人力資本擴張對企業出口國內增加值率的影響
——基于“高校擴招”政策的準自然實驗研究

張 燕，孫孟蓓

（合肥工業大學 經濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

2015年、2019年黨中央國務院相繼頒布了《關于加快外貿轉型升級推進貿易高質量發展工作情況的報告》《關于推進貿易高質量發展的指導意見》，表明我國政府將貿易高質量發展上升到了戰略高度。貿易高質量發展戰略不僅與當前的經濟發展目標相契合，也是針對國際國內發展條件的重大變化所做出的決策：當前全球經濟整體減速、國際產業轉移放緩、貿易保護主義升溫，國內勞動力、資源等要素價格上升，環境成本加大。在此情境中，對外貿易“總體平穩，結構繼續優化”已屬不易，而要在貿易規模、結構、效益、競爭力方面均有突破，實現貿易高質量發展，具有一定的艱巨性和緊迫性。縱觀改革開放以來對外貿易發展歷程，我國已連續多年保持世界第一大出口國和第二大進口國的地位，出口規模迅速增長、出口結構逐步升級、出口競爭力增強。然而在取得驕人成就的同時，貿易發展還存在短板弱項，尤其在出口效益方面，出口產品國內增加值率普遍偏低。

黨的十九大報告強調“人才是實現民族振興、贏得國際競爭主動的戰略資源”，人才強國戰略是建設創新型國家和世界科技強國的基礎支撐。因此研究人力資本擴張能否有效提升出口國內增加值率，從而提升出口效益，對提高我國貿易發展質量具有重要的現實意義。理論上而言，出口國內增加值率從多個方面受到人力資本擴張的影響：一方面，當前階段我國正由過度依賴資源要素投入的傳統經濟增長方式轉向以人才創新驅動的高質量發展方式階段，企業亟需大量高質量人才，人力資本供給的擴大，勞動者整體素質的提高，均通過干中學效應進而使得生產率得到提高；另一方面，人力資本因“大學擴招”政策而急劇擴張，使得企業能夠雇傭更多的人力資本，人力資本是企業技術開發與創新的重要源泉，具有推動技術升級、促進創新的作用，從而有利于出口國內增加值率的提高。

我國人力資本在“大學擴招”后快速增長，這為研究人力資本與出口效益的關系提供了難得的機會。具體地，本文將1999 年實施的“大學擴招”這一外生性政策沖擊作為準自然實驗，在闡釋理論機制的基礎上，采用倍差法實證分析人力資本擴張對出口國內增加值率的影響，為促進實現對外貿易高質量發展戰略提供路徑參考。

二、文獻綜述

出口國內增加值率（DVAR）作為判斷企業真實貿易利得的標準已在學術界得到認可，對于出口DVAR 測算以及影響因素的研究受到國內外學者的廣泛關注。張鵬楊和唐宜紅（2018）［1］研究發現，FDI 顯著提高了出口企業的DVAR；毛其淋和許家云（2018）［2］認為，外資持續進入通過成本加成與國內中間品種類變化等重要途徑提高了本土企業出口 DVAR。Kee 和 Tang（2016）［3］的研究表明，中間產品在總銷售中的比重、本國中間品與進口中間品的價格指數之比以及企業成本加成都會影響企業出口國內增加值率；諸竹君等（2018）［4］認為進口中間投入品質量的提升會對企業創新行為產生影響，而創新可以通過加成率與相對價格兩種渠道對企業出口DVAR 產生促進作用。余淼杰和崔曉敏（2018）［5］研究發現，人民幣匯率通過改變進口中間品相對價格與企業的進入退出、定價策略兩個渠道影響了企業出口DVAR。與上述側重于開放經濟特征的研究視角有所不同，一些學者從國內市場特征的角度考察企業出口DVAR的影響因素。馬述忠等（2017）［6］、Manova 和 Yu（2016）［7］認為融資約束將會限制企業進入更高附加值和利潤的全球價值鏈環節，進而影響企業出口DVAR；崔曉敏等（2018）［8］通過研究最低工資上漲對我國企業出口DVAR 的影響，發現“要素替代”與“成本加成”是最低工資影響企業出口DVAR 的兩個重要渠道。另一部分學者分別從要素市場扭曲（高翔等，2018）［9］、國內市場分割（呂越等，2018）［10］、本地市場規模（戴翔等，2017）［11］、制造業服務化和上游壟斷（李勝旗和毛其淋，2017；許和連等，2017）［12-13］、創新創業（田畢飛和陳紫若，2017）［14］等角度探討了影響企業出口DVAR的相關因素。

由此可見，對于企業出口DVAR影響因素研究主要聚焦于對外開放視角、國內市場特征等，鮮有文獻關注企業人力資本作為內在因素的影響機制和效應。人力資本是經濟增長的源泉早已被學界公認（Romer，1990；賴明勇等，2005；劉智勇等，2018）［15-17］。已有文獻研究發現人力資本能夠提高全要素生產率（許和連等，2006；程惠芳和陳超，2017）［18-19］，Che 和 Zhang（2018）［20］研究發現人力資本在企業新技術采用方面發揮著不可或缺的作用，人力資本使得企業更易吸收新技術從而提高了企業生產率。其次，人力資本積累是技術創新的動力和源泉（Marvel和Lumpkin，2007；梁超，2013）［21-22］。大學教育提高了職工學習能力、管理層資源整合能力，增加了人力資本供給，進而促進了企業技術創新（吳建新和劉德學，2010；Rasha 和Rina，2017；Sun和Li，2017）［23-25］。

近年來一些學者嘗試研究人力資本對我國對外貿易發展的影響，Wang 和Wei（2008）［26］以高等學校在校人數來衡量人力資本，發現人力資本的“干中學”帶來巨大的正外部性，對我國出口技術復雜度提升有顯著貢獻。周茂等（2019）［27］的研究也驗證了人力資本擴張推動了出口升級這一結論。唐海燕和張會清（2009）［28］研究發現人力資本積累和制度環境改善對于提升價值鏈地位同樣具有顯著的促進作用。毛其淋（2019）［29］研究認為，人力資本擴張顯著增加了企業的研發創新，從而提高了企業出口技術復雜度，促進加工貿易企業實現升級。可見，已有研究側重于從出口技術水平的視角來探討人力資本對出口轉型升級的貢獻，較少研究人力資本對企業DVAR的影響機制和效應，忽略了人力資本對企業出口效益的提升作用。

本文的邊際貢獻如下：第一，在理論層面闡釋人力資本對企業出口DVAR的影響機制，豐富了企業出口效益影響因素的研究；第二，利用1999 年“高校擴招”政策作為準自然實驗，采用倍差法探究人力資本擴張與企業出口效益的因果關系；第三，利用中國微觀企業數據庫實證檢驗人力資本擴張影響企業出口效益的作用渠道，為我國貿易高質量發展提供路徑借鑒。

三、理論機制

本 文 借 鑒 Kee 和 Tang（2016）［3］、Halpern 等（2015）［30］的研究，將中間投入品納入生產函數，滿足如下CD生產函數形式：

其中，Ω為希克斯中性的全要素生產率；L、K、M代表勞動投入、資本投入和中間品投入；Rt、Wt和PM表示相對應的平均價格；MD和MI分別表示本國中間品投入與進口中間品投入，對應的價格為PD和PI；α、β和γ＞0 分別為資本產出彈性、勞動產出彈性和中間品投入的產出彈性，并且假定生產規模報酬不變，因而α+β+γ＝1；σ＞1為進口中間品投入與國內中間品投入的替代彈性。

由（2）式可得中間品價格為：

借鑒 Kee 和 Tang（2016）的做法，將企業出口DVAR表示如下：

根據企業最優化生產原則，得到以下關系式：

由此，得到企業成本函數如下：

根據（5）式可得生產每單位最終品的邊際成本為：

通過如下優化方程，根據成本最小化原則計算企業中間品使用比例：

根據（8）式可得：

將（6）式、（7）式和（9）式代入（4）式，推導得出企業出口DVAR的數學表達式：

（10）式中P c為企業加成率，以μ表示。

由DVAR的表達式可知，企業出口DVAR的變化取決于成本加成率μ以及相對價格PI PD的變化。通過求一階偏導可得：

根據（11）式、（12）式，企業出口DVAR 對成本加成率、相對價格PI PD的一階偏導數均大于0。其經濟意義為：企業成本加成率的提高使得企業的產出投入比擴大，即表明企業利潤率上升，從而導致了企業出口DVAR 提升；另外，當進口中間品相對價格PI PD上升后，根據利潤最大化原則，企業更愿意選擇國內中間投入品，因而會提高企業出口DVAR。據此，本文認為人力資本擴張通過以下兩個渠道影響了企業出口DVAR。

（1）技術創新渠道。人力資本是企業技術創新能力提高的源泉，“大學擴招”政策使得企業能夠吸納更多受過高等教育的人力資本，他們是企業從事研發創新活動的主力軍，與此同時高素質勞動者具有更強的適應能力，那么企業將采用更新、更前沿的技術與之相匹配，這些行為都使得企業能夠達到更高的技術創新水平（Che 和Zhang，2018）［20］。其次，在固定的資源配置下，具有較多人力資本的企業更可能通過整合現有資源進行創新，人力資本促進了企業創新數量和創新質量上升（Grimpe和Sofka，2009；李建強等，2019）［31-32］。因此，人力資本對于創新的影響至關重要，而創新會增加國內中間品的數量和種類，意味著國內中間品價格的下降，從而導致進口中間品相對價格上升。一些研究使用技術創新來間接地刻畫相對價格（許和連等，2017；毛其淋和許家云，2019）［13，33］。結合上文中本文認為人力資本擴張帶來的創新效應提升了企業出口DVAR。

（2）成本加成率渠道。人力資本擴張能夠提高企業生產效率、降低生產成本，從而提高成本加成率（Melitz 和 Ottaviano，2008；趙玲等，2018）［34-35］。首先，“大學擴招”政策使得企業能夠吸納更多的人力資本，Miller 和 Upadhyay（2000）［36］、Che 和 Zhang（2018）［20］的研究表明，人力資本的增加會促進企業加大對新技術的采用，進而對企業全要素生產率的提高產生正向的促進作用；其次，大學教育賦予學生專業的技術知識，訓練學生使其具有較強的解決問題能力和學習能力，企業也更愿意對其進行在職培訓，通過干中學迅速提高勞動生產率。因此，本文認為在“大學擴招”政策實施4年后的2003年，更多的高素質、高學習能力的人力資本涌入企業，使得企業能夠更好地吸收和應用先進技術，從而提高生產效率，降低邊際生產成本。由此，人力資本擴張提高了企業成本加成率，進而提升了企業出口DVAR。據此，本文提出理論假說1、假說2。

H1：人力資本擴張會提高企業出口國內增加值率；

H2：人力資本擴張能夠通過“技術創新”和“成本加成率”兩個渠道影響企業出口國內增加值率。

四、模型構建與指標選取

（一）模型構建

基于上述理論分析，本文利用中國政府1999年“大學擴招”政策作為對企業人力資本擴張的外生沖擊，采用DID方法實證研究人力資本擴張對企業出口DVAR 的影響效果。該政策擴大了高中畢業生進入大學的機會，使得從2003年開始，受過大學教育的勞動者數量激增（陳斌開和張川川，2016）［37］。由于在考慮 1999 年“大學擴招”政策的影響時，無法區分哪些行業受到該政策影響或哪些行業未受到該政策的影響，即只能夠區分制造業行業受到政策前后的影響差異，因此借鑒毛其淋（2019）［29］的做法，以不同行業受到該政策影響的程度作為處理組的代理變量來識別政策實施的效果。考慮人力資本強度不同的行業受到人力資本擴張的影響有差異，即人力資本強度越高，受人力資本擴張的影響也越大，因此本文將人力資本強度較高行業中的企業設定為處理組，將人力資本強度較低行業中的企業作為對照組。具體而言，本文通過設定如下倍差方程來考察處理組與對照組中企業在2003年前后的企業出口DVAR變化，即

其中，DVAR 為企業出口國內增加值率，其數值越大說明企業出口效益越高；Humcap代表行業i的人力資本強度，為虛擬變量；Year03為虛擬變量，2003年之前的年份為0，否則為1，因為2003 年是1999年入學的學生完成四年制大學課程并進入勞動力市場的第1年（1）。X為其他控制變量，其中：①企業規模（Size），以企業全部從業人數的對數衡量；②企業年齡（Age），當年年份減企業成立年份加1，取對數；③企業所有制類型（Soe），根據工業企業數據庫“國有控股情況”這一統計指標來識別，將國有控股的企業歸類為國有企業，其他為非國有企業；④行業層面市場集中度（HHI），利用赫芬達爾—赫希曼指數來衡量。行業為四分位行業，計算方法為其中，sit表示在t時期企業i的產品銷售收入；sjt表示t時期企業i所屬j行業總產品銷售收入；Shareit表示在t時期企業i的市場份額，其值越小則表明該行業國內市場集中度越低，反之則表明該行業國內市場集中度越高。

（二）核心指標測度

1.企業出口增加值率

企業出口DVAR 的測算方法可分為兩類：第1類方法基于非競爭性的投入—產出表（I-O 表）進行估算，由Hummels 等（2001）［38］首次提出，后經學者納入貿易方式、進口產品細分以及企業所有制等因素對該方法進行了優化（Dean 等，2011；Koopman等，2012；Ma等，2015）［39-41］；第2類方法是基于中國微觀企業數據庫的微觀測算方法，該方法能夠更為細致精確地測算企業出口DVAR（Upward等，2013；張杰等，2013；呂越等，2015；崔曉敏等，2018）［42-44，8］。

考慮第1 類測算方法掩蓋了企業間的異質性特征，且測算結果是非連續的，無法準確反映企業出口DVAR 的動態變化情況。本文采用第2 類方法，利用中國微觀企業數據庫對企業出口DVAR進行衡量，以觀察其動態變化情況。首先，利用（14）式測算企業出口的國外增加值（VS），即

則企業出口DVAR表示為（15）式，即

在測算過程中，考慮不同貿易方式下的實際中間投入差異、貿易代理商情況、國內中間投入的間接進口等問題（2），最終得到企業出口DVAR 的測算公式。

一般貿易：

加工貿易：

混合貿易：

指標具體含義：i和t分別代表企業和年份，exp為企業總出口額；wp和wo分別表示海關數據庫中混合貿易企業的加工貿易和一般貿易的貿易額所占比重分別表示加工貿易、一般貿易中間品進口額，而分別表示實際中間品進口額為企業使用國內中間投入品時含有的國外增加值；Y為企業總產出，來自工業企業數據庫。另外，考慮企業出口DVAR 小于0或者大于1 的情況，將出口DVAR 小于0 或者大于1 的數據觀測值刪除，僅保留國外增加值率在［0，1］之間的樣本。同樣，在后文的穩健性檢驗中，將企業出口DVAR 小于0 或者大于1 的樣本，分別賦值為0和1，重新進行回歸做穩健性檢驗。鑒于國內中間投入品中也部分含有國外產品份額，Koopman 等（2012）［40］研究認為這一比例為5%～10%，因此假定國內原材料中含有國外產品的份額為5%，同時，在下文中假定該份額為10%重新加以測算，進行穩健性檢驗。

2.人力資本強度（Humcap）

我國處在經濟高質量發展階段，產業結構高級化過程中往往出現行業密集度轉換的現象，一些產業由低技能勞動力密集型向高技能勞動力密集型轉換。另外，使用中國數據測算行業人力資本強度，其測算結果可能會受到其他政策因素或勞動力市場配置扭曲的干擾。為了避免潛在的測量誤差或因采用我國產業層面數據導致的反向因果關系而帶來的內生性問題，本文參照Che和Zhang（2018）［20］的做法，以美國20 世紀70 年代末的工業產業人力資本強度作為劃分處理組與對照組的標準，原因在于美國勞動力市場的相對靈活性，且20 世紀70 年代的工業新技術大部分是在以美國為主的世界上少數幾個國家創造出來的，因此美國工業產業人力資本強度較好地反映了各行業的前沿技術情況。具體來說，行業人力資本強度指標采用“1980年美國各行業中受本科教育及以上勞動者人數占行業從業人數的比重”來衡量。Humcap為行業i的人力資本強度，為虛擬變量，對于人力資本強度大于全行業人力資本強度中位數的行業取值為1，否則為0。各行業人力資本強度數據見表1所列。

表1 各行業人力資本強度數據

（三）數據來源

本文主要使用兩套數據（3）：第1 套數據為中國海關數據庫，包含關于HS-8 位數產品層面的進出口交易的價值、數量、價格、來源國和貿易方式等月度信息，本文將企業月度數據匯總，得到年度數據；第2套數據為中國工業企業數據庫，涵蓋所有年銷售額超過500萬元（規模以上）工業企業信息，包含了關于企業特征的基本信息以及企業資產負債表、損益表和現金流量表中反映企業財務狀況指標等130余項經濟數據。參照Feenstra等（2014）［45］的做法，對指標值有缺失或者有異常值的企業進行剔除處理。之后按照一般公認的會計準則（GAAP）將總固定資產大于總資產、流動資產大于總資產、企業的識別碼（法人代碼）缺失、固定資產凈額大于總資產的樣本刪除。

借鑒Yu（2015）［46］的做法，采用兩步匹配法對兩個數據庫進行匹配：首先按照企業名稱和年份進行匹配；然后再利用電話號碼后6位和郵政編碼變量對未匹配成功數據再次進行匹配；最終匯總兩次匹配的樣本，得到樣本數據。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

方程（13）的回歸結果見表2 所列，其中第（1）列僅考慮交互項Humcap×Year03 對企業出口DVAR 的影響，估計系數顯著為正，表明人力資本擴張對企業出口DVAR 提高有正向的促進作用。第（2）列加入各個控制變量，交互項的回歸系數依然顯著為正，說明在控制影響企業出口DVAR的其他因素之后，人力資本擴張仍然顯著促進了企業出口DVAR 的提升。從控制變量的回歸系數可以看出，赫芬達爾指數（HHI）的系數在第（2）列中顯著為正，表明市場集中度與企業出口DVAR正相關，可能的原因在于：在市場集中度高的行業，企業擁有更多的市場定價權，因而獲得更高的利潤，企業出口DVAR 也就越高。企業規模（Size）的系數顯著為負，說明企業越大則出口DVAR 越低，對此的解釋是：較大的企業可能面臨更少外部融資約束、沉沒成本等問題，從而使得其更偏好選擇使用價格較高的進口中間品。企業年齡（Age）與企業所有制（Soe）的系數并不顯著，則表明兩者可能并不是影響企業出口DVAR的關鍵因素。第（3）列進一步控制了行業固定效應與年份固定效應，交互項系數的系數符號與顯著性并沒有發生變化，說明實證回歸結果具有較好的穩定性。基準回歸結果表明，人力資本擴張確實能夠提高企業出口國內增加值率，驗證了理論假說1。

表2 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

從以下五個角度對基準回歸進行穩健性檢驗：

（1）共同趨勢檢驗。DID估計的前提條件是共同趨勢假設，否則可能存在錯誤估計。由此，本文借鑒范子英和彭飛（2017）［47］的做法，在基準模型中控制“年份×行業”效應，來有效控制處理組和對照組之間的系統性差異。表3第（1）列檢驗了DID模型下的共同趨勢結果，結果顯示，Humcap×Year03系數符號及其顯著性未發生實質性變化，表明“高校擴招”與企業出口DVAR的關系不是受趨勢影響的，滿足共同趨勢的基本假設。

（2）樣本觀測值異常問題處理。基準回歸僅保留了企業出口DVAR 在［0，1］之間的樣本。在本部分穩健性檢驗中，將企業出口DVAR 小于0的樣本賦值為0，大于1 的樣本賦值為1，重新進行回歸，以觀察DVAR 的不同處理方式對結果是否產生影響。由表3 第（2）列可知，回歸結果未發生根本性變化。

（3）調整企業出口DVAR的測度方法。通過假定國內中間品含有國外產品的比例為10%，重新測算企業出口DVAR，以考察表2 中基準回歸結果的穩健性。結果見表3 第（3）列所示，交互項Humcap×Year03的系數依然顯著為正。

（4）樣本調整。北京、上海作為我國政治與經濟中心，無論在地理位置、經濟發展水平還是城市治理環境方面都具有巨大的優勢，吸收了大量的高素質人才，可能會對實驗結果產生一定的影響。為此，剔除屬于北京、上海的企業樣本進行穩健性檢驗。由表3 第（4）列可知，回歸結果依然十分穩健。

表3 基準回歸穩健性檢驗

（5）分樣本檢驗。分別對一般貿易企業樣本、加工貿易企業樣本以及混合貿易企業樣本進行估計，結果見表4所列。從Humcap×Year03的估計系數來看，人力資本擴張對不同貿易方式企業的DVAR提升均有明顯的促進作用，一般貿易企業樣本與混合貿易企業樣本的回歸系數均在1%水平以上顯著，且人力資本擴張對一般貿易企業出口DVAR的影響更大；而加工貿易企業樣本的回歸系數為正但不顯著。可能原因是：加工與混合貿易方式更依賴勞動力成本優勢參與全球生產網絡，人力資本擴張會明顯增加企業的生產成本；另一方面，加工貿易方式中存在大量的“來料加工”，其進口料件由境外提供，企業本身只負責加工組裝，且很少使用國內中間品投入，自主性較差，因此人力資本擴張對企業成本加成率的提升作用較小，從而導致人力資本擴張對加工貿易企業出口DVAR影響不顯著。

表4 分貿易方式回歸結果

（三）機制檢驗

通過將中間渠道變量技術創新、成本加成率引入方程（13），構造一個三重交互項Humcap×Year03×Z，得到如下方程（17），進一步實證檢驗人力資本擴張促進企業出口DVAR提升的機制。

該方程中，Z表示技術創新或者成本加成率：技術創新（Innovation）采用企業總銷售額中的新產品銷售額占比來衡量；成本加成率（Markup）借鑒盛丹和王永進（2012）［48］的做法，利用公式 Markup=(y+ncm)/(wage+ncm)進行測算，其中，y代表企業工業增加值；ncm 代表企業凈中間要素投入成本；wage代表企業應付職工工資與福利總額。

Humcap×Year03×Z的估計系數β1反映了人力資本擴張是否通過“技術創新渠道”或者“成本加成率渠道”促進或抑制企業出口國內增加值率的提升。若β1系數顯著為正，則說明Z為有效的“正向渠道”；若顯著為負，則為有效的“負向渠道”；若不顯著，則表明人力資本擴張不能通過該兩種渠道對企業出口DVAR 產生影響。其他變量定義保持不變。

（17）式回歸結果見表5所列。第（1）列交互項Humcap×Year03×Innovation 的估計系數顯著為正，即人力資本擴張通過“技術創新”渠道促進了企業出口DVAR的提升，初步表明了“技術創新”渠道的存在。在第（1）列單變量回歸的基礎之上，加入相關控制變量的回歸結果見表5第（2）列所示，第（3）列進一步控制了行業固定效應、年份固定效應，回歸結果均顯示三重交互項的系數符號與顯著性未發生變化，說明實證結果具有較好的穩健性，驗證了理論假說2。

表5 “技術創新”渠道檢驗

“成本加成率”渠道的檢驗結果見表6 所列。第（1）列交互項Humcap×Year03×Markup 的估計系數顯著為正，即人力資本擴張通過“成本加成率”渠道促進了出口DVAR的提升，并且對于高人力資本強度行業中的企業，其作用可能更強。第（2）列在第（1）列基礎上加入了上文所述的各控制變量，第（3）列進一步控制了行業固定效應與年份固定效應后，交叉項系數仍然顯著為正，說明成本加成率作為人力資本擴張影響企業出口DVAR 的渠道具有一定的穩健性。因此驗證了理論假說2。

表6 成本加成率渠道檢驗

續表6

六、結論與政策建議

本文以1999年我國“大學擴招”政策導致人力資本劇增作為準自然實驗，以企業層面的微觀數據庫為觀察對象，采用倍差法考察人力資本擴張對企業出口國內增加值率的影響效果及作用機制。結果發現，人力資本擴張通過“技術創新渠道”與“成本加成率渠道”顯著提升了企業出口國內增加值率。因而在當前供給側結構改革和外貿高質量發展戰略背景下，企業應該注重依賴人力資本來驅動創新和提高生產效率，實現出口效益的提升，促進我國實現貿易高質量發展。結合研究結論，本文提出如下建議：

第一，政府加大教育設施建設和教育資源的供給，強化“以人為本”“以本為本”的教育理念，促進創新型人才的培育，提高本科人才培養質量，充分發揮高等教育作為高端勞動力要素蓄水池的作用；提高教育類公共設施的開放水平，營造素質教育大環境；重視職業教育與培訓，加大對職業教育投入的支持，為擴大高端勞動力供給提供政策支撐。

第二，人才是第一資源，政府應充分認識到人力資本的技術創新與載體功能，營造人才發展環境，激發創新創造活力，形成技術創新促進經濟發展的新動能。在當前我國人口老齡化加速、勞動力供給規模下降的背景下，將“人口數量紅利”向“人口質量紅利”轉化，以高端要素人力資本為內生動力推動企業出口效應，提升和實現貿易高質量發展極具現實意義。

第三，出口企業應積極應對我國經貿環境和發展條件的調整變化，一方面積極吸納高素質勞動力，做好人才儲備；另一方面注重企業的制度文化建設與管理辦法設計，將企業發展與職工的職業發展結合起來。企業不僅要為職工提供職業培訓，也要成為職工的發展平臺，從而獲得高技能勞動力的終身供給。

注 釋：

（1）我國高等院校除醫學類、建筑學等專業，絕大多數專業為學制四年。

（2）參照李勝旗和毛其淋（2017）、許和連等（2017）的研究進行處理，具體處理過程如下：①一般貿易BEC的產品分類。由于一般貿易對應于一般貿易企業，進口產品可能既被用于中間投入使用，也可能被作為最終產品而直接用于國內銷售，本文根據聯合國統計司網站提供的HS-6分位編碼與Broad Economic Categories（BEC）分類的轉換表，將海關數據庫中的HS產品編碼與BEC進行匹配，識別出一般貿易企業進口的產品類別（消費品、資本品或中間品），并將一般貿易企業的中間品進口額表示為其中，2000-2001 年采用 BEC-HS1996 轉換表，2002-2006 年采用 BEC-HS2002 轉換表，2006 年之后采用BEC-HS2007 轉換表。②貿易代理商問題。考慮2004年前我國存在對企業進出口經營權的壟斷與管制，部分企業通過有進出口經營權的中間貿易代理商來間接進口，而不是企業自身通過海關直接進口。因此，本文將企業名稱中含有“進出口”“貿易”“經貿”“科貿”“外經”等字樣的企業歸為貿易代理商；計算各HS-6分位編碼制造業行業j中通過貿易代理商的進口額占行業總進口額的比重mjt，并假定其他企業進口該行業產品通過貿易代理商的間接進口份額為mjt；根據impijt(1-mjt)計算企業實際進口額。通過考慮貿易代理商問題，調整后的企業實際加工貿易進口額和實際一般貿易中間品進口額分別表示為③國內中間投入的間接進口問題。鑒于國內中間投入品中也部分含有國外產品份額，Koopman等（2012）研究認為，這一比例為5%～10%，因此本文假定國內原材料中含有國外產品的份額為5%，則國內中間投入品中所含國外產品附加值可表示為MT為中間品投入額。同時，在下文中假定該份額為10%重新進行測算，進行穩健性檢驗。

（3）本文實證樣本時間段為2000-2007年，使用的樣本為中國工業企業數據庫與中國海關數據庫的匹配樣本。數據期間選取主要參照如下標準：①當前可獲取的中國工業企業數據庫為1998-2012 年，中國海關數據庫為2000-2011年，而2007年之后的工業企業數據可靠性有待考察。例如2010-2011 年的樣本絕大多數可以在2007 年中找到法人代碼、企業名稱、資產合計、主營業務收入、實收資本等較為一致的數據；而且2007年之后的數據存在不同程度的數據指標缺失，例如在測度企業出口國內增加值率時，需要用到的工業中間投入這一關鍵變量，存在缺失。②工業企業數據庫自1998 年開始采集，2007-2008年，2010-2011年均是統計范圍突變的時間節點（例如規模以上企業定義不一致等），數據庫來源渠道不統一，涵蓋指標和數據質量均不一樣。多數學者使用的工業企業數據庫涉及的年份在1999-2007 年之間。當前國內關于企業出口國內增加值率研究的文章也都是使用2000-2007 年的數據。③本文利用中國政府1999年“大學擴招”政策作為對企業人力資本擴張的外生沖擊，采用DID方法實證研究人力資本擴張對企業出口DVAR 的影響效果。該政策擴大了高中畢業生進入大學的比例，使得從2003年開始，受過大學教育的勞動者數量激增。因此人力資本激增年份也在數據樣本之內，且在事前事后均有一段數據，符合“倍差法”的樣本時間段要求。據此，本文選擇2000-2007年的中國工業企業與中國海關數據庫的匹配數據作為實證檢驗樣本。