新發(fā)展理念下自貿(mào)區(qū)對人力資本投資影響的實證檢驗

　　摘要:在新發(fā)展理念下，基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以自貿(mào)區(qū)的建立作為準自然實驗，運用傾向得分匹—雙重差分模型(PSM-DID)、處理效應模型等多種實證策略對自貿(mào)區(qū)與人力資本投資間的因果關系進行識別,并利用中介效應模型檢驗自貿(mào)區(qū)通過優(yōu)化市場營商環(huán)境進而影響人力資本投資的渠道。研究表明，樣本期內(nèi)自貿(mào)區(qū)的建立顯著促進了人力資本投資;相對于鄉(xiāng)村居民而言，自貿(mào)區(qū)的建立對城市居民人力資本投資的正向邊際影響更強。擴展分析表明，創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大發(fā)展指數(shù)以及高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)對人力資本投資均表現(xiàn)為正向影響，且在控制五大發(fā)展指數(shù)、高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)的交互項后，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的綜合效應仍然為正向影響。

　　本文源自軟科學2021-01-29《軟科學》雜志，于1987年經(jīng)國家新聞出版總署批準正式創(chuàng)刊，CN:51-1268/G3，本刊在國內(nèi)外有廣泛的覆蓋面，題材新穎，信息量大、時效性強的特點，其中主要欄目有：可持續(xù)發(fā)展、知識經(jīng)濟、西部大開發(fā)論壇等。

　　關鍵詞：中國家庭追蹤調(diào)查;自貿(mào)區(qū);人力資本投資;準自然實驗;PSM-DID

　　我國社會發(fā)展已進入新時代，面對出現(xiàn)的中等收入陷阱、南北分化加劇等問題，亟需培育新動能、轉(zhuǎn)換增長動力，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動下的高質(zhì)量發(fā)展。在此背景下，自貿(mào)區(qū)作為新時代區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的促進作用日趨顯著，并逐漸成為學術界關注的熱點之一，相關的研究涵蓋了自貿(mào)區(qū)設立影響經(jīng)濟增長、區(qū)域創(chuàng)新水平、貿(mào)易投資等多個方面[1～3]。總體而言，雖然關于自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟影響的研究日益豐富，但是關于自貿(mào)區(qū)設立對人力資本投資影響的經(jīng)驗證據(jù)相對缺乏，同時現(xiàn)有文獻還存在著研究視角過于單一、對導致內(nèi)生性的來源考慮不夠全面等問題。此外，進一步考慮到新發(fā)展理念中創(chuàng)新發(fā)展對人力資本的需求以及人力資本的創(chuàng)新效應在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的重要作用[4]，因此本文以自貿(mào)區(qū)的建立作為準自然實驗，通過綜合采用傾向得分匹配—雙重差分模型(PSM-DID)、Heckman 選擇模型以及處理效應模型等不同識別策略來厘清自貿(mào)區(qū)建立與人力資本投資間的因果關系，以此對現(xiàn)有研究作進一步補充和完善。在此基礎上，從城鄉(xiāng)層面分析自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的異質(zhì)性影響，以此進一步拓展和豐富現(xiàn)有研究，同時利用中介效應模型檢驗自貿(mào)區(qū)設立影響人力資本投資的渠道，以及進一步考慮五大新發(fā)展理念的提出對識別自貿(mào)區(qū)與人力資本投資間因果關系產(chǎn)生的重要影響，以期為充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)在促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的重要作用提供理論依據(jù)。

　　1 文獻綜述及研究假說

　　1.1 文獻綜述

　　自由貿(mào)易理論起源于亞當·斯密的絕對優(yōu)勢理論，此后歷經(jīng)大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論、赫克歇爾和俄林的生產(chǎn)要素稟賦理論的發(fā)展而得到豐富完善。自貿(mào)區(qū)作為自由貿(mào)易理論的實踐形式和空間載體，自設立以來便引起學術界的廣泛關注，相關的研究也日益豐富，概括起來涵蓋經(jīng)濟效應、資本流動效應、區(qū)域協(xié)同開放等多方面。在經(jīng)濟效應方面，國內(nèi)學者分別對上海自貿(mào)區(qū)、廣東自貿(mào)區(qū)及福建自貿(mào)區(qū)等單一地區(qū)進行了分析[5～8]，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設立具有顯著的經(jīng)濟增長效應。但也有學者指出自貿(mào)區(qū)的設立存在正負兩方面的經(jīng)濟影響[9]，其中負面影響可能會造成區(qū)域間不平等，妨礙自貿(mào)區(qū)與非自貿(mào)區(qū)之間的資源和貿(mào)易流動，帶來區(qū)域資源配置效率的損失[10]。還有學者從比較分析的視角，將上海自貿(mào)區(qū)與其他自貿(mào)區(qū)對資本管制和金融自由化等方面的影響進行對比分析[11]。此外，伴隨南北分化的加劇，劉秉鐮和呂程運用合成控制法，對比分析不同地區(qū)設立自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟運行產(chǎn)生的差異化影響[12]。在資本流動效應方面，國內(nèi)學者分別從理論、實證等角度分析自貿(mào)區(qū)設立對資本流動產(chǎn)生的影響[13～15]，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設立能夠有效促進國際資本―引進來‖和國內(nèi)資本―走出去‖，但由于地區(qū)間的異質(zhì)性，不同自貿(mào)區(qū)對資本流動的影響也存在差異。在區(qū)域協(xié)同開放方面，劉秉鐮和邊楊以要素流動為切入點，運用雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設立能降低要素流動阻力，提升區(qū)域協(xié)同開放水平[16]。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，國內(nèi)學者分別研究了自貿(mào)區(qū)對區(qū)域創(chuàng)新水平、產(chǎn)業(yè)結構升級的影響[2,17]，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設立能夠顯著提升區(qū)域創(chuàng)新水平，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的高度化。

　　綜上所述，學術界關于自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應的研究雖然非常豐富，但在人力資本投資方面的經(jīng)驗證據(jù)相對缺乏。因此，本文的邊際貢獻為：①綜合運用傾向得分匹配—雙重差分模型(PSM-DID)等多種識別策略實證檢驗了自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的影響，并克服自貿(mào)區(qū)建立的非隨機性導致的選擇性偏誤等問題，而相關研究對導致內(nèi)生性問題的來源考慮得地并不充分;②從城鄉(xiāng)層面分析了自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的異質(zhì)性影響，進一步豐富和拓展現(xiàn)有研究;③利用中介效應模型檢驗自貿(mào)區(qū)設立影響人力資本投資的渠道，并在控制五大新發(fā)展理念影響的基礎上，進一步分析自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的綜合效應。

　　1.2 研究假說

　　人力資本的概念最早由美國經(jīng)濟學家 Schultz 進行了系統(tǒng)闡述，是指體現(xiàn)在人身上的知識、技能、能力以及可以轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的其他屬性的統(tǒng)稱[18,19]，而勞動者的人力資本主要由知識、健康、技能和工作經(jīng)驗等要素構成[20,21]。在此基礎上，Schultz 進一步指出人力資本投資可分成正規(guī)教育、在職培訓、健康醫(yī)療等五種形式[22]，其中既涉及到政府、企業(yè)的投資，也包括家庭主體的參與和投資。進一步從 Becker 構建的人力資本投資—收益均衡模型可知，人力資本投資的最優(yōu)量取決于投資的邊際成本和邊際收益的均衡點[23]。此外，根據(jù)自貿(mào)區(qū)建立的功能定位和發(fā)展目標可知，自貿(mào)區(qū)的建立主要是為了優(yōu)化營商環(huán)境、提高貿(mào)易便利性、建設新興產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)等。因此其建立會對人力資本投資有重要影響的因素產(chǎn)生作用，包括收入水平、認知水平等[24]。

　　自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的影響主要表現(xiàn)在收入效應、溢出效應和文化沖擊效應三個方面。在收入效應方面，自貿(mào)區(qū)的建立提升了區(qū)域創(chuàng)新能力[2]，在消費結構升級引導下，出現(xiàn)的新產(chǎn)品、新服務以及由貿(mào)易自由化水平提升帶來的國外產(chǎn)品和服務種類的多樣化，會促進有效需求的增加，根據(jù)凱恩斯的國民收入決定理論，有效需求增加產(chǎn)生的乘數(shù)效應會帶來收入的提升，進而會對人力資本投資產(chǎn)生正向影響。在溢出效應方面，自貿(mào)區(qū)作為空間上經(jīng)濟活動的高度集聚區(qū)，其建立能夠降低要素流動阻力[16]，產(chǎn)生的輻射帶動作用有利于提升地區(qū)一體化水平，降低收入差距，而不合理的收入差距會嚴重阻礙初始財富水平較低的居民進行人力資本投資[25]，所以縮小收入差距有利于提升收入較低居民的人力資本投資水平和投資意愿，從而提升整體的人力資本投資水平和意愿。在文化沖擊效應方面，自貿(mào)區(qū)的建立會促進交通、通信、運輸?shù)然A設施的升級和完善，提升地區(qū)內(nèi)的開放程度、營商環(huán)境以及區(qū)域間的一體化水平，這既有利于本地區(qū)居民“走出去”，同時也有利于外地居民“走進來”，從而有助于擴大地區(qū)間的文化交流，由此產(chǎn)生的文化和觀念的沖擊會對人力資本投資決策產(chǎn)生影響。一方面完善的交通基礎設施有利于提升個體收入，改善人力資本投資能力和對教育重要性的認知[26,27]，從而提高人力資本投資水平;另一方面完善的交通基礎設施縮短了地區(qū)間的通達時間，降低了個體的流動成本 [28]，有利于擴大城市間的文化傳播，提升非物質(zhì)人力資本的投資意愿[29]，同時在“走出去”與“走進來”居民間的溢出效應也會對人力資本投資產(chǎn)生影響。基于上述分析，提出研究假說 H1。

　　H1：自貿(mào)區(qū)的建立會通過收入效應、溢出效應和文化沖擊效應對人力資本投資產(chǎn)生正向影響，從而會顯著促進人力資本投資的提升。

　　在城鄉(xiāng)二元體制下，城市與鄉(xiāng)村在收入水平、教育資源的配置以及教育理念等方面的異質(zhì)性會影響到自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的影響。具體而言，在自貿(mào)區(qū)內(nèi)，相比于農(nóng)村，城市具有相對完善的勞動力市場和較高的溢價水平，導致城鄉(xiāng)居民對教育回報率有著不同的判斷，其中城市居民通常認為教育是其提升收入、職位晉升的重要手段，而鄉(xiāng)村居民因其就業(yè)崗位對教育水平要求不高，因此其人力資本投資水平和投資意愿均低于城市居民[30]。此外，從收入水平上看，一方面城市居民的收入水平整體上高于鄉(xiāng)村居民的收入水平，因此消費中的恩格爾系數(shù)較低，在投資上的比重較高;另一方面考慮到鄉(xiāng)村居民通常情況下缺乏穩(wěn)定的工資收入來源，而收入的不確定性會顯著降低其在教育方面的支出[31,32]。在教育資源和教育理念方面，相比于城市，一方面農(nóng)村地區(qū)教育資源相對匱乏，對教育重視程度不夠且教育方式不優(yōu)[33]，同時還缺乏尊師重教的良好氛圍[29];另一方面農(nóng)村家庭對子女學習的關懷和監(jiān)督不足，對學校教育的配合與支持不夠[34，35]。綜合上述分析，提出研究假說 H2。

　　H2：相比于鄉(xiāng)村居民，自貿(mào)區(qū)的建立對城市居民人力資本投資的正向邊際影響更強。自貿(mào)區(qū)的建立通過引領體制機制創(chuàng)新、突破傳統(tǒng)制度壁壘，營造良好的營商環(huán)境，降低要素流動的阻力[16]，吸引人才、資金、技術以及外資企業(yè)等創(chuàng)新要素與主體的流入，產(chǎn)生的集聚效應和規(guī)模經(jīng)濟效應不僅會提升地區(qū)的創(chuàng)新能力[2]，同時也會產(chǎn)生和創(chuàng)造更多的就業(yè)機會和新增崗位。此外，自貿(mào)區(qū)會進一步優(yōu)化市場對資源要素的配置能力，加快促進勞動力就業(yè)市場的成熟完善，一方面對于正在求職的理性個體來說，會通過教育培訓等各種方式提升自身的知識和技能，以此獲得就業(yè)機會，實現(xiàn)與新增崗位的匹配和對接;另一方面對于已就業(yè)的個體來說，既為了應對由自貿(mào)區(qū)建立引發(fā)的外界環(huán)境新變化帶來的沖擊，同時也要面對來自人才等其他高級要素集聚產(chǎn)生的競爭壓力，兩種因素的共同作用下會促使理性個體做出調(diào)整人力資本投資的決策，表現(xiàn)為調(diào)整自身的投資結構，增加教育培訓等方面的投資，根據(jù) Becker 構建的人力資本投資—收益均衡模型可知[23]，新均衡點下人力資本投資的最優(yōu)量會提升。據(jù)此提出研究假說 H3。

　　H3：自貿(mào)區(qū)的建立會通過優(yōu)化市場營商環(huán)境等渠道來促進人力資本投資的提升。

　　2 計量模型、變量選擇和數(shù)據(jù)說明

　　2.1 計量模型和變量選擇

　　為分析自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的影響，本文設定可擴展的基準計量模型：

　　(1) 其中，hceit 為人力資本投資支出，主要以文化支出和教育支出來衡量，這是因為考慮到教育支出是重要的人力資本投資方式[36]，雖然家庭教育支出涉及到義務教育支出和非義務教育支出，而前者可能具有一定的強制性，難以客觀反映個體進行人力資本投資的行為決策;同時充分考慮到自貿(mào)區(qū)建立帶來的文化沖擊效應。此外，人力資本投資不僅可體現(xiàn)在物質(zhì)資金的支出上，還可以體現(xiàn)在時間和精力的付出上[29]，因此在穩(wěn)健性檢驗中以個體的閱讀量作為人力資本投資的代理變量。yeart◊regni 為核心解釋變量，其中 year 是自貿(mào)區(qū)設立的年份虛擬變量，regn 為自貿(mào)區(qū)設立的地區(qū)虛擬變量。? X 為影響人力資本投資的控制變量集合，借鑒相關文獻從微觀和宏觀兩個層面進行選擇，其中微觀層面選取受教育年限、健康狀況、智力水平以及家庭純收入和家庭人口規(guī)模等變量 [37];宏觀層面選擇地區(qū)交通基礎設施水平、開放程度等變量。 t ? 、 i ?和 it ?分別為時間、個體固定效應和隨機擾動項。 ?

　　? ? ?2.2 數(shù)據(jù)說明

　　數(shù)據(jù)主要來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心(ISSS)實施的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。該數(shù)據(jù)庫使用的分層多階段抽樣設計能夠代表大約 95%的中國人口[38]。該數(shù)據(jù)至今已發(fā)布了 CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014 和 CFPS2016等多期數(shù)據(jù)。本文立足于現(xiàn)有數(shù)據(jù)并結合新發(fā)展理念提出的背景選擇 CFPS2014 和 CFPS2016 數(shù)據(jù)，其中以排除上海市外其他建立自貿(mào)區(qū)的地區(qū)為實驗組，其余地區(qū)為控制組。宏觀層面的數(shù)據(jù)包括地區(qū)交通設施以及用來計算創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大新發(fā)展理念指數(shù)和高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)的基礎指標數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒等。表 1 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。

　　3 實證結果及分析

　　3.1 基準回歸結果及分析

　　表 2 匯報了隨機效應和固定效應模型結果，從中可知兩種模型的估計系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)區(qū)的建立顯著促進人力資本投資，初步證明了假說 1。從豪斯曼檢驗結果可知，顯著拒絕了不存在系統(tǒng)差異的原假設，表明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，因此本文基于固定效應模型利用逐步回歸的方法來進行分析。

　　表 2 中第(1)列只包含核心解釋變量 year◊regn;第(2)至第(4)列在第(1)列的基礎上逐步加入個體、家庭以及地區(qū)層面控制變量。從中發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資具有顯著的正向促進作用。進一步分析發(fā)現(xiàn)，第(1)列至第(3)列中變量 year◊regn 的估計系數(shù)波動幅度較大，兩者相差 0.11，表明遺漏可觀測變量導致的選擇性偏誤較大;而第(3) 列、第(4)列在控制受教育年限、家庭純收入對數(shù)等重要變量后，變量 year◊regn 的估計系數(shù)逐漸平穩(wěn)，最大波動幅度不到 0.02，表明由遺漏可觀測變量帶來的選擇性偏誤已經(jīng)相對較小，且前者的變化幅度是后者的 5 倍左右，因此根據(jù)系數(shù)穩(wěn)定性理論可知，由不可觀測變量帶來的選擇性偏誤也會相對較小，此時系數(shù)的估計結果會較為準確。因此從第(4)列結果可知，自貿(mào)區(qū)的建立使人力資本投資增加大約 12.8%，進一步證明了假說 1。

　　3.2 內(nèi)生性分析和穩(wěn)健性檢驗

　　本文的核心解釋變量是否建立自貿(mào)區(qū)為地區(qū)層面的宏觀政策變量，主要受政府、國家層面的決策因素影響，而被解釋變量人力資本投資為微觀層面變量，通常情況下兩者間不會存在反向因果關系。同時考慮到通過面板固定效應可以消除不隨時間而變的遺漏變量帶來的影響，但也可能存在遺漏可觀測變量帶來的估計偏誤。再考慮到人力資本投資較高的個體在進行區(qū)位選擇時可能會選擇建立自貿(mào)區(qū)的地區(qū)，由此會因樣本自選擇效應導致估計結果的偏誤。因此，采取如下解決方法：繼續(xù)控制可能對人力資本投資和自貿(mào)區(qū)建立都有影響的變量來緩解遺漏變量問題;采用 Heckman 選擇模型，通過在回歸方程中加入逆米爾斯比率(IMR)來修正樣本選擇效應導致的偏誤，同時利用處理效應模型 (Treatment Effect Model)來解決當虛擬變量為內(nèi)生變量時產(chǎn)生的內(nèi)生性問題;使用傾向得分匹配—雙重差分方法(PSM-DID)來厘清自貿(mào)區(qū)建立與人力資本投資間的因果關系。

　　表 3 報告了處理內(nèi)生性問題后的估計結果。在第(1)列中增加與自貿(mào)區(qū)建立和人力資本投資均有關的衡量地區(qū)開放程度的變量①，在第(2)列中繼續(xù)控制衡量地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的文化產(chǎn)業(yè)總收入占 GDP 的比重變量，兩列結果均表明，自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的正向影響與前文一致。第(3)列、第(4)列分別匯報 Heckman 選擇模型和處理效應模型的結果，可知在修正樣本選擇效應導致的偏誤后，本文核心結論維持不變。

　　表 3 第(5)列、第(6)列匯報了使用傾向得分匹配—雙重差分方法(PSM-DID) 的回歸結果。其中第(5)列是以建立自貿(mào)區(qū)的地區(qū)為處理組，其他地區(qū)為控制組;然后以受教育年限、家庭人口規(guī)模、家庭純收入、旅游支出以及總支出等變量作為協(xié)變量進行 Logit 回歸的結果。第(6)列是以 Logit 回歸計算傾向得分進行 1:2 匹配，從而獲得匹配數(shù)據(jù);然后利用匹配后的數(shù)據(jù)使用雙重差分方法獲得的回歸結果。從匹配前后處理組和控制組的平衡性檢驗結果可知②，所有的協(xié)變量在匹配后的處理組和控制組之間無顯著差異，同時 LR 統(tǒng)計量為 2.79，P 值為 0.903，以上檢驗結果說明實現(xiàn)了良好的匹配，以匹配后的數(shù)據(jù)進行分析所得結果是可靠的。同理，從第(6)列可知，自貿(mào)區(qū)正向影響人力資本投資的結論是穩(wěn)健的，再次驗證了假說 1。

　　本文從三個方面進行穩(wěn)健性檢驗：更換衡量人力資本投資的指標，使用教育支出和文化支出的加總進行分析;考慮到人力資本投資非負且存在較多零值，直接刪除會造成樣本容量損失和產(chǎn)生非隨機性，因此使用面板 Tobit 模型來分析;以個體的閱讀量作為人力資本投資的代理變量，選擇面板泊松模型進行分析。從表 4 的第(1)列、第(3)列中可發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的符號和顯著性均沒有發(fā)生明顯變化，進一步表明本文結論的穩(wěn)健性。

　　3.3 異質(zhì)性分析

　　考慮到城市與鄉(xiāng)村在收入、教育資源的配置和教育理念等方面的異質(zhì)性特征可能會影響自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的提升效應，因此本文從城鄉(xiāng)視角來分析自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的異質(zhì)性影響。結果見表 4 第(4)列,可知核心解釋變量與城市虛擬變量的交互項系數(shù)顯著為正，表明相比于鄉(xiāng)村居民，自貿(mào)區(qū)的建立對城市居民人力資本投資的正向邊際影響更大，由此證明了假說 2。對城市居民和鄉(xiāng)村居民的收入水平和人力資本投資進行統(tǒng)計分析③，可發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)建立前后，城市居民的收入水平始終高于鄉(xiāng)村居民的收入水平。同時在自貿(mào)區(qū)建立后，城鄉(xiāng)居民的人力資本投資都有所上升，但城市居民上升的幅度更大，由此表明相比于鄉(xiāng)村居民而言，自貿(mào)區(qū)的建立對城市居民的人力資本投資影響更大，從而進一步增強了上述結論的可靠性。

　　4 影響機制檢驗及擴展性分析

　　4.1 影響機制檢驗

　　本文以地區(qū)的營商環(huán)境作為中介變量，使用中介效應模型進行渠道檢驗，對假說 3 進行驗證。其中以樊綱的市場化指數(shù)作為衡量市場營商環(huán)境的代理變量，通常情況下市場化程度高表明地區(qū)的營商環(huán)境較好。從中介效應檢驗結果可知①，自貿(mào)區(qū)的建立顯著促進了人力資本投資，同時顯著改善了營商環(huán)境，并且在控制了市場營商環(huán)境變量后，自貿(mào)區(qū)依然顯著地促進人力資本投資的提升。因此，根據(jù)中介效應的檢驗思想可知，自貿(mào)區(qū)在宏觀層面上通過優(yōu)化營商環(huán)境進而促進人力資本投資的渠道是顯著存在的。本文采用 Cutler 和 Lleras Muney 的方法 [39] ，計算中介變量 渠 道 的 影響大 小 ，具體 為 1- 0.108/0.282=0.617，表明以市場營商環(huán)境為中介變量的中介效應渠道解釋了自貿(mào)區(qū)建立影響人力資本投資的 61.7%。

　　4.2 擴展性分析

　　在黨的十八屆五中全會提出創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大新發(fā)展理念后，我國自貿(mào)區(qū)建設進程也同步加速推進，逐步形成輻射全國的新空間格局。然而，考慮到新發(fā)展理念的提出帶來的經(jīng)濟發(fā)展理念和發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變，也會對人力資本投資產(chǎn)生重要影響，因此為排除這些因素對識別自貿(mào)區(qū)與人力資本投資間因果關系的影響，本文進一步控制了五大新發(fā)展理念指數(shù)(index)和高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)的交互項。借鑒詹新宇和崔培培的做法，運用主成分方法來構建五大新發(fā)展理念指數(shù)(index)和高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)[40]②。

　　表 5 匯報了在控制五大新發(fā)展理念指數(shù)、高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)以及與自貿(mào)區(qū)交互項后的回歸結果。其中第(1)列為控制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)交互項的結果，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的建立與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)均顯著促進了人力資本投資的提升，表明在排除高質(zhì)量發(fā)展對人力資本投資的影響后，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的正向影響仍然是顯著的，進一步增強了本文結論的穩(wěn)健性。然而交互項系數(shù)顯著為負，表明隨著經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的促進作用會下降。根據(jù) Wooldridge 提出的計算方法[41]，分析在考慮高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)交互項的作用后，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的綜合效應，具體為 1.102-0.368◊0.757=0.823,表明在考慮交互作用后，自貿(mào)區(qū)仍然顯著促進了人力資本投資的提升。同理，從第(2)至第(6)列可知，在控制創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放以及共享等五大發(fā)展指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)的交互作用后，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的綜合效應均表現(xiàn)為正向影響。

　　5 結論與政策啟示

　　本文以自貿(mào)區(qū)的建立為準自然實驗，基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配—雙重差分模型(PSM-DID)等多種實證策略對自貿(mào)區(qū)與人力資本投資間的因果關系進行識別，并從城鄉(xiāng)層面分析自貿(mào)區(qū)建立對人力資本投資的異質(zhì)性影響。在此基礎上，進一步考慮了新發(fā)展理念的提出對自貿(mào)區(qū)與人力資本投資間因果關系的重要影響。

　　基于上述分析，得出結論：①樣本期內(nèi)，自貿(mào)區(qū)的建立顯著促進了人力資本投資的提升，在使用 Heckman 選擇模型、處理效應模型以及傾向得分匹配— 雙重差分模型等方法糾正內(nèi)生性問題，以及通過更換被解釋變量和采用面板 Tobit 模型后，自貿(mào)區(qū)正向影響人力資本投資的結論保持穩(wěn)健;②在城鄉(xiāng)異質(zhì)性方面，相比于鄉(xiāng)村居民，自貿(mào)區(qū)的建立對城市居民人力資本投資的正向邊際影響更強;③自貿(mào)區(qū)通過優(yōu)化市場營商環(huán)境進而促進人力資本投資的渠道顯著存在，同時創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大發(fā)展指數(shù)以及高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)對人力資本投資均表現(xiàn)為正向影響，且在控制五大發(fā)展指數(shù)、高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)及其與自貿(mào)區(qū)的交互項后，自貿(mào)區(qū)對人力資本投資的綜合效應表現(xiàn)為正向影響。

　　根據(jù)本文的結論，結合各地區(qū)的實際情況，得出啟示：①不斷完善自貿(mào)區(qū)建設的體制機制，建設更加公平、高效、開放的自由貿(mào)易區(qū)，同時進一步發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新優(yōu)勢，充分釋放自貿(mào)區(qū)在促進人力資本投資以及高質(zhì)量發(fā)展中的重要作用，讓成果更多、更廣地惠及廣大城鄉(xiāng)居民。同時在推廣可復制成功經(jīng)驗的過程中，需要考慮各地區(qū)的實際情況，因地制宜，實現(xiàn)自貿(mào)區(qū)與當?shù)亟?jīng)濟的精準對接。②加快推進城鎮(zhèn)化進程，完善城鄉(xiāng)區(qū)際基礎設施建設，加強區(qū)域間的合作，擴大自貿(mào)區(qū)正向溢出的輻射半徑和范圍，提升區(qū)域內(nèi)的城鄉(xiāng)一體化水平，降低城鄉(xiāng)差距，帶動鄉(xiāng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，提升整體的人力資本投資水平和意愿。隨著現(xiàn)代化交通體系的迅速發(fā)展和完善，地區(qū)間的人才、技術、資金等要素流動更加高效有序，在此背景下完善區(qū)際基礎設施，鞏固和強化區(qū)域間的合作，進一步擴大自貿(mào)區(qū)的輻射帶動作用，提升區(qū)域經(jīng)濟一體化水平，尤其是促進鄉(xiāng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，可提升整體的人力資本投資水平和意愿。這是因為本文的研究表明，自貿(mào)區(qū)對城市人力資本投資的正向影響更強，而不合理的收入差距會嚴重阻礙初始財富水平較低的居民進行人力資本投資 [25]，所以縮小城鄉(xiāng)收入差距有利于提升整體的人力資本投資水平和意愿。③加強自貿(mào)區(qū)之間、自貿(mào)區(qū)與非自貿(mào)區(qū)之間的協(xié)同性和聯(lián)動性，完善相關配套服務體系，充分釋放自貿(mào)區(qū)的示范帶動作用，促進城鄉(xiāng)人力資本存量的不斷積累，優(yōu)化鄉(xiāng)村公共教育資源配置，縮小城鄉(xiāng)居民教育投入差距，促進鄉(xiāng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，提升鄉(xiāng)村居民的人力資本投資水平。