對外貿(mào)易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的影響研究

劉家悅，李建國，闞大學(xué)

(1.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 4300742；3.南昌工程學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江西 南昌 330099)

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對外貿(mào)易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的影響研究

劉家悅1，李建國2，闞大學(xué)3

(1.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 4300742；3.南昌工程學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江西 南昌 330099)

文章首先分析了對外貿(mào)易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的影響機理。然后基于1990-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法實證研究，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI降低了人力資本基尼系數(shù)，通過了顯著性檢驗，中西部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI也降低了人力資本基尼系數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗，即三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結(jié)構(gòu)。最后我們利用泰爾系數(shù)分別計算出區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異，進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異。

對外貿(mào)易；FDI；人力資本基尼系數(shù)；人力資本人口配置結(jié)構(gòu)

一、引言和文獻綜述

1978年以來，我國對外貿(mào)易發(fā)展較快，引進的外商直接投資(FDI)不斷增加，進出口總額和實際利用FDI金額均位居世界第一。與此同時，我國人力資本不斷增加。在這樣的背景下，很多學(xué)者研究了對外貿(mào)易和FDI對人力資本的影響，如國外學(xué)者Grossman and Helpman(1991)*Grossman,G.M,Helpman,E.:Trade,KnowledgeSpilloversandGrowth,NBERworkingpaper,1991.、Balasubramanyam et al(1999)*Balasubramanyam,Salisu and Sapsford.:Foreign Direct Investment as an Engine of Growth,The Journal of International Trade and Economic Development,74(8):27-40,1999.、Jonathan(2002)*Jonathan,M.:Foreign Direct Investment and Human Capital Enhancement in Developing Countries,Competition &Change,4:363-372,2002.、Slaughter(2002)*Slaughter,M.J.:Does Inward Foreign Direct Investment Contribute to Skill Upgrading in Developing Countries,Prepared for New School University’s CEPA Conference,2002.、Acemoglu(2003)*Acemoglu,D.:Patterns of Skill Premia,Review of Economic Studies,70(4):231-251,2003.、Gittens(2006)*Gittens,D.:The Effects of Foreign Direct Investment on the Accumulation of Human Capital in Developing Countries,A Dissertation for the Degree of Doctor of Philosophy,University of the West Indies,2006.、Edmonds et al(2006)*Edmonds,Eric,Nina Pavcnik and Petia Topalova.:Trade Liberalization and the Allocation of Labor between Households and Markets in a Poor Country,Journal of International Economics 69(7):257-295,2006.、Long et al(2007)*Long,N.V.,Riezman,R.and Soubeyran,A.:Trade,Wage Gaps and Specific Human Capital Accumulation,Review of International Economics,15(6):75-92,2007.、Marcin(2008)*Marcin,K.:How does FDI inflow Affect Productivity of Domestic firms,The Journal of International Trade & Economic Development,45(3):155-173,2008.、Lai(2008)*Lai,C.W.:Essays on International Trade and Human Capital,A Dissertation for the Degree of Doctor of Philosophy,University of Virginia,2008.、Zhuang(2008)*Zhuang,H.:Foreign Direct Investment and Human Capital Accumulation in China,International Research Journal of Finance and Economics,19(6):205-215,2008.等人的研究，以及國內(nèi)學(xué)者趙江林(2004)*趙江林:《外資與人力資源開發(fā):對中國經(jīng)驗的總結(jié)》,《經(jīng)濟研究》,2004年第2期。、馬衍軍(2005)*馬衍軍:《人力資本與外國直接投資的邏輯與互動研究》,《財經(jīng)問題研究》,2005年第1期。、郭英和陳飛翔(2005)*郭英，陳飛翔:《外商直接投資與發(fā)展中國家的人力資本發(fā)展》,《國際經(jīng)貿(mào)探索》,2005年第4期。、陳浩和劉葆金(2007)*陳浩，劉葆金:《外商直接投資對我國人力資本發(fā)展的影響分析》,《中國人口·資源與環(huán)境》,2007年第2期。、闞大學(xué)和羅良文(2010)*闞大學(xué)，羅良文：《對外貿(mào)易對人力資本提升的實證研究——基于我國省級面板數(shù)據(jù)》,《經(jīng)濟與管理研究》,2010年第4期。、闞大學(xué)(2013)*闞大學(xué):《基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的外資與人力資本形成的非線性關(guān)系研究》,《國際商務(wù)——對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報》,2013年第2期。等人以我國為樣本的實證分析。但至今尚未有學(xué)者從對外貿(mào)易和FDI的角度去探究區(qū)域間人力資本結(jié)構(gòu)差異的原因，眾所周知，我國對外貿(mào)易和FDI在三大區(qū)域間分布是不平衡的，具有差異性，那么這種差異性是如何影響區(qū)域間人力資本結(jié)構(gòu)差異顯然是一個值得研究的問題，通過該項研究，從對外貿(mào)易政策和外資政策優(yōu)化調(diào)整的角度提出縮小區(qū)域間人力資本結(jié)構(gòu)差異的對策建議。

依據(jù)李福柱(2005)的研究，人力資本結(jié)構(gòu)差異分為人力資本投資主體結(jié)構(gòu)差異、人力資本投資效能結(jié)構(gòu)差異、人力資本人口配置結(jié)構(gòu)和人力資本產(chǎn)業(yè)配置結(jié)構(gòu)差異*李福柱:《人力資本結(jié)構(gòu)芻議》,《山東師范大學(xué)學(xué)報》(人文社會科學(xué)版),2005年第6期。。國內(nèi)學(xué)者在研究人力資本結(jié)構(gòu)差異對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展影響時，多把人力資本結(jié)構(gòu)理解為人力資本人口配置結(jié)構(gòu)，即一個地區(qū)高等、中等和基礎(chǔ)教育程度人力資本在人口中所占比例關(guān)系和組合情況。因此，文章首先就對外貿(mào)易和FDI作用人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的影響機理進行探討，緊接著利用1990-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，計算出各省(直轄市、自治區(qū))人力資本基尼系數(shù)，以此來分析各省人力資本人口配置結(jié)構(gòu)，接著構(gòu)建一個包含對外貿(mào)易、FDI、人力資本投資、GDP、研發(fā)投入為解釋變量的計量模型，對變量進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，考慮到可能會因解釋變量的“內(nèi)生性”以及各省數(shù)據(jù)的異方差性和序列相關(guān)性而導(dǎo)致估計偏差，采用廣義矩估計方法(GMM)實證分析，最后基于泰爾系數(shù)公式計算出區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異，進行回歸分析，并根據(jù)實證結(jié)果提出縮小區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的政策建議。

二、影響機理分析

對外貿(mào)易和FDI主要是通過工資信號機制影響人力資本人口配置結(jié)構(gòu)，相對于基礎(chǔ)教育程度人力資本，我國對外貿(mào)易和FDI提高了高等教育程度人力資本的相對需求，使得兩類教育程度人力資本的工資差距擴大，促使人們加大后者投入，降低基礎(chǔ)教育投入，導(dǎo)致高等和基礎(chǔ)教育程度人力資本分別出現(xiàn)上升和下降情況，進而優(yōu)化了人力資本人口配置結(jié)構(gòu)。前者主要包括以下幾種傳導(dǎo)機制：一是我國豐裕要素是基礎(chǔ)教育程度人力資本，初級產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品的出口會增加基礎(chǔ)教育程度人力資本的需求，提高基礎(chǔ)教育程度人力資本的工資。但由于初級產(chǎn)品和勞動密集型出口產(chǎn)品所含附加值不高，使得該類人力資本工資提高依賴的基礎(chǔ)過于薄弱，又因為原材料價格上升、租金成本增加以及人民幣升值等因素使得企業(yè)出口利潤下降幅度較大，企業(yè)為了生存，較多時候通過變相降低該類人力資本工資福利壓縮成本，這顯然不利于該類人力資本提高。而與之相反的是伴隨我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也優(yōu)化調(diào)整，資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重提高，這提高了高等教育程度人力資本需求，使得該類人力資本工資相對上漲。二是加工貿(mào)易在我國占據(jù)了重要地位，我國很多中間產(chǎn)品，如關(guān)鍵零部件、機械設(shè)備等資本技術(shù)密集型產(chǎn)品需要進口，進口的這些中間產(chǎn)品的運用和再創(chuàng)新顯然對高等教育程度人力資本有著更大的需求，同時改革開放以來，我國國際技術(shù)貿(mào)易不斷發(fā)展，進口了很多技術(shù)，這些技術(shù)的消化、吸收與創(chuàng)新也需要很多高等教育程度人力資本，這均導(dǎo)致該類人力資本工資增加。又由于進口中的初級產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品與國內(nèi)同類產(chǎn)品形成了競爭，甚至產(chǎn)生了一定程度上的進口貿(mào)易替代，這使得基礎(chǔ)教育程度人力資本需求下降，不利于該類人力資本相對工資增加，進而抑制了該類人力資本提高。此外，隨著全球經(jīng)濟一體化和知識產(chǎn)權(quán)保護的改善，我國技術(shù)貿(mào)易會越來越多，高技術(shù)貿(mào)易比重的不斷提高，拉大了高等教育程度與基礎(chǔ)教育程度人力資本之間的相對工資差距。三是我國整體價格貿(mào)易條件惡化，相對于資本技術(shù)密集型產(chǎn)品進口，初級產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品出口價格整體趨于下降，依據(jù)斯托爾泊—薩繆爾森定理(The Stolper-Samuelson Theorem，S-S定理)，這會導(dǎo)致出口的初級產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品密集使用的要素工資降低，進口的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品密集使用的要素工資增加，即基礎(chǔ)教育程度人力資本工資降低，高等教育程度人力資本工資增加，這顯然致使前者人力資本下降，后者人力資本提高。四是我國對外貿(mào)易存在有偏學(xué)習(xí)效應(yīng)，引起了高等教育程度人力資本相對需求增加，導(dǎo)致兩類教育程度人力資本的工資差距擴大。至于FDI通過工資信號機制影響人力資本人口配置結(jié)構(gòu)，主要是指當(dāng)跨國公司引入新技術(shù)后，一方面跨國公司本身需要高等教育程度人力資本，另一方面也會促使那些已經(jīng)存在的企業(yè)提高其生產(chǎn)方式的技術(shù)密集程度，這反過來將提高高等教育程度人力資本相對需求。

但眾所周知，我國區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI分布是極其不平衡的，這種分布的差異性造成了區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI通過工資信號機制影響人力資本人口配置結(jié)構(gòu)的程度不同。如不同地區(qū)出口產(chǎn)品中初級產(chǎn)品、勞動密集型產(chǎn)品和資本密集型產(chǎn)品比重不同，對人力資本人口配置結(jié)構(gòu)影響也就不同；不同地區(qū)進口產(chǎn)品中資本技術(shù)密集型產(chǎn)品比重不同，對人力資本人口配置結(jié)構(gòu)影響也不相同；不同地區(qū)對外貿(mào)易和FDI有偏學(xué)習(xí)效應(yīng)不同，對人力資本人口配置結(jié)構(gòu)影響也不相同；不同地區(qū)FDI投資行業(yè)不同也會對人力資本人口配置結(jié)構(gòu)影響不相同。

三、我國各區(qū)域的人力資本人口配置結(jié)構(gòu)

人力資本人口配置結(jié)構(gòu)一般用人力資本基尼系數(shù)來計算，其計算公式為：

其中，G為人力資本基尼系數(shù)，H為人力資本，用平均受教育程度來衡量，a和b代表不同的教育水平，na、nb代表既定教育程度的人口份額，za和zb代表各個教育程度的平均累計教育年數(shù)。文章將受教育程度分為基礎(chǔ)教育程度小學(xué)、中等教育程度中學(xué)、高等教育程度大學(xué)三個層次，定義各教育層次的受教育年限依次為6年、10年和16年。那么平均受教育程度H為每萬人口中小學(xué)生、中學(xué)生(初中生與高中生)和大學(xué)生數(shù)量與相應(yīng)受教育年限的乘積之和。所有數(shù)據(jù)來源于1991-2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》，根據(jù)上述公式計算30個省的人力資本基尼系數(shù)，再依據(jù)此計算出1990-2013年三大地區(qū)的人力資本基尼系數(shù)，計算發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)人力資本基尼系數(shù)由1990年的0.281下降到2013年的0.225，中部地區(qū)人力資本基尼系數(shù)由1990年的0.291下降到2013年的0.218，西部地區(qū)人力資本基尼系數(shù)由1990年的0.345下降到2013年的0.273，可知三大地區(qū)的人力資本基尼系數(shù)整體趨于減小，人力資本人口配置結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化。那么，三大地區(qū)的人力資本基尼系數(shù)整體趨于減小的背后原因是什么？文章從對外貿(mào)易和FDI的角度去實證分析。

四、實證研究

(一)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

基于國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)文獻，本文構(gòu)建以下回歸模型：

LnGit=β0+β1LnGit-1+β2LnTit+β3LnFDIit+β4LnYit+β5LnRDit+β6LnIit+Ut

上述模型中i、t分別表示第i個省(區(qū)、市)、第t年，T為對外貿(mào)易、Y為GDP、RD為研發(fā)投入、I為人力資本投資。這里為了涵蓋未考慮到的其他影響因素，加入被解釋變量的滯后一期。其中采用進出口總額、研發(fā)經(jīng)費支出分別衡量對外貿(mào)易、研發(fā)投入；至于人力資本投資，文章采用政府與個人人力資本投資之和來測度，其中用文教衛(wèi)生科學(xué)事業(yè)支出總和來衡量政府人力資本投資，用(城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出+城鎮(zhèn)居民文娛教育人均消費支出)×城鎮(zhèn)人口數(shù)+(農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出+農(nóng)村居民文娛教育人均消費支出)×農(nóng)村人口數(shù)之和來衡量個人人力資本投資。

文章選擇的樣本時間為1990-2013年，30個省(區(qū)、市)，其中東、中、西部地區(qū)分別有12、8和11個省(區(qū)、市)，為了數(shù)據(jù)一致性，將重慶與四川數(shù)據(jù)合并，并限于數(shù)據(jù)可得性，樣本中舍去西藏。其中樣本數(shù)據(jù)中1990-2008年和2009-2013年的原始數(shù)據(jù)分別源自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》。另文章對原始數(shù)據(jù)做了相應(yīng)處理：一是用各省(區(qū)、市)GDP指數(shù)和居民消費價格指數(shù)分別對GDP和人力資本投資數(shù)據(jù)進行折算，消除了統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格因素的影響；二是用當(dāng)年平均匯率對進出口額和FDI進行了調(diào)整，消除了匯率因素的影響；三是為了消除序列中存在的異方差，使回歸結(jié)果更為可靠，對數(shù)據(jù)已經(jīng)進行了自然對數(shù)變換。表1給出了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1　變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)數(shù)據(jù)檢驗和內(nèi)生性問題

1.數(shù)據(jù)檢驗。面板數(shù)據(jù)模型估計前，為了使回歸結(jié)果可靠，不產(chǎn)生繆誤回歸，需要對數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗，判斷變量間是否存在長期關(guān)系。首先，對上述變量的面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，目前常用的檢驗方法主要有LLC檢驗等6種方法，涵蓋對同質(zhì)面板數(shù)據(jù)和異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，文章利用這些方法檢驗發(fā)現(xiàn)被解釋變量與解釋變量均是非平穩(wěn)的，被解釋變量與解釋變量均是一階單整。具體如表2所示。

在對被解釋變量與解釋變量進行平穩(wěn)性檢驗后，進一步進行協(xié)整關(guān)系檢驗。目前較為常用的檢驗方法主要為Pedroni檢驗、Kao檢驗和Fisher(combined Johanson)檢驗，文章運用前兩種方法進行檢驗。依據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)知識，Group-和Group-ADF檢驗統(tǒng)計量拒絕度分別為最低和最高，而Panel-PP、Panel-ADF等其他檢驗統(tǒng)計量往往不穩(wěn)定，故本文主要依據(jù)組間和組間ADF兩個統(tǒng)計量來判斷變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。具體檢驗結(jié)果如表3所示，東部、中部與西部地區(qū)的組間ρ和組間ADF統(tǒng)計量均顯著地拒絕了原假設(shè)，表明東、中、西部地區(qū)的變量間均存在協(xié)整關(guān)系。這從Panel-PP、Panel-ADF等從其他檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設(shè)也可看出。

2.內(nèi)生性問題。在進行上述平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗后，還可能因為內(nèi)生性問題致使回歸結(jié)果不可靠。就本文而言，存在兩個方面的內(nèi)生性問題，具體如下：一是滯后一期的人力資本基尼系數(shù)與隨機擾動項可能存在相關(guān)性；二是人力資本基尼系數(shù)較低的省(區(qū)、市)，進出口額和實際利用外資金額原本就高。因此，直接利用最小二乘法進行估計，即便結(jié)果表明對外貿(mào)易和FDI顯著降低了人力資本基尼系數(shù)，也不能認(rèn)為該結(jié)果就是可靠的，故文章使用系統(tǒng)廣義矩估計方法進行實證分析。

表2　變量一階差分值面板單位根檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)外分別為概率和統(tǒng)計量，概率值小于0.01、0.05和0.1分別表明在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)

表3　面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗結(jié)果

注：同上

(三)實證結(jié)果

1.從表4回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)的對外貿(mào)易降低了人力資本基尼系數(shù)，通過了顯著性檢驗，中西部地區(qū)的對外貿(mào)易也降低了人力資本基尼系數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗。與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的對外貿(mào)易之所以顯著地降低了人力資本基尼系數(shù)，是因為東部地區(qū)對外貿(mào)易分別顯著地提高和降低了高等和基礎(chǔ)教育程度人力資本。前者是指東部地區(qū)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)水平較高，資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重高，提高了高等教育程度人力資本需求；同時該地區(qū)進口中先進機械設(shè)備與技術(shù)占比較高，進口產(chǎn)品的技術(shù)含量也較高，需要大量的高等教育程度人力資本對上述進口的機械設(shè)備與技術(shù)產(chǎn)品進行消化、吸收、應(yīng)用、推廣和再創(chuàng)新，這無疑進一步提高了該類人力資本需求；再者，相對中西部地區(qū)，東部的進出口中包含了更多有偏學(xué)習(xí)效應(yīng)，市場競爭也更為激烈，促使偏向于技能密集型的技術(shù)進步，這既提高了該地區(qū)高等教育程度人力資本的需求，同時又迫使該地區(qū)加大該類型教育財政支出，刺激個人增加該類教育投入；此外，對外貿(mào)易存在人力資本門檻效應(yīng)，相對基礎(chǔ)教育程度的人力資本，顯然高等教育人才更為容易達到甚至越過這個門檻，進行獲得對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，東部地區(qū)顯然這個人力資本門檻更高，該地區(qū)為了更好地越過這個門檻，獲取外溢效應(yīng)，增加了高等教育財政支出。而與之相反的是基礎(chǔ)教育程度者在東部地區(qū)往往是難以達到這個門檻的，想通過干中學(xué)等途徑吸收對外貿(mào)易的各種外溢效應(yīng)提升人力資本顯然很困難；且東部地區(qū)基礎(chǔ)教育程度者通常也不會再增加個人用于人力資本的投資，原因在于該類教育程度的人年齡偏大，在勞動力市場處于弱勢一方，相對中西部地區(qū)，在東部地區(qū)投資人力資本的風(fēng)險和機會成本較高，收益十分有限，因此往往不會通過投資增加人力資本；最后，相對中西部地區(qū)，東部地區(qū)用工成本、原材料和租金等成本增幅較大，整體價格貿(mào)易條件又趨于惡化，迫使出口企業(yè)變相壓低基礎(chǔ)教育程度者工資降低成本，這導(dǎo)致該類人力資本降低。

2．從表4回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)FDI降低了人力資本基尼系數(shù)，通過了顯著性檢驗，中西部地區(qū)FDI也降低了人力資本基尼系數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗。與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)FDI顯著地降低了人力資本基尼系數(shù)，是因為東部地區(qū)FDI分別顯著地提高和降低了高等與基礎(chǔ)教育程度人力資本。前者是指東部地區(qū)FDI增加了高等教育程度人力資本的相對需求，能提供給該類人力資本較好的就業(yè)崗位、就業(yè)前景以及更高的工資福利，降低了該類人力資本投入的風(fēng)險和機會成本，提高了其預(yù)期收益，故有助于促使人們增加高等教育投入；并且對于FDI的人力資本門檻效應(yīng)，東部地區(qū)高等教育人才更為容易達到甚至越過這個門檻，進行獲得對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，雖然該地區(qū)人力資本門檻更高，但該地區(qū)為了更好地越過這個門檻，獲取外溢效應(yīng)，增加了高等教育財政支出，提高了該類人力資本；東部地區(qū)行業(yè)資本技術(shù)密集度較高，多是有偏技術(shù)進步，需要高等教育程度人力資本，F(xiàn)DI的流入為東部地區(qū)提供了更多更為穩(wěn)定的資本投資，使得東部地區(qū)有財力進一步加大了高等教育投資。后者是指東部地區(qū)大量FDI的投資動機是利用廉價的勞動力要素占領(lǐng)廣闊的市場，這些廉價勞動力多是基礎(chǔ)教育程度者，工資福利較低，難以激勵這部分人提升人力資本；并且基礎(chǔ)教育程度者在東部地區(qū)是很難達到人力資本門檻的，想通過吸收FDI的外溢效應(yīng)提升人力資本可能性較小。

由實證結(jié)果可知，東部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI降低了人力資本基尼系數(shù)，通過了顯著性檢驗，中西部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI也降低了人力資本基尼系數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗。也就是說三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結(jié)構(gòu)。但我們知道三大區(qū)域的人力資本人口配置結(jié)構(gòu)是有差異的，三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和FDI也是有差異的，這種區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異對區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異又有何影響呢？下面我們進一步實證研究。

表4　實證結(jié)果

注：同上

五、進一步實證研究

下面運用平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗對外貿(mào)易區(qū)域間差異系數(shù)Ttheil、FDI區(qū)域間差異系數(shù)Ftheil和人力資本人口配置結(jié)構(gòu)區(qū)域間差異系數(shù)Sg進行實證分析，先對三個指標(biāo)取對數(shù)，分別用LnTtheil、LnFtheil和LnSg表示。

筆者使用ADF來檢驗LnTtheil、LnFtheil和LnSg平穩(wěn)性，滯后期根據(jù)施瓦茨準(zhǔn)則(SIC)選擇，表5給出了平穩(wěn)性檢驗形式、ADF統(tǒng)計量、臨界值和結(jié)論。檢驗結(jié)果表明，各變量均存在單位根，故檢驗各變量的一階差分值，發(fā)現(xiàn)沒有單位根，因此，各變量為一階單整，具體結(jié)果如表5所示。

表5　ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：*、**和***分別表示1%、5%和10%的臨界值

由ADF檢驗可知LnTtheil、LnFtheil和LnSg是同階單整的，因此，三者之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，變量之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。采用Johansen極大似然估計法對LnTtheil、LnFtheil和LnSg的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系。因此，利用Eviews6.0統(tǒng)計軟件就LnTtheil、LnFtheil和LnSg作OLS估計，得到如下回歸方程：

LnSg=-3.3985+0.3599LnTtheil+0.2820LnFtheil

(-18.0032)(2.5776)(1.3447)

AdjR2=0.2940F=5.1648

從回歸方程結(jié)果可以看出區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異與人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異是正相關(guān)關(guān)系，區(qū)域間對外貿(mào)易差異增長1個百分點，區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異增長0.3599個百分點。區(qū)域間FDI差異增長1個百分點，區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異增長0.2820個百分點，但沒有通過顯著性檢驗，這證實了區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異，這主要是因為東部地區(qū)的對外貿(mào)易額和FDI都很大，促進了東部地區(qū)經(jīng)濟增長，吸引了中西部地區(qū)的高等教育程度人力資本，降低了東部地區(qū)的人力資本基尼系數(shù)，提高了中西部地區(qū)的人力資本基尼系數(shù)，進而拉大了區(qū)域間的人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異。

表6　Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與建議

文章首先分析了對外貿(mào)易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異的影響機理。然后基于1990-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法實證研究，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI降低了人力資本基尼系數(shù)，通過了顯著性檢驗，中西部地區(qū)的對外貿(mào)易和FDI也降低了人力資本基尼系數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗，即三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結(jié)構(gòu)。最后我們利用泰爾系數(shù)分別計算出區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異，進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)區(qū)域間對外貿(mào)易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異。據(jù)此，我們認(rèn)為應(yīng)調(diào)整對外貿(mào)易政策和外資政策來優(yōu)化各自區(qū)域人力資本人口配置結(jié)構(gòu)，同時縮小區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異：一是三大區(qū)域均應(yīng)采取優(yōu)惠政策努力發(fā)展對外貿(mào)易，特別是發(fā)展知識技術(shù)密集型產(chǎn)品貿(mào)易，并制定政策積極引導(dǎo)FDI更多地流入到知識技術(shù)密集型行業(yè)來優(yōu)化各自區(qū)域人力資本人口配置結(jié)構(gòu)。二是國家可以更多地向中西部地區(qū)欠開發(fā)地區(qū)下放外貿(mào)經(jīng)營權(quán)，給予中西部地區(qū)進出口更多的優(yōu)惠政策來促進兩地區(qū)的對外貿(mào)易發(fā)展，在補貼、稅收和融資等方面向中西部地區(qū)傾斜，特別是對中西部地區(qū)從事知識技術(shù)產(chǎn)品對外貿(mào)易要從政策上予以鼓勵支持。并且國家要全盤考慮，引導(dǎo)外資的區(qū)域投向，制定優(yōu)惠政策，創(chuàng)造條件鼓勵外資加大對中西部地區(qū)的投資力度。中西部地區(qū)也可以通過加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、發(fā)展集聚經(jīng)濟、改善投資軟環(huán)境、加快金融業(yè)改革等措施引進知識技術(shù)密集型的外資進而縮小區(qū)域間人力資本人口配置結(jié)構(gòu)差異。

[責(zé)任編輯：王成利]

劉家悅(1981-)，男，中南民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，講師，博士；李建國(1977-)，男，中南民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，講師，博士；闞大學(xué)(1982-)，男，南昌工程學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院，副教授，博士。

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A

1003-8353(2016)05-0086-08