系

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；Bootstrap臨界值是10000次重復抽樣的結果。

表3 出口比較優勢對人力資本的格蘭杰因果關系

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；Bootstrap臨界值是10000次重復抽樣的結果。

四、人力資本影響行業出口比較優勢變動的門檻估計

(一)模型及變量說明

以上基于1992-2015年制造業行業數據的面板格蘭杰因果關系檢驗證實，人力資本對我國出口比較優勢變動產生了積極影響，并且其作用在行業間存在一定差異，但是并不能說明人力資本積累到何種程度才對比較優勢變動產生影響。進一步說，根據汪思齊和王恕立(2017)、戴小勇和成力為(2013)等的研究，人力資本對制造業生產率的效應具有顯著門檻特征。*汪思齊、王恕立：《制造業雙向FDI生產率效應的行業差異及人力資本門檻估計》，《經濟評論》 2017年第2期。因此，本文假設人力資本對行業出口比較優勢的影響是非線性的，存在一個或多個門檻值：當行業人力資本積累低于該門檻值時，提高人力資本規模能夠顯著提升行業比較優勢水平；當行業人力資本積累超過該門檻值時，人力資本對行業出口比較優勢的影響可能變小。基于此，本文運用Hansen(1999)提出的面板門檻回歸方法，以人力資本作為門檻變量。首先假定存在單一門檻值，建立如下模型：

其中，i和t分別表示行業和年份，RCA和Hum分別表示行業比較優勢狀況和行業人力資本水平，RCA以顯性比較優勢指數表示，Hum是門檻變量。為了更準確檢驗人力資本影響行業出口比較優勢的門檻效應，我們為Hum選取了三個不同的代理變量：第一，行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數占行業年從業人數的比重；第二，行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數的對數值；第三，行業研發人員年增長率。I表示指示函數，γ表示待估門檻值，X表示控制變量。根據既有文獻，本文選取行業規模、行業引進外資、行業利潤、行業銷售收入作為控制變量，行業規模(Capital)以行業固定資產表示，銷售收入(Revenue)、利潤(Profit)、外商資本(FDI)分別以行業主營業務收入、利潤總額、外商資本表示。所有數據以1992年為基期進行處理，以剔除價格因素影響，對所有數據取對數處理，以避免可能存在的異方差。

如果存在雙重門檻，則模型為：

β3HumitI(Humit>γ2)+εit

其中，門檻值γ1<γ2。

(二)人力資本門檻效應估計結果

運用GAUSS10.0軟件對本文13個行業1992-2015年相關數據進行面板門檻回歸得到的結果見表4。表4的第(1)、(2)、(3)列分別對Hum使用了不同的代理變量，第(1)列中Hum為行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數占行業年從業人數的比重；第(2)列中Hum指行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數的對數值；第(3)列中Hum指行業研發人員年增長率。在第(1)列中，Hum在5%顯著性水平下存在單一門檻效應，單一門檻值為0.0011，說明研發人員比重對行業出口比較優勢變動呈現非線性影響。在第(2)列中，單一門檻值為7.8578，P值為0.0183，說明研發人員數量對行業出口比較優勢也存在非線性影響。在第(3)列中，行業研發人員增長率的單一門檻值為0.7573，P值為0.3600，說明研發人員增長率對行業出口比較優勢變動不存在單一門檻效應。從表4看出，無論采用何種代理變量，Hum的雙重門檻效應檢驗對應的P值都顯示不能拒絕原假設，即Hum不存在對行業出口比較優勢變動的雙重門檻。因此，下文著重探討人力資本的單一門檻效應。

表4 面板門檻回歸結果

注：括號內為標準差；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；(1)、(2)、(3)均為拔靴10000次的檢驗結果；因為雙重門檻效應不顯著，所以表中的各估計系數為單一門檻下各變量的估計系數。

根據表4的單一門檻下β1和β2的估計值，可以寫出人力資本對行業出口比較優勢的單一門檻模型，將人力資本以研發人員數量占行業年從業人數的比重為代理變量時的模型記為模型(1)。在模型(1)中，β1的估計值在1%的水平下通過顯著性檢驗，β2的估計值沒有通過顯著性檢驗。根據模型(1)，當行業研發人員比重低于0.0011時，行業研發人員比重每增加1個單位，行業顯性比較優勢指數提升0.1769；當行業研發人員比重高于0.0011時，行業研發人員比重對顯性比較優勢指數的提升影響不顯著。

將人力資本以研發人員數量為代理變量時的模型記為模型(2)。在模型(2)中，β1的估計值在5%的水平下通過顯著性檢驗，β2的估計值沒有通過顯著性檢驗。根據模型(1)，當行業研發人員數量對數值低于7.8578時，行業研發人員數量每增加1%，行業顯性比較優勢指數提升0.0023；當行業研發人員對數值高于7.8578時，行業研發人員數量對顯性比較優勢指數的提升影響不顯著。

綜合模型(1)和模型(2)可以認為，在單一門檻值之下，無論行業研發人員絕對數量還是相對數量都對出口比較優勢提升有顯著影響，但是超過這一門檻之后，無論行業研發人員絕對數量還是相對數量都對出口比較優勢提升影響不顯著。這一結論與楊陽等(2016)的研究結論相似，他們發現人力資本僅在高技術產品的出口競爭力較低時存在促進作用，當出口競爭力提升至較高水平，人力資本的促進作用不顯著。可能的原因是，當研發人員較少時，出口產品以數量擴張為主，簡單的模仿創新對出口就能形成較大的促進作用；當研發人員較多時，意味著出口競爭已經由數量競爭轉向質量競爭，對研發人員創新能力有更高要求，但研發人員整體素質并未跟上這種要求，從而對比較優勢提升作用不顯著。這說明在促進人力資本積累時，規模上的擴展固然重要，但是研發人員素質提升也非常重要，對我國動態比較優勢轉換起決定作用的可能不是研發人員人數的增加，而是研發人員自主創新能力的提升。李靜等(2017)也發現中國當前研發投入表現出“索洛悖論”現象，原因之一是中國研發投入與研發人力資本投入錯配，導致持續創新失去人力資本依托。*李靜等：《中國研發投入的“索洛悖論”——解釋及人力資本匹配含義》，《經濟學家》2017年第1期。

從各控制變量的回歸結果看，在模型(1)和模型(2)中，行業固定資產變量(lnCapital)對行業出口顯性比較優勢指數表現出顯著負效應。可能的原因是由于資本和勞動具有替代性，行業固定資產投資越多，則替代的勞動越多，越不利于在出口中發揮我國勞動力豐富的比較優勢。行業銷售收入變量(lnRevenue)對出口顯性比較優勢指數呈現正效應，因為銷售收入越高，意味著行業產出規模擴大或者產品質量提升，都有利于出口的擴大。行業利潤變量(lnProfit)和行業吸引FDI(lnFDI)變量則對出口顯性比較優勢指數沒有顯著影響。

(三)穩健性檢驗

為了檢驗上文得出的人力資本對行業出口比較優勢變動的門檻效應的穩健性，進一步將出口比較優勢以行業出口增長率為代理變量，人力資本仍然分別以上文中的3個代理變量表示，進行穩健性檢驗。檢驗結果如表5所示。表5的第(1)列、第(2)列和第(3)列人力資本的代理變量分別為行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數占行業年從業人數的比重、行業內規模以上工業企業所擁有的研發人員人數的對數值、行業研發人員年增長率。可以發現，表5的第(1)列和第(3)中在5%的顯著性水平上存在人力資本對行業出口增長率的單一門檻效應。從第(1)列看，當行業研發人員比重在0.0016之下時，行業研發人員比重每增加1個單位，行業出口增長率提高0.0391個單位；當行業研發人員比重超過0.0016時，行業研發人員比重對出口增長率影響不顯著。從表5第(3)列看，行業研發人員增長率的門檻值為0.9802，β1的估計值不顯著，β2的估計值在1%的水平下通過顯著性檢驗。這說明當行業研發人員增長率低于0.9802時，研發人員增長率對行業出口增長率的影響不顯著；當行業研發人員增長率高于0.9802時，研發人員增長率每提高1個單位，行業出口增長率提高0.3890個單位。由此可得出結論，只有當研發人員增長率提高到一定水平時，人力資本才會對出口產生積極影響。因為當人力資本以較快速度增長時，一方面模仿創新或者自主創新成果更多，另一方面能更快速吸收技術外溢。

從表5雙重門檻檢驗對應的P值看，均不能拒絕原假設，即三種情況下都不存在人力資本對行業出口比較優勢的雙重門檻效應。

表5 人力資本門檻效應的穩健性檢驗

注：括號內為標準差；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；(1)、(2)、(3)均為拔靴10000次的檢驗結果；因為雙重門檻效應不顯著，所以表中的各估計系數為單一門檻下各變量的估計系數。

五、結論及對策建議

本文運用我國制造業13個行業1992-2015年分行業面板數據，運用面板格蘭杰因果關系方法和面板門檻模型檢驗了人力資本影響出口比較優勢變動的行業差異與門檻效應。面板格蘭杰因果關系檢驗發現，人力資本對出口比較優勢變動的影響存在顯著行業差異。在13個行業中，只有在電器機械及器材制造業中，人力資本與行業出口比較優勢之間存在雙向格蘭杰因果關系；在剩余12個行業中，6個行業的人力資本對出口比較優勢存在單向格蘭杰因果關系，出口比較優勢對人力資本不存在單向格蘭杰因果關系，行業人力資本均值高低與促進出口比較優勢升級之間并無必然聯系。面板門檻模型的檢驗結果顯示，研發人員數量對行業出口比較優勢存在單一門檻效應。在單一門檻值之下，無論行業研發人員絕對數量還是相對數量都對出口比較優勢提升有顯著影響，但是超過這一門檻之后，無論行業研發人員絕對數量還是相對數量都對出口比較優勢提升影響不顯著。當行業研發人員比重低于0.0011時，行業研發人員比重每增加1個單位，行業顯性比較優勢指數提升0.1769；當行業研發人員數量對數值低于7.8578時，行業研發人員數量每增加1%，行業顯性比較優勢指數提升0.0023。

本文實證結果說明，在出口比較優勢升級過程中，應充分重視人力資本的作用，并且要注重行業特征和差異，將人力資本和出口行業適當配置，避免錯配現象，使出口行業充分發揮人力資本的作用，從而更有利于產業升級和出口競爭力提升。要重視出口學習效應對人力資本積累的反向作用，增加企業在出口后的研發投入，有利于我國比較優勢的動態轉換。對于研發人員數量低于門檻值的行業，一方面要增加行業研發人員的絕對數量和相對數量，另一方面可以適當加速人力資本積累，使研發人員增長率高于門檻值，以提高行業出口增長率，并且帶動比較優勢升級。