城鎮化、人力資本投資對中國制造業出口技術復雜度的影響
——基于制造業省級面板數據的實證研究

白陽 王雅麗 王江寧

（1.國家開發銀行 北京 100033；2.中共通遼市委黨校 內蒙古通遼 028000；3.航天時代飛鴻技術有限公司 北京 100045）

我國加入WTO后，積極參與國際分工，使我國的出口貿易得到了飛速發展，在全球價值鏈體系中扮演著越來越重要的角色。制造業的發展對國民經濟的快速增長起到了非常大的助推作用，雖然中國制造業的發展迅速，但是許多行業的產品仍處于全球價值鏈體系的中低端位置。World Bank數據顯示，中國城鎮化率和人力資本存量總體呈顯著的上升趨勢。那么，城鎮化步伐的不斷加快，人力資本投資是否能助推制造業出口技術復雜度的提高，從而向全球價值鏈體系的高端邁進呢？顯然，回答這樣的問題對當前制造業的升級及中國未來的發展具有重要意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 城鎮化對地區制造業出口技術復雜度影響的作用機制

從理論上來說，城鎮化有利于出口技術復雜度的提高，其內在機理主要從以下兩點解釋：第一，城鎮化的規模經濟效應。城鎮化越高的地區，越有利于生產要素的集聚。一方面，城鎮化有利于資本要素的集聚，即有利于產業集聚。因為城市具有相對集中的資源，便捷的通信網絡及完善的基礎設施建設，資源的集中可以有效降低企業的成本。另一方面，城鎮化有利于勞動要素的集聚。城鎮化水平吸引企業聚集，勞動要素是企業實現規?；a的必要條件。因此，提供更多的就業機會，形成比較完善的勞動力市場，進而吸引勞動力向城市遷移。第二，城鎮化的技術創新效應。城鎮化越高的地區，越有利于知識溢出。一方面，城鎮化有利于知識的積累與交換。城市通常位列地區的核心地位，聚集大量的高校和科研機構，而高校和科研單位是知識輸出的主要來源，具有人力資本優勢。另一方面，城鎮化有利于創新的實現。城鎮化有利于研究機構與企業間的交流合作，研究機構可以為創新提供技術支持與人才保障，企業可以為創新提供市場環境與知識轉變技術的條件?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

假設1：城鎮化水平的提升通過“規模經濟效應”和“技術創新效應”實現生產要素聚集與勞動力要素聚集。利潤率的提高促使企業研發投入增加，有利于技術進步，進而提高地區制造業出口技術復雜度。

1.2 人力資本投資對地區制造業出口技術復雜度影響的作用機制

人力資本是企業提高自主創新能力，實現技術進步的重要途徑。人力資本的投資可以提高出口技術復雜度，其內在機理主要表現在：第一，人力資本投資可以提高企業的研發創新能力，主要表現在企業可以通過引進高水平科研人員提高自身的研發能力，增加企業的技術積累。第二，人力資本投資有助于本土企業學習國際先進管理經驗和制造技術。隨著我國參與全球價值鏈分工的不斷深入，本土企業有更多的機會學習國際先進的生產技術和管理理念，人力資本的投資有利于本土企業將先進技術轉化為企業生產力，從而推動本土企業的技術進步和創新能力，提高產品的技術復雜度?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

假設2：人力資本投資有利于提高企業的研發創新和技術實現，增強新技術和先進管理理念的吸收能力，有利于地區產業的技術進步，從而提高地區制造業出口技術復雜度。

1.3 城鎮化與人力資本的交互效應對出口技術復雜度影響的作用機制

前文分析了城鎮化與人力資本對出口技術復雜度影響的作用機理，由于經濟變量間并非孤立存在，在一定程度上存在相互交叉影響的可能性。城鎮化水平對出口技術復雜度有直接影響，同時城鎮化水平通過人力資本水平對出口技術復雜度有間接影響。也就是說，城鎮化水平越高，越有利于地區產業人力資本存量的提高，導致制造業出口技術復雜度的提高。同理，人力資本對出口技術復雜度存在直接影響，也存在類似的機制?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

假設3：城鎮化與人力資本的交互效應有利于提高出口技術復雜度。

2 研究設計

2.1 變量選取

第一，被解釋變量。關于制造業出口技術復雜度指數（記為EXPY），本文沿用Hausmann等（2007）測度產品技術復雜度（Export Sophistication Index）的思路。該方法以李嘉圖比較優勢理論為基礎，以“產品對應的收入水平越高，則出口技術復雜度越高”為假設前提。

第二，解釋變量。本文涉及核心解釋變量有兩個，分別是：（1）地區人力資本水平（記為Hu），采用受教育年限法作為人力資本水平的替代指標，選用地區年平均受教育年限，即不同受教育程度人數的加權值(人力資本水平具體計算方法：平均受教育年限=（小學文化程度人數×6+初中文化程度人數×9+高中文化程度人數×12+大專及以上文化程度人數×19）/總人數。本文將文盲、小學文化程度勞動力的受教育年限統一設定為6年，初中文化程度勞動力的受教育年限設定為9年，高中文化程度勞動力的受教育程度設定為12年，大專、本科、碩士和博士文化程度勞動力的受教育年限統一設定為19年。這樣處理的優點在于與統計年鑒的劃分方法一致，計算方便，但缺點也比較明顯，較粗糙的劃分方法使人力資本水平的計算存在一定的偏誤)。（2）地區城鎮化水平（記為Urban），選用人口城鎮化水平作為衡量地區城鎮化水平的指標，即地區年末城鎮人口占該地區年末總人口的比重。

第三，控制變量。參考現有關于出口技術復雜度指數影響因素的文獻，并保證實證結果的穩健性和可信性，模型對外商直接投資（記為FDI）、地區研發投入（記為R&D）、地區創新能力（記為Innov）、地區市場化程度（記為Marke）、地區基礎設施水平（記為Infra）、地區人口規模（記為Popul）進行控制。

2.2 模型設定

根據前文理論分析，為驗證假設是否成立，本文提出以下回歸模型：

其中，除上文已提及的變量外，X 表示控制變量；μ表示地區固定效應；ξ 表示擾動項。值得注意的是，直接采用城鎮化（Urban）與人力資本（Hu）的交互項做回歸可能出現多重共線性問題。為了避免此類情況的出現，本文采用先對變量去平均后再做乘積來構造交互項的處理方法，在理論上既可以避免多重共線性問題，又不會對回歸結果產生較大影響，是比較穩妥的處理辦法。另外，為了方便解釋，本文對以上變量做取對數處理。

2.3 數據來源

計算制造業出口技術復雜度的數據來自2006—2016年《中國工業統計年鑒》，地區涵蓋全國30個省份（不包含西藏(西藏自治區許多行業出口額數據缺失嚴重，導致計算出現偏差，因此本文選擇將其剔除)）制造業各行業總產值和出口額，本文對部分行業加以合并和剔除，以保證數據的前后一致性。另外，控制變量數據分別來自《中國人口統計年鑒》、人口普查數據、樊綱和王小魯編寫的《中國市場化指數》及各省份統計年鑒。

3 實證結果

3.1 回歸結果

基準回歸采用最小二乘法（OLS）對樣本數據進行估計。結果發現，初步的混合最小二乘法（OLS）回歸基本能夠保城鎮化水平、人力資本投資對地區制造業出口技術復雜度的正向顯著的促進作用。為了檢驗最小二乘法（OLS）估計結果（模型2）與理論假設不一致的情況是否為真，也為了保證回歸的可靠性，本文對無法觀測的個體因素加以控制（固定效應模型FE）。結果顯示，固定效應模型回歸（FE）結果有效地改進了混合最小二乘法（OLS）對估計的精確性。

雖然固定效應能夠在一定程度上保證回歸結果的穩健，但并不能解決模型潛在的內生性問題。因此，本文加入技術復雜度（EXPY）的滯后項，構成動態面板數據（Dynamic Panel Data）。在估計方法上，采用系統GMM（system-GMM）方法估計緩解可能的內生性問題。系統GMM估計結果顯示，在加入控制變量前后，城鎮化水平、人力資本的系數均顯著為正。實證結果表明，本文的假設通過實證檢驗（見表1）。

表1 回歸結果

3.2 穩健性檢驗

在估計方法的選擇上，穩健性檢驗依舊采用最小二乘法回歸（OLS）、固定效應回歸（FE）和系統GMM（system-GMM）三種估計方法。在指標的選擇上，本文選用城鎮化水平和人力資本水平的替代變量根據不同方式組合進行回歸分析。替代變量具體的選擇方法是：（1）地區城鎮化水平：用土地城鎮化率（urban1和urban2）代替人口城鎮化率（urban）表示城鎮化水平。（2）地區人力資本水平：用國家財政性教育經費占GDP比重（hu1）代替人均受教育年限（hu）表示地區人力資本水平。

4 政策建議

綜上所述，本文提出以下政策啟示：第一，加快推進全國各地區城鎮化進程，尤其是西部地區的城鎮化進程，縮小東西部地區城鎮化差距。適當加快城鎮化進程，縮短地區發展差異具有非常重要的意義。同時，發展城鎮化對我國制造業的轉型升級及全球價值鏈地位的提高具有非常大的潛力。第二，做好人力資本的投資與激勵機制，鼓勵人才向中西部地區流動，實現區域產業的協調發展。