人口年齡結(jié)構(gòu)、人力資本與出口技術(shù)復(fù)雜度

印梅+陳昭鋒

[摘 要]文章分析了人口年齡結(jié)構(gòu)、人力資本及兩者的交互作用影響出口技術(shù)復(fù)雜度的機理并以此提出了理論假設(shè)。在此基礎(chǔ)上通過測算中國31個省級行政區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度，采用兩種方法對理論假設(shè)進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)果表明，人口年齡結(jié)構(gòu)（撫養(yǎng)比）以及交互項對出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的負(fù)向影響，人力資本對其具有顯著的正向影響，等同的變動比例下人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用力度大于人口年齡結(jié)構(gòu)以及交互項的作用力度之和，理論假設(shè)通過了邏輯一致性檢驗。據(jù)此，提升人力資本能有效抵御人口結(jié)構(gòu)變動對出口技術(shù)復(fù)雜度的不利影響。

[關(guān)鍵詞]撫養(yǎng)比；出口技術(shù)復(fù)雜度；國際分工

[中圖分類號]F241；F752.62 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0461（2016）12-0040-06

一、引 言

出口技術(shù)復(fù)雜度的研究始于Hausmann et al.（2005），他在Michaely（1984）提出的貿(mào)易專業(yè)化指數(shù)的基礎(chǔ)上用修正權(quán)重之后的加權(quán)人均收入來衡量出口商品中技術(shù)含量的高低。研究出口技術(shù)復(fù)雜度有其重要的現(xiàn)實意義，隨著國際專業(yè)化分工的發(fā)展深化，各國的生產(chǎn)優(yōu)勢更多地體現(xiàn)在產(chǎn)品生產(chǎn)鏈上某個特定的環(huán)節(jié)，技術(shù)水平高低決定了各國在產(chǎn)品的國際化生產(chǎn)中的分工地位。Hausmann et al.（2007）、Weldemicael（2012）等人的研究表明，出口技術(shù)復(fù)雜度更高的國家，可以憑其占據(jù)附加值高端而獲取更多的貿(mào)易利益，對經(jīng)濟增長起到顯著的促進(jìn)作用。改革開放30多年來，中國緊緊抓住了國際分工調(diào)整與產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的歷史性機遇，通過“低端嵌入”方式在全球競爭中走出一條“血拼”式競爭道路（金碚，2012），實現(xiàn)了對外貿(mào)易舉世矚目的增長業(yè)績。但是，“低端嵌入”的競爭方式代價高昂且不可持續(xù)，一方面中國已進(jìn)入生產(chǎn)要素價格集中上升期，另一方面金融危機過后全球經(jīng)濟不穩(wěn)定因素增加，貿(mào)易保護(hù)盛行，時至今日，這種在特定時期合理和必然的粗放式增長方式弊端凸顯。近年來，樊綱等（2006）、杜修立等（2010）、戴翔等（2014）等一批學(xué)者通過研究出口技術(shù)復(fù)雜度來研究中國對外貿(mào)易發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級問題。

出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素是較為復(fù)雜的，Lall et al.（2006）指出，出口技術(shù)復(fù)雜度度量中關(guān)于出口國的收入水平越高則出口技術(shù)復(fù)雜度越高的假設(shè)只存在于沒有貿(mào)易干預(yù)與摩擦的理想化基礎(chǔ)上，而現(xiàn)實情況中則受各種因素的制約。這些因素有經(jīng)濟增長（Hausmann et al.，2007）、創(chuàng)新能力 （Hale et al.，2006）、加工貿(mào)易（Xu et al.，2009）、外商直接投資（Harding，2009）、制度質(zhì)量（戴翔等，2014）等。除此之外，已有研究還顯示，勞動力成本也能顯著作用于制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度（張先鋒等，2014），而依據(jù)供求關(guān)系理論，人口年齡結(jié)構(gòu)變動影響勞動力的供給，與勞動力價格也有著密切的聯(lián)系。由此，不難將人口年齡結(jié)構(gòu)與出口技術(shù)復(fù)雜度聯(lián)系起來提出，人口年齡結(jié)構(gòu)是否也是作用于出口技術(shù)復(fù)雜度的重要因素？

顯然，該問題在當(dāng)今中國的語境下具有十分重要的現(xiàn)實意義：根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，2012 年中國勞動年齡人口數(shù)量首次出現(xiàn)了絕對下降，這說明了人口紅利消失的拐點已經(jīng)出現(xiàn)，標(biāo)志著中國人口結(jié)構(gòu)變化新趨勢的開端。上述問題的回答不僅對于理解人口紅利優(yōu)勢逐漸散失下的外貿(mào)發(fā)展轉(zhuǎn)型有重要意義，而且也有助于從新的視角尋求提升出口技術(shù)復(fù)雜度的途徑。已有文獻(xiàn)沒有對人口年齡結(jié)構(gòu)變動與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系進(jìn)行過直接研究，但前人的研究基礎(chǔ)對于本文的探索無疑具有重要的參考價值。

二、理論分析與假設(shè)

人口年齡結(jié)構(gòu)的變動將引起勞動力供給數(shù)量的變化，導(dǎo)致要素稟賦的改變，影響企業(yè)生產(chǎn)要素的投入比例，從而影響該國的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。貿(mào)易結(jié)構(gòu)是生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的衍生，因此人口年齡結(jié)構(gòu)的變動作用于生產(chǎn)結(jié)構(gòu)也必將作用于與之耦合的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，作用于與貿(mào)易結(jié)構(gòu)相輔相成的出口技術(shù)水平。本文沿用任志成（2014）兩部門理論模型，通過分析人口年齡結(jié)構(gòu)變動與生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的關(guān)系來闡述人口年齡結(jié)構(gòu)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的作用，進(jìn)而說明對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。首先對模型做如下假設(shè)：

第一，只存在兩種產(chǎn)品，高技術(shù)產(chǎn)品和低技術(shù)產(chǎn)品，高技術(shù)產(chǎn)品為資本密集型，低技術(shù)產(chǎn)品為勞動密集型；第二，只存在兩種生產(chǎn)要素，資本和勞動，資本對應(yīng)更高的技術(shù)水平①，要素可以在不同部門間自由流動；第三，均衡條件下，消費者效用最大化，廠商利潤最大化。

a.消費者

假設(shè)消費者效用函數(shù)為CES函數(shù)：

U=[θ（Ch）（ε-1）/ε+（1-θ）（Cl）（ε-1）/ε]ε/（ε-1），ε>1 （1）

U為消費者效用，C為消費量，θ為兩種產(chǎn)品的消費比例，ε為替代彈性；下標(biāo)h表示高技術(shù)產(chǎn)品，下標(biāo)l表示低技術(shù)產(chǎn)品，下同。令P為產(chǎn)品的價格，根據(jù)等邊際法則，消費品的邊際效應(yīng)之比應(yīng)該等同于它們的價格之比，有如下等式成立：

Ph/Pl=（1-θ）/θ·（Ch/Cl）-1/ε （2）

b.生產(chǎn)者

假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)服從C-D 形式，希克斯中性技術(shù)進(jìn)步，生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，則生產(chǎn)者函數(shù)具體形式如下：

Yh=AhKhαLh1-α （3）

Yl=AlKlβLl1-β （4）

Y表示產(chǎn)品的產(chǎn)量；K、L分別表示資本及勞動的投入量，Kh/Lh>Kl/Ll；A為全要素生產(chǎn)率；α、β表示資本所得份額，0<α<1 、0<β<1，且由前文假設(shè)條件可知，α>β。

根據(jù)約翰·貝茨·克拉克的邊際生產(chǎn)力分配理論，要素報酬等于要素生產(chǎn)的邊際價值。若生產(chǎn)具有競爭性，則要素價格可以表示為邊際產(chǎn)出與產(chǎn)品價格之積：

wh=（1-α）AhKhαLh-αPh

wl=（1-β）AlKlβLl-βPl

rh=αAhKhα-1Lh1-αPh

rl=βAlKlβ-1Ll1-βPl （5）

其中，wh、wl分別為高技術(shù)產(chǎn)品部門與低技術(shù)產(chǎn)品部門的勞動力工資，rh、rl分別為高技術(shù)部門與低技術(shù)部門的資本利息率。當(dāng)生產(chǎn)要素在部門間能夠自由流動，均衡時相同要素的價格均等，即wh=wl，rh=rl，由（5）可得：

Ph/Pl=（1-β）AlKlβLl-β/[（1-α）AhKhαLh-α] （6）

（1-α）βKhLl=α（1-β）KlLh （7）

在不考慮貿(mào)易的情況下有：

Yh=Ch，Yl=Cl （8）

由（2）（3）（4）（6）（8）可得：

Khα-αεLh1-α+αεKlβε-βLlβ-βε-1=（）ε·（）ε·

（）ε-1 （9）

要素稟賦約束設(shè)定如下：

Kh+Kl=K，Lh+Ll=L （10）

由（9）（10）得：

=（）ε·

（）ε·（）ε-1·[α（1-β）]1+βε-β[β（1-α）]α-εα-1（11）

對式（11）采用隱函數(shù)微分可得：

?K/?L<0，?Kh/?L<0 （12）

據(jù)式（12）可知，如果人口年齡結(jié)構(gòu)的變動引起勞動投入減少，則相應(yīng)的代表更高技術(shù)的總資本投入增加，用于高技術(shù)產(chǎn)品的資本投入也將增加。且由此可推斷，高技術(shù)產(chǎn)品部門將擴張，而低技術(shù)產(chǎn)品部門會萎縮（任志成，2014），但無論是產(chǎn)品中要素投入比例變動還是高技術(shù)部門擴張抑或低技術(shù)部門萎縮，其結(jié)果都是該國產(chǎn)出的技術(shù)水平將整體提升。由此，基于出口技術(shù)復(fù)雜度、出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的聯(lián)系本文提出第一個理論假設(shè)：人口年齡結(jié)構(gòu)的變動對于一國的出口技術(shù)復(fù)雜度有重要影響。

上述分析中的資本能代表更高的技術(shù)嗎？如果把人力資本提高看作是資本投入的結(jié)果，那么Aiyar et al.（2002）針對全球86個國家的研究結(jié)果表明，資本對技術(shù)進(jìn)步確實具有顯著的促進(jìn)作用。人力資本提高有利于技術(shù)進(jìn)步（黃茹等，2014），必將也作用于出口技術(shù)復(fù)雜度。事實上，王永進(jìn)等（2010）利用跨國數(shù)據(jù)實證出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素時已發(fā)現(xiàn)，人力資本是顯著促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的因素之一，與此相仿，Wang et al.（2010）采用中國的數(shù)據(jù)分析后其結(jié)論也顯示人力資本與出口技術(shù)復(fù)雜度顯著相關(guān)。為綜合分析人口因素對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，本文亦據(jù)此提出第二個理論假設(shè)：人力資本與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在正相關(guān)性。

根據(jù)Leff（1969）等學(xué)者的研究結(jié)論，人口結(jié)構(gòu)變動顯著作用于一國的儲蓄和消費。那么，與之關(guān)聯(lián)的教育投入乃至人力資本積累也可能受到影響。因此，本文認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)變動還可能通過影響人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度發(fā)生作用。鑒于此，本文提出理論假設(shè)三，即人口年齡結(jié)構(gòu)與人力資本的交互項對一國的出口技術(shù)復(fù)雜度有重要影響。

三、變量、模型及數(shù)據(jù)

（一）變量選取及模型設(shè)定

1.被解釋變量

本文被解釋變量為地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度（記為ES），來源于地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的加權(quán)平均值。已有文獻(xiàn)普遍采用加權(quán)人均GDP來衡量出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度（Hausmann，2007；Lall et al.， 2006；樊綱等，2006；杜修立等，2010；戴翔和金碚，2014），而確定合適的權(quán)重以及確定參與計算的地區(qū)范圍是計算產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的基本要點。在權(quán)重的計算上，Lall et al.（2006）等以一國產(chǎn)品出口額與該種產(chǎn)品全球出口總額的簡單占比作為權(quán)重，Hausmann（2007）、樊綱等（2006）則以顯示比較優(yōu)勢作為計算權(quán)重的基礎(chǔ)以考慮各國出口規(guī)模不同所帶來的影響。但是杜修立等（2007）、鄭昭陽等（2009）認(rèn)為，計算顯示比較優(yōu)勢的權(quán)重方法使較小窮國的主要產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度偏低，因此采用出口額的簡單占比更加合適。在參與計算產(chǎn)品的地區(qū)范圍上，已有文獻(xiàn)普遍立足全球，采用各國（地區(qū)）的加權(quán)人均GDP來衡量產(chǎn)品的復(fù)雜度，但是許斌（2008）指出，用中國的人均生產(chǎn)總值計算出口復(fù)雜程度時不能忽視其地域經(jīng)濟發(fā)展中存在的不平衡。印梅等（2012）經(jīng)分析后認(rèn)為，以國際范圍計算的產(chǎn)品復(fù)雜度會削弱中國地區(qū)間出口技術(shù)復(fù)雜度的差距，使發(fā)達(dá)地區(qū)主要出口產(chǎn)品的復(fù)雜度被低估，欠發(fā)達(dá)地區(qū)主要出口產(chǎn)品的復(fù)雜度被高估，各地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度呈趨同現(xiàn)象?；谏鲜隼斫?，本文采用印梅等（2012）的做法，立足于中國31個省及自治區(qū)（不包括港澳臺），采用出口額的簡單占比作為權(quán)重來計算出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，計算公式如下所示：

PSjt=[（Xijt/Xijt）·Yit] （13）

PS為產(chǎn)品復(fù)雜度，Y為人均地區(qū)生產(chǎn)總值，X為地區(qū)出口額。下標(biāo)t表示時間，j表示產(chǎn)品種類，j=1……m；i代表地區(qū)，j=1……n。相應(yīng)地，地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度ES表示為：

ESit=[（Xijt/Xijt）·PSjt] （14）

2.主要解釋變量

人口年齡結(jié)構(gòu)與人力資本是本文主要的解釋變量。借鑒已有文獻(xiàn)通常采用的撫養(yǎng)比（記為DR）來表示人口年齡結(jié)構(gòu)，計算指標(biāo)為0～14歲人口及65歲以上人口與15～64歲人口的比值；目前，人力資本（記為HC）的代理變量一般有公共教育投入（戴翔等，2014）、人口中大學(xué)入學(xué)比例（Wang et al.，2010）、平均受教育年限（任志成，2014）等，本文采用平均受教育年限作為人力資本的代理變量，將教育程度分為未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中以及大專以上共5級，每級教育年限分別設(shè)定為0年、6年、9年、12年和16年，然后以教育年限作為權(quán)重計算6歲以上人口受教育年限的加權(quán)平均值。

3.控制變量

綜合Hausmann et al.（2007）、戴翔等（2014）等人關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的研究，考慮到檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還選取了如下控制變量（記為Z）：對外開放度（記為OD）、創(chuàng)新能力變量（記為IA）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（記為PGDP）。本文認(rèn)為，微觀主體能夠在對外開放中學(xué)習(xí)、引入、吸收國外先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗以及引進(jìn)先進(jìn)的設(shè)備等來提升技術(shù)水平，提高出口技術(shù)復(fù)雜度；創(chuàng)新通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步來提高出口技術(shù)復(fù)雜度；人均地區(qū)生產(chǎn)總值是出口技術(shù)復(fù)雜度的計算基礎(chǔ)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增加無疑能夠提高出口技術(shù)復(fù)雜度。因此，對外開放度、創(chuàng)新能力和人均地區(qū)生產(chǎn)總值均是出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素。其中，對外開放度采用進(jìn)出口總額及FDI的總和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示，創(chuàng)新能力采用各地區(qū)專利授權(quán)量來表示。

據(jù)上，本文構(gòu)建了如下面板數(shù)據(jù)模型：

ESi=γ0i+γ1iDRi+γ2iHCi+γ3iDRi·HCi+γ4iZi+εi（15）

（二）數(shù)據(jù)來源及描述

受地區(qū)出口中產(chǎn)品分類數(shù)據(jù)獲得性所限，本文計算了2002～2008年間中國大陸31個省級行政區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，使用的貿(mào)易數(shù)據(jù)以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；各地進(jìn)出口總額、FDI、地區(qū)生產(chǎn)總值、各地區(qū)專利授權(quán)量數(shù)據(jù)也來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；各地勞動年齡人口等人口相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》；各地6歲以上人口受教育情況數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

考慮到被估參數(shù)的意義以及不同變量間水平值的差異，在實際估計過程中，本文對各變量取自然對數(shù)，各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結(jié)果與分析

本文僅對樣本的效應(yīng)進(jìn)行研究，宜采用固定效應(yīng)計量模型。雖然面板數(shù)據(jù)模型不易遇到多重共線性問題，但考慮到盡可能地減少多重共線性的概率，故借鑒鄧明（2014）的做法，逐步引入對外開放度、創(chuàng)新能力以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值等變量，模型回歸結(jié)果如表2所示。

表2中（1）、（2）和（3）列是僅有主要解釋變量的回歸所得，其結(jié)果顯示，無論是單變量回歸還是增添人力資本變量以及交互項，撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)均能通過5%的顯著性檢驗，同樣人力資本變量以及交互項的系數(shù)也通過了5%的顯著性檢驗，說明人口年齡結(jié)構(gòu)、人力資本以及兩者的交互項與出口技術(shù)復(fù)雜度均存在顯著的關(guān)系，前文的理論假設(shè)成立。具體而言，在不考慮其他變量的作用下，撫養(yǎng)比提高將對一國出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生不利影響，而人力資本提高將有助于提高出口技術(shù)復(fù)雜度，同樣的變動比例下人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用力度要強于撫養(yǎng)比的作用力度，也強于撫養(yǎng)比和交互項的作用之和。

可見，提升人力資本在抵御人口年齡結(jié)構(gòu)的不利影響方面是有效的。田雪原等（1990）赴日考察日本人口老齡化與經(jīng)濟技術(shù)進(jìn)步關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，實踐中日本經(jīng)濟技術(shù)進(jìn)步?jīng)]有受到人口老齡化的不利影響，他認(rèn)為這與日本政府加強教育，提高勞動者技術(shù)水平十分相關(guān)。中國的人口結(jié)構(gòu)變動不僅體現(xiàn)在人口年齡結(jié)構(gòu)的變動上，伴隨而至的還有中國人力資本水平的不斷上升。對相關(guān)數(shù)據(jù)梳理發(fā)現(xiàn)，中國文盲人口占15歲及以上人口比重逐步減少，自1999年以來，小學(xué)入學(xué)率已基本穩(wěn)定在99%以上，2002年高等教育毛入學(xué)率已經(jīng)達(dá)到了15%的臨界值，進(jìn)入了高等教育大眾化階段，各類非學(xué)歷教育培訓(xùn)也蓬勃發(fā)展，結(jié)業(yè)生從2000年的252.12萬人次已上升至2014年的736.66萬人次。②由此推定，中國人力資本水平的上升對中國出口技術(shù)復(fù)雜度的逐步提升貢獻(xiàn)巨大。

就交互項的實證結(jié)果來看，撫養(yǎng)比與人力資本在交互作用下對地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生負(fù)面影響。江瑞平（1984）在研究老齡化問題時曾從交互角度指出，人口高齡化勢必導(dǎo)致勞動力質(zhì)量、效率的相對降低，從而在勞動力供給質(zhì)量的方面對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不利影響，其觀點與本文結(jié)論相仿。

逐步引入控制變量，進(jìn)一步考察人口撫養(yǎng)比和人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度作用的穩(wěn)健性，結(jié)果列于（4）、（5）和（6）列中。不難看出，無論引入哪個控制變量，均不影響關(guān)鍵解釋變量估計結(jié)果的符號及其顯著性水平，從而驗證了撫養(yǎng)比和人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度作用的穩(wěn)健性。從控制變量的估計結(jié)果來看，對外開放度、創(chuàng)新能力以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值的估計結(jié)果為正且在5%的水平上顯著，說明提高對外開放度、創(chuàng)新能力以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值能夠有效地提高出口技術(shù)復(fù)雜度，這個結(jié)論與已有研究中對外開放度等變量與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系是一致的，也符合本文最初的設(shè)想。

戴翔等（2014）認(rèn)為，出口技術(shù)復(fù)雜度變化有如企業(yè)的出口那般，往往具有持續(xù)性特征。為此，本文將出口技術(shù)復(fù)雜度的一階滯后項作為解釋變量納入計量模型（15）形成動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。本文采用一步系統(tǒng)GMM對動態(tài)模型進(jìn)行估③，使用sargan檢驗來驗證工具變量的有效性，通過Arellano-Bond檢驗來驗證殘差是否存在序列相關(guān)。表3報告了系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果。

從動態(tài)面板模型的sargan檢驗結(jié)果來看，接受工具變量過度識別的原假設(shè)，說明工具變量的選擇是合適的；從Arellano-Bond檢驗結(jié)果來看，在5%的顯著性水平上，擾動項的一階幾乎都存在自相關(guān)，二階均不存在自相關(guān)，符合系統(tǒng)GMM“不存二階及更高階自相關(guān)”的一致性要求。表2與表3中解釋變量估計值的符號一致，顯著性基本一致，結(jié)果較為穩(wěn)健。與表2類似，表3中（1）、（2）和（3）列是僅考慮主要解釋變量的回歸結(jié)果，（4）、（5）和（6）列是引入控制變量后的回歸結(jié)果。根據(jù)表3顯示結(jié)果可得如下結(jié)論：第一，出口技術(shù)復(fù)雜度存在顯著的持續(xù)性特征，前期的出口技術(shù)復(fù)雜度對后期產(chǎn)生正向作用。第二，再次驗證了出口技術(shù)復(fù)雜度、撫養(yǎng)比與人力資本等變量之間的關(guān)系，前文的實證結(jié)果可接受。

五、主要結(jié)論及政策啟示

本文從理論及實證上對人口年齡結(jié)構(gòu)與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系進(jìn)行了研究。理論研究結(jié)論認(rèn)為，勞動投入減少，代表更高技術(shù)的資本投入將增加，出口技術(shù)復(fù)雜度最終得以改善。隨后的實證分析結(jié)果表明，撫養(yǎng)比、人力資本因素及兩者的交互項對出口技術(shù)復(fù)雜度均存在顯著影響，撫養(yǎng)比、撫養(yǎng)比與人力資本交互項的影響方向均為負(fù)，人力資本的影響方向為正。在相同變動比例下，人力資本對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用力度明顯要大于撫養(yǎng)比的作用力度與交互項的作用力度之和。此外，實證結(jié)果還顯示，出口技術(shù)復(fù)雜度還帶有持續(xù)性特征，對外開放度、創(chuàng)新能力以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值對出口技術(shù)復(fù)雜度也具有顯著的正向影響。

本文的研究結(jié)論對于我國人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變趨勢下加快提升中國出口技術(shù)復(fù)雜度、謀求更高的國際分工地位、獲取更多貿(mào)易利益無疑有著重要的政策意義：從本文的研究結(jié)論來看，中國人口年齡結(jié)構(gòu)中撫養(yǎng)比上升不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的改善，而提高勞動者素質(zhì)，增加人力資本積累則能有效抵御人口年齡結(jié)構(gòu)變動的不利影響。雖然自改革開放以來，中國在人力資本積累方面取得了顯著成就和進(jìn)步，但是不可否認(rèn)的是，我們在國民教育投入、勞工技能培訓(xùn)的全面性與力度等方面仍然面臨著一系列需要改革和完善的地方。況且，中國幅員遼闊，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡使各地區(qū)教育狀況具有明顯的差異，因而進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)間教育均衡發(fā)展，普及勞動者技能培訓(xùn)方面仍存在巨大的空間。這些措施將有助于提升各地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度，使整體對外競爭優(yōu)勢由“競次”向“競優(yōu)”轉(zhuǎn)變。