劉家悅，李建國，闞大學

(1.中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 4300742；3.南昌工程學院 經(jīng)貿學院，江西 南昌 330099)

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對外貿易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結構差異的影響研究

劉家悅1，李建國2，闞大學3

(1.中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 4300742；3.南昌工程學院 經(jīng)貿學院，江西 南昌 330099)

文章首先分析了對外貿易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結構差異的影響機理。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)域對外貿易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結構。最后我們利用泰爾系數(shù)分別計算出區(qū)域間對外貿易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標準差系數(shù)來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結構差異，進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)區(qū)域間對外貿易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結構差異。

對外貿易；FDI；人力資本基尼系數(shù)；人力資本人口配置結構

一、引言和文獻綜述

1978年以來，我國對外貿易發(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，很多學者研究了對外貿易和FDI對人力資本的影響，如國外學者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，以及國內學者趙江林(2004)*趙江林:《外資與人力資源開發(fā):對中國經(jīng)驗的總結》,《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。、闞大學和羅良文(2010)*闞大學，羅良文：《對外貿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(2013)*闞大學:《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系研究》,《國際商務——對外經(jīng)濟貿易大學學報》,2013年第2期。等人以我國為樣本的實證分析。但至今尚未有學者從對外貿易和FDI的角度去探究區(qū)域間人力資本結構差異的原因，眾所周知，我國對外貿易和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)域間人力資本結構差異顯然是一個值得研究的問題，通過該項研究，從對外貿易政策和外資政策優(yōu)化調整的角度提出縮小區(qū)域間人力資本結構差異的對策建議。

依據(jù)李福柱(2005)的研究，人力資本結構差異分為人力資本投資主體結構差異、人力資本投資效能結構差異、人力資本人口配置結構和人力資本產業(yè)配置結構差異*李福柱:《人力資本結構芻議》,《山東師范大學學報》(人文社會科學版),2005年第6期。。國內學者在研究人力資本結構差異對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展影響時，多把人力資本結構理解為人力資本人口配置結構，即一個地區(qū)高等、中等和基礎教育程度人力資本在人口中所占比例關系和組合情況。因此，文章首先就對外貿易和FDI作用人力資本人口配置結構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構，接著構建一個包含對外貿易、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“內生性”以及各省數(shù)據(jù)的異方差性和序列相關性而導致估計偏差，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)域間對外貿易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標準差系數(shù)來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結構差異，進行回歸分析，并根據(jù)實證結果提出縮小區(qū)域間人力資本人口配置結構差異的政策建議。

二、影響機理分析

對外貿易和FDI主要是通過工資信號機制影響人力資本人口配置結構，相對于基礎教育程度人力資本，我國對外貿易和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，降低基礎教育投入，導致高等和基礎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構。前者主要包括以下幾種傳導機制：一是我國豐裕要素是基礎教育程度人力資本，初級產品和勞動密集型產品的出口會增加基礎教育程度人力資本的需求，提高基礎教育程度人力資本的工資。但由于初級產品和勞動密集型出口產品所含附加值不高，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業(yè)結構升級，出口產品結構也優(yōu)化調整，資本密集型和技術密集型產品出口比重提高，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。二是加工貿易在我國占據(jù)了重要地位，我國很多中間產品，如關鍵零部件、機械設備等資本技術密集型產品需要進口，進口的這些中間產品的運用和再創(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，我國國際技術貿易不斷發(fā)展，進口了很多技術，這些技術的消化、吸收與創(chuàng)新也需要很多高等教育程度人力資本，這均導致該類人力資本工資增加。又由于進口中的初級產品和勞動密集型產品與國內同類產品形成了競爭，甚至產生了一定程度上的進口貿易替代，這使得基礎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)濟一體化和知識產權保護的改善，我國技術貿易會越來越多，高技術貿易比重的不斷提高，拉大了高等教育程度與基礎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易條件惡化，相對于資本技術密集型產品進口，初級產品和勞動密集型產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)，這會導致出口的初級產品和勞動密集型產品密集使用的要素工資降低，進口的資本技術密集型產品密集使用的要素工資增加，即基礎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。四是我國對外貿易存在有偏學習效應，引起了高等教育程度人力資本相對需求增加，導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構，主要是指當跨國公司引入新技術后，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)提高其生產方式的技術密集程度，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)域間對外貿易和FDI通過工資信號機制影響人力資本人口配置結構的程度不同。如不同地區(qū)出口產品中初級產品、勞動密集型產品和資本密集型產品比重不同，對人力資本人口配置結構影響也就不同；不同地區(qū)進口產品中資本技術密集型產品比重不同，對人力資本人口配置結構影響也不相同；不同地區(qū)對外貿易和FDI有偏學習效應不同，對人力資本人口配置結構影響也不相同；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構影響不相同。

三、我國各區(qū)域的人力資本人口配置結構

人力資本人口配置結構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教育程度小學、中等教育程度中學、高等教育程度大學三個層次，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為每萬人口中小學生、中學生(初中生與高中生)和大學生數(shù)量與相應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構逐漸優(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？文章從對外貿易和FDI的角度去實證分析。

四、實證研究

(一)模型設定與數(shù)據(jù)說明

基于國內外學者相關文獻，本文構建以下回歸模型：

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)+(農村居民醫(yī)療保健支出+農村居民文娛教育人均消費支出)×農村人口數(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；二是用當年平均匯率對進出口額和FDI進行了調整，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)計結果。

表1　變量的描述性統(tǒng)計結果

(二)數(shù)據(jù)檢驗和內生性問題

1.數(shù)據(jù)檢驗。面板數(shù)據(jù)模型估計前，為了使回歸結果可靠，不產生繆誤回歸，需要對數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關系檢驗，判斷變量間是否存在長期關系。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，涵蓋對同質面板數(shù)據(jù)和異質面板數(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)整關系。具體檢驗結果如表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，表明東、中、西部地區(qū)的變量間均存在協(xié)整關系。這從Panel-PP、Panel-ADF等從其他檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設也可看出。

2.內生性問題。在進行上述平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗后，還可能因為內生性問題致使回歸結果不可靠。就本文而言，存在兩個方面的內生性問題，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，即便結果表明對外貿易和FDI顯著降低了人力資本基尼系數(shù)，也不能認為該結果就是可靠的，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果

注：括號內外分別為概率和統(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

表3　面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗結果

注：同上

(三)實證結果

1.從表4回歸結果可知，東部地區(qū)的對外貿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)對外貿易分別顯著地提高和降低了高等和基礎教育程度人力資本。前者是指東部地區(qū)出口產品結構水平較高，資本密集型和技術密集型產品出口比重高，提高了高等教育程度人力資本需求；同時該地區(qū)進口中先進機械設備與技術占比較高，進口產品的技術含量也較高，需要大量的高等教育程度人力資本對上述進口的機械設備與技術產品進行消化、吸收、應用、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習效應，市場競爭也更為激烈，促使偏向于技能密集型的技術進步，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，對外貿易存在人力資本門檻效應，相對基礎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，進行獲得對外貿易的技術溢出效應，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，增加了高等教育財政支出。而與之相反的是基礎教育程度者在東部地區(qū)往往是難以達到這個門檻的，想通過干中學等途徑吸收對外貿易的各種外溢效應提升人力資本顯然很困難；且東部地區(qū)基礎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，整體價格貿易條件又趨于惡化，迫使出口企業(yè)變相壓低基礎教育程度者工資降低成本，這導致該類人力資本降低。

2．從表4回歸結果可知，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險和機會成本，提高了其預期收益，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，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，進行獲得對外貿易的技術溢出效應，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，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)資本技術密集度較高，多是有偏技術進步，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廣闊的市場，這些廉價勞動力多是基礎教育程度者，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的外溢效應提升人力資本可能性較小。

由實證結果可知，東部地區(qū)的對外貿易和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)域對外貿易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結構。但我們知道三大區(qū)域的人力資本人口配置結構是有差異的，三大區(qū)域對外貿易和FDI也是有差異的，這種區(qū)域間對外貿易和FDI差異對區(qū)域間人力資本人口配置結構差異又有何影響呢？下面我們進一步實證研究。

表4　實證結果

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構區(qū)域間差異系數(shù)Sg進行實證分析，先對三個指標取對數(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、臨界值和結論。檢驗結果表明，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，具體結果如表5所示。

表5　ADF平穩(wěn)性檢驗結果

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)整關系。采用Johansen極大似然估計法對LnTtheil、LnFtheil和LnSg的協(xié)整關系進行檢驗，檢驗結果如表6所示，說明變量間存在協(xié)整關系。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

從回歸方程結果可以看出區(qū)域間對外貿易和FDI差異與人力資本人口配置結構差異是正相關關系，區(qū)域間對外貿易差異增長1個百分點，區(qū)域間人力資本人口配置結構差異增長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構差異增長0.2820個百分點，但沒有通過顯著性檢驗，這證實了區(qū)域間對外貿易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結構差異，這主要是因為東部地區(qū)的對外貿易額和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構差異。

表6　Johansen協(xié)整關系檢驗結果

六、結論與建議

文章首先分析了對外貿易和FDI對區(qū)域間人力資本人口配置結構差異的影響機理。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)域對外貿易和FDI優(yōu)化了各自區(qū)域人力資本人口配置結構。最后我們利用泰爾系數(shù)分別計算出區(qū)域間對外貿易和FDI差異，利用人力資本基尼系數(shù)的標準差來衡量區(qū)域間人力資本人口配置結構差異，進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)區(qū)域間對外貿易和FDI差異拉大了區(qū)域間人力資本人口配置結構差異。據(jù)此，我們認為應調整對外貿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構，同時縮小區(qū)域間人力資本人口配置結構差異：一是三大區(qū)域均應采取優(yōu)惠政策努力發(fā)展對外貿易，特別是發(fā)展知識技術密集型產品貿易，并制定政策積極引導FDI更多地流入到知識技術密集型行業(yè)來優(yōu)化各自區(qū)域人力資本人口配置結構。二是國家可以更多地向中西部地區(qū)欠開發(fā)地區(qū)下放外貿經(jīng)營權，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)從事知識技術產品對外貿易要從政策上予以鼓勵支持。并且國家要全盤考慮，引導外資的區(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設施建設、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密集型的外資進而縮小區(qū)域間人力資本人口配置結構差異。

[責任編輯：王成利]

劉家悅(1981-)，男，中南民族大學經(jīng)濟學院，講師，博士；李建國(1977-)，男，中南民族大學經(jīng)濟學院，講師，博士；闞大學(1982-)，男，南昌工程學院經(jīng)貿學院，副教授，博士。

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1003-8353(2016)05-0086-08