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贸易技术含量、偏向型技术进步与中国就业
结构#
刘玉海1,2，张默涵1*
（1. 大连理工大学管理与经济学部，辽宁大连 116024； 5
2. 南开大学经济与社会发展研究院，天津 300071）
摘要：作为一个低技能劳动力资源丰裕的国家，商品贸易技术含量升级如何影响了其劳动力
就业技能结构变迁，是现阶段中国参与全球价值链分工所面临的一个重要问题。本文首先对
贸易技术含量如何通过偏向型技术进步影响就业技能结构的内在机理进行了模型分析，然后10
基于 2000-2014年中国制造业的行业面板数据并采用工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）
实证检验了商品贸易技术含量升级对中国制造业就业技能结构变迁的影响。研究结果表明，
出口技术含量升级和进口技术含量提高对中国制造业就业技能结构优化均产生了显著的正
向促进作用，而且进口技术含量和外商直接投资还在一定程度上强化了出口技术含量对就业
技能结构的这一正向效应，但是贸易技术含量升级对就业技能结构变迁的影响效应存在一定15
的行业异质性。本文为理解中国制造业就业结构变迁提供了一个新视角，对于经济新常态下
如何促进产业结构优化升级也具有一定的启发意义。
关键词：出口技术含量；进口技术含量；偏向型技术进步；就业技能结构
中图分类号：
20
Trade technological content，biased technological change
and China’s skill structure of employment
LIU Yuhai1,2, ZHANG Mohan1
(1. Faculty of Management and Economics, Dalian University of Technology, Dalian 116024;
2. College of Economic and Social Development, Nankai University, Tianjin 300071) 25
Abstract: This paper theoretically analyzes how trade technological content influences the skill
structure of employment through biased technological change, and then use the two-stage least
squares to conduct an empirical study about the impact of trade technological content on China’s
skill structure of employment, based on China’s manufacturing industrial panel data from 2000 to
2014. The results show that, both the upgrading of export technological content and the increase of 30
import technological content have a significantly positive effect on the optimization of the
employment skill structure of Chinese manufacturing industry; moreover, both the import
technological content and the foreign direct investment to some extent have strengthened the
positively influencing effects of the export technological content on the employment skill structure;
however, there are certain industry heterogeneity about the impact of trade technological content 35
on China’s skill structure of employment. This paper provides a new perspective for
understanding the change of employment structure in Chinese manufacturing industry, and it also
has some inspiration for how to promote the optimization and upgrading of industrial structure
under the new economic norm.
Key words: export technological content; import technological content; biased technological 40
change; skill structure of employment
0 问题的提出
对于广大发展中国家而言，参与经济全球化使其融入国际产业分工体系，得以充分发挥
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自身要素禀赋决定的比较优势，并通过进出口贸易和外商直接投资引入先进的技术知识和管45
理经验，从而在不同程度上促进了本国经济的快速增长，但与此同时经济全球化也对其劳动
力市场带来了明显的结构变化。按照以 H-O 模型为基础的传统贸易理论，发展中国家拥有
相对丰富的低技能劳动力，其在经济全球化中的比较优势主要体现在技术水平较低的劳动密
集型加工生产环节，因而发展中国家对低技能劳动力的需求将会增加，而高技能劳动力的就
业比例将趋于下降；同理，经济全球化对发达国家劳动力就业结构的影响则与之相反。然而，50
在过去二十多年中，发展中国家的就业技能结构却呈现出与发达国家相同的变化趋势，这显
然有悖于传统贸易理论的基本判断。作为一个低技能劳动力禀赋丰裕的国家，在参与全球产
业分工体系过程中如何成功获取动态比较优势，从而加快深化本国产业结构的调整和促进出
口产品附加值的提高，是当前中国经济发展过程中所面临的重大挑战问题，而劳动力就业技
能结构的平稳调整和有序升级则是其中的核心问题之一。因此，在参与全球产业分工体系的55
背景下研究对外经济开放如何影响中国就业技能结构具有非常重要的现实意义。
现有文献对于发展中国家就业技能结构变化的现实“悖论”目前主要有三种理论解释：第
一种是跨国外包理论。在国际产品内分工的背景下，发达国家将某些技术水平较低的劳动密
集型加工生产环节外包给发展中国家，但是这些生产环节可能在发展中国家的工业化进程中
仍属于其高技能劳动力密集型生产环节，因此承接发达国家的外包活动将提高发展中国家对60
高技能劳动力的相对需求[1-3]；与之相对应，在全球价值链分工体系下发展中国家也会以发
包方的角色从发达国家进口大量高技术含量的中间商品，然后利用国内能够与之相匹配的高
技能劳动力进行最终商品的再生产活动，这对于发展中国家高技能劳动力就业情况的整体变
化将有显著的技能提升效应[4-6]。第二种是异质性企业贸易理论。企业对技术水平和劳动力
技能的选择是内生的，出口企业相比于非出口企业而言通常具有更高的生产效率、更好的经65
营效益和更先进的技术设备，出口部门的增长将会吸引更多的高技能劳动力就业，因此贸易
自由化将有助于提升高技能劳动力的就业比例[7-9]。第三种是技能偏向型技术进步理论。由
于高技能劳动力相比于低技能劳动力更容易匹配技术进步，因此外生的技术进步将导致高技
能劳动力需求的上升；换言之，高技能劳动力密集型产业的技能偏向型技术进步将更有利于
高技能劳动力就业[10-12]。 70
以上三种理论解释中，跨国外包理论和异质性企业贸易理论均属于贸易开放理论，那么
贸易开放理论与技能偏向型技术进步理论究竟哪一种更好地解释了发展中国家的就业技能
溢价呢？国外既有相关研究更多地是将其归结于这两种影响机制的共同作用[13]。具体而言，
虽然偏向型技术进步相比于特定贸易开放政策在引致就业技能溢价方面起到更大的作用，但
是发展中国家的技术进步在很大程度上也是贸易开放所催生的一个内生现象，因此贸易开放75
应该是发展中国家就业技能溢价的根本性原因。例如，Acemoglu（2003）[14]认为发展中国
家的技术进步更多地来源于海外设备进口和资本流入，由于资本生产力的发挥往往有赖于一
个技能水平较高的就业结构，因此贸易开放所带来的海外资本增加将会导致高技能劳动力的
相对需求上升。目前，现有文献在对中国就业技能结构变化的现实“悖论”进行研究时，要么
侧重于贸易开放理论的解释[15-16]，要么侧重于偏向型技术进步理论的解释[17][12]，仅有少量80
文献强调了贸易开放会导致中国的技术进步偏向高技能劳动力，而技能偏向型的技术进步又
将导致中国对高技能劳动力的相对需求增加[18-19] [13]。
然而，以上文献在研究贸易开放通过技能偏向型技术进步影响中国就业技能结构的过程
中，其贸易开放都侧重于出口参与度、进口渗透率或国际外包比率等传统的贸易规模指标，
却忽视了商品贸易技术结构变迁的重要影响。事实上，伴随着中国对外贸易规模总量的快速85
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增长，中国进出口贸易商品的技术含量也在不断提升，商品贸易结构同时经历了外延型增长
和内涵型增长的双重变化。正如 Hausmann et al.（2007）[20]所言，真正关系一国长期经济增
长的不是它出口“多少”，而在于它出口“什么”。那么，作为一个低技能劳动力资源丰裕的国
家，贸易技术含量升级如何影响了就业技能结构变迁呢？针对既有相关研究存在的不足，本
文的边际贡献主要体现在三个方面：第一，以往文献侧重于从贸易规模总量的角度研究贸易90
开放对中国就业技能结构的影响，而本文则从贸易技术含量的视角探讨贸易开放是如何影响
中国就业技能结构的。第二，通过模型推演对贸易技术含量如何通过技能偏向型技术进步影
响就业技能结构的内在机理进行了理论分析，进而据此构建了本文的实证计量模型。第三，
以往文献侧重于出口技术含量而鲜有涉及进口技术含量，并且在测算出口技术含量时没有有
效剔除国外中间投入品价值，本文借鉴 Koopman et al.（2012）[21]的国际垂直专业化分工测95
算方法，针对加工贸易盛行的中国构建了一套测算各行业贸易技术含量净值的新方法。
本文其余部分的结构安排如下：第二部分在对贸易技术含量如何通过技能偏向型技术进
步影响就业技能结构进行理论分析的基础上，构建本文的实证计量模型并进行相关变量及其
数据来源的说明；第三部分是计量模型估计及回归结果分析；第四部分是计量模型估计的稳
健性检验；最后对全文进行总结并提出相关政策建议。 100
1 计量模型设定与变量选取说明
计量模型的设定
参考Murphy et al.（1998）[22]和 Krusell et al.（2000）[23]的相关研究，考察三种生产要
素投入：资本投入（K）、高技能劳动力（S）和低技能劳动力（U），其中总劳动力（L）
等于高技能劳动力（S）和低技能劳动力（U）之和；生产要素的技术组合遵循 Cobb-Douglas105
函数形式，而高技能劳动力与低技能劳动力之间被定义为 CES 函数形式，以便考察不同技
能水平劳动力之间的协作机制。因此，总生产函数可以表示为式（2），其中l 是分配参数
（ l< <0 1），度量不同技能水平劳动力的密集程度；s表示两种技能水平劳动力之间的
替代弹性，其值等于 ( )r-1 1 。当s>1时，高技能劳动力与低技能劳动力之间是替代关系；
当 s< <0 1时，高技能劳动力与低技能劳动力之间是互补关系。在保持资本等其他生产率110
不变时，参数 A 是影响高技能劳动力的边际生产率水平的技术进步，而参数 B 是影响低技
能劳动力的边际生产率水平的技术进步，因此 A/B的提高则代表了偏向高技能劳动力的相对
技术进步。
( ) ( ) ( )( ) ( )
1
, , 1 , 1; 1Y F K S U K A S B U
a
r r ra l l a r
-é ù= = ⋅ + - ⋅ < <ê úê úë û （2）
在一个竞争性的劳动力市场中，高技能劳动力与低技能劳动力之间的相对工资水平应等115
于其对应的相对边际产出（即 =S U S Uw w MP MP ）。根据利润最大化的一阶必要条件，可
以整理得到高技能劳动力与低技能劳动力之间的相对就业结构（S/U），如式（3）所示，其
中 ( )( )s l l= -ln 1c ，d s= -1 1，d s=2 。由此可知，相对就业结构主要取决于技术进
步的技能偏向性（A/B）和劳动力之间的技能溢价（ S Uw w ）。其中，技能偏向型技术进
步的相关研究认为，由于高技能劳动力相对于低技能劳动力更易匹配技术进步，因而外生的120
技术进步将导致高技能劳动力需求的更快上升[24]；换言之，如果高技能劳动力与低技能劳
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动力之间是替代关系（即s> 1），那么偏向型技术进步将导致高技能劳动力相对就业需求
的上升（即d >1 0）。此外，根据要素市场需求的基本原理，高技能劳动力的相对需求显然
会受到劳动力之间技能溢价的负向影响。
( )
1 2
ln ln 1 ln + ln
1
ln ln
S
U
S
U
wS A
U B w
wA
c
B w
ls s sl
d d
= + --
= + +
（3） 125
根据 Acemoglu（2003）[14]等的研究，发展中国家的偏向型技术进步主要来源于两个方
面：一是本国的自主创新，其创新速率取决于本国的研发投入；二是通过模仿和学习发达国
家所获取的技术溢出，大量经验文献证实了进出口贸易和外商直接投资对发展中国家企业具
有技术外溢效应。例如，Javorcik（2004）[25]发现，外商直接投资不仅在同一产业内存在技
术溢出效应，而且通过产业间关联效应促进了东道国企业生产率增长；Hausmann and Rodrik130
（2007）[26]以“成本发现理论”为基础，认为出口企业在开发和生产高技术水平商品过程中所
产生的“示范效应”，能够吸引生产要素向相关产业转移，从而可以带动总体生产率的提高。
与既有文献不同的是，本文更为强调进出口商品中蕴含的技术含量对发展中国家所具有的技
术溢出效应，因此偏向型技术进步（A/B）可以表示为贸易技术含量（TTS）、外商直接投
资（FDI）、本国自主创新（RD）以及其他影响因素（CV）的函数形式，如式（4）所示。135
需要说明的是，贸易技术含量（TTS）包括出口技术含量（EXTS）和进口技术含量（IMTS）。
b b b b= + +
1 2 3 4
ln ln ln ln + ln
A
TTS FDI RD CV
B
（4）
d b d b d b d b d= + + + +
1 1 1 2 1 3 1 4 2
ln ln ln ln + ln ln S
U
wS
c TTS FDI RD CV
U w
（5）
由公式（3）和公式（4），我们可以看到贸易技术含量影响就业技能结构的内在机理：
TTS→A/B→S/U，即贸易技术含量通过影响偏向型的相对技术进步而改变了相对就业结构。140
将式（4）带入式（3）整理后得到式（5），其中各变量的系数反映了所有预定变量对相对
就业结构的直接或间接影响，而贸易技术含量对就业技能结构的影响效应即为g d b= 1 1，其
作用大小共同取决于参数d1和b1。如果高技能劳动力与低技能劳动力之间表现为替代关系，
那么d >1 0；而b1取值关键依赖于贸易技术含量的技术外溢效应是偏向于高技能劳动力还
是低技能劳动力。除了受到式（5）这些预定变量的影响之外，就业技能结构还受到行业规145
模（Y）和资本深化（KY）等因素的影响；此外，为了考察在全球价值链分工体系下进口技
术含量和外商直接投资如何通过出口技术含量影响了中国就业技能结构，在式（5）的基础
上还加入了进口技术含量与出口技术含量的交互项（IMTS×EXTS）以及外商直接投资与出口
技术含量的交互项（FDI×EXTS），因而本文最终设定的实证计量模型如式（6）所示，其中
qi和mt分别代表行业特定效应和时间特定效应，eit为随机误差项。 150
j j j j
j j j
j j j q m e
= + + + ´
+ + ´ +
+ + + + + +
0 1 2 3
4 5 6
7 8 9
ln ln ln ln ln
ln ln ln ln
ln ln ln
it it it it it
it it it it
it it it i t it
SK EXTS IMTS IMTS EXTS
FDI FDI EXTS RD
Y W KY
（6）
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变量说明及数据来源
本文的被解释变量是就业技能结构（SK）。对于高技能劳动力与低技能劳动力的划分，
国外文献主要有两种划分方法：第一种是以劳动者直接从事生产活动与否作为划分标准，如
Driffield（2000）[27]；第二种是以劳动者的受教育程度作为划分标准，如 Lau and Ngo（2004）155
[28]。囿于中国行业层面数据的可能性问题，国内文献基本采用第一种划分方法，并将各行
业大中型工业企业的科技活动人员视为非生产性劳动力（即高技能劳动力）的代理指标，但
是本文认为科技活动人员在所有非生产性劳动力中占有的比例是相对较小的，而且作为高技
能劳动力中少数掌握一国最先进技术的劳动人口，科技活动人员的技能水平与从发达国家转
移的生产环节所需技能可能并不匹配，因此本文认为使用各行业大中型工业企业的工程技术160
人员作为高技能劳动力的代理指标可能更加具有代表性；同时，本文将各行业规模以上工业
企业的全部从业人员作为全部劳动力的代理指标，两者之比即为本文就业技能结构的代理指
标，相关数据分别来自《中国科技统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。
本文的核心解释变量是贸易技术含量（TTS）。1现有文献对于贸易技术含量的测算主要
基于 Hausmann el al.（2007）[20]提出的产品技术复杂度指数（PRODY），该指数认为某种出165
口商品的技术含量等于其所有出口国的人均国内生产总值的加权平均值，其权重是各出口国
该类商品的显示比较优势指数占世界各国该类商品显示比较优势指数之和的比例。然而，中
国对外贸易具有显著的加工贸易特征，常常需要进口大量的中间投入品来完成对出口商品某
一特定阶段的生产，如果直接采用 Hausmann模型对各行业的贸易技术含量进行测算，而没
有将所从事生产环节的技术含量净值与其贸易商品的全部技术含量予以区分，将会在较大程170
度上高估中国各行业贸易的真实技术含量，从而造成中国的贸易比较优势已发生显著性改变
的统计假象[29]。为此，针对加工贸易盛行的中国，本文借鉴 Koopman et al.（2012）[21]的国
际垂直专业化分工测算方法对 Hausmann模型予以适当修正，从而在垂直专业化分工的视角
下构建一套测算中国各行业进出口贸易技术含量净值的新方法，如式（7）所示。其中， kTTS
表示k行业剔除国外进口中间投入品价值之后的贸易技术含量净值； kVSS 是按照 Koopman 175
et al.（2012）[21]方法测算的k行业国际垂直专业化分工指数，其表示k行业贸易商品的国外
附加值率； iPRODY 是按照 Hausmann el al.（2007）[20]模型测算的k行业i商品的技术复杂
度指数； kix 表示k行业i商品的贸易额；m 表示k行业贸易商品的种类数。
( )
=
=
= - ´å
å1
1
1
m
ki
k k im
i
ki
i
x
TTS VSS PRODY
x
（7）
1 作为本文的核心解释变量，各行业的贸易技术含量净值（TTS）包括行业出口技术含量净值（EXTS）和
行业进口技术含量净值（IMTS）。对于世界上所有国家而言，商品出口与商品进口是相对应的，即一国
出口的某种商品对于其他国家而言就是进口的这种商品，因此Hausmann et al.（2007）[20]模型所测得的
产品技术复杂度指数不仅衡量了出口商品的技术复杂度，同样也衡量了进口商品的技术复杂度。测得各
种商品的技术复杂度指数之后，以各行业每种商品的出口份额（或进口份额）为权重，对各行业所属商
品的技术复杂度指数进行加权平均即可得到各行业的出口技术含量净值（或进口技术含量净值）。根据
公式（7）计算各行业出口贸易的国内技术含量净值时， kVSS 表示各行业出口商品中所蕴含的国外附加
值率；计算各行业进口贸易的国外技术含量净值时， kVSS 表示各行业进口商品中所蕴含的国内附加值率。
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为了获得两位数行业层面的贸易技术含量净值，根据公式（7）和相关数据具体需要做180
如下处理：首先，本文根据盛斌（2002）[30]总结的关于联合国 SITC（Rev ）产品分类标
准和中国国民经济行业分类标准 GB/T 4754-2002之间的对照表，将 SITC五位码的 2600多
种制成品归类到 GB/T 4754-2002两位数行业；其次，根据投入产出表的编制说明和国民经
济行业分类标准对中国投入产出表的行业进行对应合并，按照 Koopman（2012）[21]方法测
算得到 27个工业行业在 2002年、2007年、2012年的国际垂直专业化分工指数，并以 2002185
年的垂直专业化分工指数替代 2000-2004 年的情况，以 2007年的垂直专业化分工指数替代
2005-2009年的情况，以 2012年的垂直专业化分工指数替代 2010-2014年的情况；最后，在
按照 Hausmann 模型测得 SITC 五位码分类标准下 2600 多种制成品技术复杂度指数的基础
上，根据公式（7）计算得到中国 27个工业行业的贸易技术含量净值。在上述计算过程中，
使用了 2000-2014年联合国 COMTRADE数据库中全球 54个国家按照 SITC（Rev ）五位190
数编码分类的 2600多种制成品进出口数据，以及世界银行WDI数据库中按照 2000年不变
价衡量的各国人均 GDP；此外，还使用了 2002 年、2007 年、2012 年三张中国投入产出基
本表。2
本文的控制变量包括：（1）外商直接投资（FDI）。已有许多文献实证分析了外商直
接投资与技术进步的技能偏向性之间的关系[31][15]，本文以各行业外商投资和港澳台投资工195
业企业总产值占该行业当年工业总产值的比例作为各行业外商直接投资的代理指标。（2）
研发强度（RD）。为了消除行业规模对行业研发支出的影响，本文采用各行业大中型工业
企业的科技活动经费内部支出占该行业当年工业总产值的比例作为各行业研发强度的代理
指标。（3）工资水平（W）。由于各细分行业工程技术人员的工资收入数据不可获得，本
文采用各细分行业科技活动人员劳务费作为各行业工资水平的代理指标，并使用居民消费价200
格指数将其折算成 2000年为基期的不变价。（4）行业规模（Y）。采用分行业工业总产值
数据作为行业规模的代理指标，并通过工业品出厂价格指数将其折算为 2000年为基期的不
变价。（5）资本产出比（KY）。该变量衡量了各行业的资本深化程度，本文采用分行业资
本存量与该行业当年工业总产值的比例作为其代理指标，其中以分行业固定资产净值作为分
行业资本存量的替代。以上控制变量所涉及的原始数据均来自《中国劳动统计年鉴》、《中205
国科技统计年鉴》与《中国工业经济统计年鉴》。
描述性统计分析
本文的研究样本是 2000-2014年中国 27个制造业分行业的面板数据。为了与本文的计
量模型保持一致，同时也为了有效的消除异方差，我们对所有变量都进行了自然对数处理。
表 1列出了主要变量的统计特征和相关系数，其中绝大部分解释变量与被解释变量的相关性210
2 Koopman et al.（2012）[21]将所有的加工贸易进口品全部看作中间投入品，并按照联合国 BEC商品分类方
法对一般贸易中进口中间投入品的含量进行区分，其对国际垂直专业化分工指数（
k
VSS ）的算法具体如
下式所示，其中 MDA 表示用进口中间投入品生产国内销售商品和一般出口商品的消耗系数矩阵； DDA 表
示用国内中间投入品生产国内销售商品和一般出口商品的消耗系数矩阵； DPA 表示国内中间投入品用于
加工贸易出口商品生产的消耗系数矩阵； MPA 表示用进口中间投入品生产加工贸易出口商品的消耗系数
矩阵； NX 和 PX 分别表示一般贸易出口和加工贸易出口。
1 1(I ) (I ) )MD DD N MD DD DP MP P
k N P
A A X A A A A X
VSS
X X
m m- -é ù- + - +ê úë û= +
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与预期相一致，出口技术含量（EXTS）和进口技术含量（IMTS）与就业技能结构的相关系
数分别为 和 ，且均通过了 1%的显著性水平。此外，各个解释变量之间的相关系
数绝对值均低于 ；进一步 VIF检验显示，所有的方差膨胀因子均远小于 10，因此可以
认为本文解释变量之间不存在多重共线性问题。图 1分别绘制了出口技术含量（EXTS）、
进口技术含量（IMTS）与就业技能结构之间的二维散点图以及拟合趋势线，从中可以发现215
两者之间存在正相关关系，这就为本文的理论分析提供了初步的经验支持；但是，在控制影
响就业技能结构的其他影响因素之后，出口技术含量、进口技术含量与就业技能结构之间是
否仍分别具有这种显著的正相关关系，则需要经过进一步严格的计量检验。
表 1 主要变量的统计特征和相关系数
Tab. 1 The statistical characteristics and correlation coefficients of the main variables 220
lnSK lnEXTS lnIMTS lnFDI lnRD lnKY lnW lnY
lnSK
lnEXTS ***
lnIMTS *** ***
lnFDI *** *** ***
lnRD *** *** ** ***
lnKY *** *** ** * ***
lnW *** *** *** *** *** ***
lnY *** *** *** *** ** *** ***
最小值
最大值
平均值
标准差
观察值 405 405 405 405 405 405 405 405
注：***、**和*分别表示 1%、5%和 10%显著性水平；下半部分为水平变量的描述性统计。
资料来源：本文根据相关数据整理而得。
（a）出口技术含量（lnEXTS）与就业技能结构（lnSK）（b）进口技术含量（lnIMTS）与就业技能结构（lnSK）
图 1 贸易技术含量与中国就业技能结构的散点图 225
Fig. 1 Scatter plot of trade technology content and the skill structure of China’s employment
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资料来源：本文根据相关数据绘制而得。
2 模型估计与回归结果分析
总样本初步估计
本文首先给出了面板普通最小二乘法（OLS）的估计结果，见表 2第 2列至第 4列。3需230
要说明的是，为了克服各行业之间可能存在而又无法识别的异方差问题，本文所报告的标准
差均是经过怀特异方差修正的稳健标准差。F检验和 LM检验均显示应拒绝采用混合面板模
型，Hausman检验则显示应采用面板随机效应模型，因此后续我们将以固定效应模型为基础
进行回归分析。结果显示，出口技术含量（EXTS）对就业技能结构具有显著的正向影响，
说明出口技术含量的提高有利于提高中国高技能劳动力的就业比例，这一方面可能是因为出235
口企业在生产高技术水平商品过程中所产生的“示范效应”，能够吸引生产要素向相关产业转
移，进而通过技能偏向型技术进步提高了高技能劳动力的就业需求[32]；另一方面可能是因
为工业企业为了顺利进行出口和扩大规模，不仅需要按照进口国较高的质量标准进行商品生
产，甚至需要依照贸易伙伴的要求进口某些先进生产设备，这也会使得技术进步偏向高技能
劳动力而提高了高技能劳动力的就业需求量。换言之，出口技术含量的提高通过偏向高技能240
劳动力的技术进步而促进了中国高技能劳动力的就业比例。
表 2 总样本的 OLS估计及内生性的处理
Tab. 2 OLS estimation of total samples and treatment of endogeneity
估计方法 总样本 OLS估计 内生性处理
模型 混合回归 固定效应 随机效应 滞后一期 IV估计
lnEXTS
**
（）
**
（）
**
（）
**
（）
***
（）
lnIMTS
**
（）
***
（）
**
（）
*
（）
**
（）
lnIMTS·lnEXTS
**
（）
**
（）
*
（）
**
（）
**
（）
lnFDI
***
（）
***
（）
***
（）
***
（）
***
（）
lnFDI·lnEXTS
**
（）
***
（）
**
（）
**
（）
**
（）
lnRD
**
（）
**
（）
**
（）
**
（）
**
（）
lnKY
**
（）
*
（）
**
（）
**
（）
*
（）
lnW
（）
（）
*
（）
*
（）
（）
3 在计量模型中加入进口技术含量与出口技术含量的交互项（IMTS×EXTS）以及外商直接投资与出口技术
含量的交互项（FDI×EXTS）之前，本文首先对进口技术含量、出口技术含量及外商直接投资等三个变量
进行了中心化处理，然后以中心化处理之后的这三个变量构造交互项并将其纳入回归模型。
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lnY
*
（）
**
（）
*
（）
**
（）
**
（）
cons
*
（）
**
（）
（）
**
（）
*
（）
R2
F检验 *** ***
LM检验 ***
Hausman检验 ***
不足识别检验 []
弱识别检验 {}
过度识别检验 []
注：***、**和*分别表示 1%、5%和 10%显著性水平，（）内数值为回归系数的异方差稳健标准误，[ ]内
数值为相应检验统计量的 p值，｛｝内数值为 Stock-Yogo检验 10%水平上的临界值。 245
资料来源：本文根据相关数据整理而得。
进口技术含量（IMTS）对就业技能结构具有显著的正向影响，表明进口技术含量较高
的国外商品总体上有利于改善中国熟练劳动力的就业比例，这不同于周申等（2012）[16]有
关贸易结构与就业结构的研究结论，可能是因为技术含量较高的国外进口商品会使得技术进
步偏向高技能劳动力而提高了其就业需求量；进口技术含量与出口技术含量的交互项对中国250
就业技能结构具有显著的正向影响，表明进口贸易确实可以通过影响出口技术含量这一路径
作用于国内就业结构，并且进口技术含量在一定程度上强化了出口技术含量对中国就业技能
结构的正向影响。外商直接投资（FDI）对就业技能结构具有显著的正向影响，说明外商直
接投资流入有利于提高中国高技能劳动力的就业比例，验证了跨国外包理论中有关外商资本
流入影响就业结构的基本判断，并且与 Xu and Lu（2009）[19]的研究结论保持一致；外商直255
接投资与出口技术含量的交互项对中国就业技能结构具有显著的正向影响，表明外商直接投
资也可以通过出口技术含量这一路径作用于国内就业结构，并且外商直接投资在较大程度上
强化了出口技术含量对中国就业技能结构的正向影响，这也在一定程度上验证了外商直接投
资是促使中国出口商品结构向技术含量更高的产业进行快速转移的重要原因之一。
在其他控制变量中，研发强度（RD）、行业规模（Y）和资本产出比（KY）对于中国260
就业技能结构均具有显著的正向影响，而工业水平（W）对中国就业技能结构则具有不显著
的负向影响。具体而言，研发投入导致的技能偏向型技术进步对低技能劳动力具有明显的替
代特征，这一结论与黄灿（2014）[33]的研究结果保持一致；资本产出比提高导致资本深化
与高技能劳动力之间存在一定的互补关系，例如高度自动化机械设备在近年来逐步投入使
用，会显著减少对低技能劳动力的需求，而增加对工程技术人员等熟练劳动力的需求，这一265
结果与 Helg and Tajoli（2005）[34]关于德国就业结构的研究发现保持一致；随着行业生产规
模的扩大，高技能劳动力数量相比于低技能劳动力以更快的速度增长，进而有利于提高中国
就业技能结构，这一结果与唐东波（2011）[15]的研究结论一致而与王俊和黄先海（2011）[35]
的研究结论相反；工资水平的提高并没有显著降低中国高技能劳动力的就业比例，可能是因
为熟练劳动力工资水平相比于非技能劳动力而言目前还没有体现出足够优势，也可能是因为270
本文囿于数据可得性而采用了科技人员劳务费这一不够精确指标作为了工资水平的代理变
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量。
内生性问题的处理
固定效应模型估计的一致性要求解释变量与随机误差项之间无关，但是本文的解释变量
尤其是贸易技术含量这一核心变量有可能存在内生性。这主要是基于以下两个方面的考虑：275
一是尽管上文的初步估计中已经控制了影响就业技能结构的主要变量，但还是有可能由于某
些指标衡量误差或忽略了某些重要变量，会导致计量回归方程中各解释变量与其残差项相
关，从而引起内生性问题；二是贸易技术含量提高会增加高技能劳动力的相对就业，但高技
能劳动力比重的提高同时又会反过来强化贸易部门生产率的提升，而这将进一步促进贸易商
品技术含量的提高，即贸易技术含量与就业技能结构之间有可能存在双向因果关系，这也会280
引起内生性问题。严重的内生性将导致 OLS 估计结果的有偏或不一致，为此本文将采取相
应方法分别处理以上两类内生性问题，从而降低模型估计过程中的可能偏误。
针对第一种内生性问题，考虑到当期就业结构对前期相关因素基本没有影响[36]，本文
将计量模型中所有解释变量均滞后一期并仍采用面板固定效应模型进行估计，结果见表 2
第 5列。这种处理方式不仅能够有效地降低解释变量可能存在的内生性问题而导致的估计偏285
误，而且还能有效地反映出口技术含量、进口技术含量与其他解释变量对就业技能结构影响
的时滞效应。计量结果显示，与没有考虑内生性的固定效应估计结果相比，出口技术含量和
进口技术含量对中国就业技能结构仍都具有显著的正向影响，进口技术含量与出口技术含量
的交互项、外商直接投资及其与出口技术含量的交互项对中国就业技能结构仍具有显著的正
向影响，但以上变量估计系数的大小与显著性水平都因为样本观测值减少而有不同程度的下290
降，这表明计量回归方程中出口技术含量和进口技术含量显著为正的估计系数并不受当期解
释变量与当期残差项之间相关所引致的内生性问题的影响；此外，行业规模、行业研发强度
及行业资本产出比等对中国就业技能结构仍具有显著的正向影响。
针对第二种内生性问题，将解释变量滞后一期的处理方法并不能完全消除这种双向因果
关系所导致的内生性偏误，通常的处理方法是寻找与贸易技术含量相关但又不受当期就业技295
能结构影响的工具变量（IV）。本文选取 1990年各行业的贸易开放度（open_1990）作为贸
易技术含量的第一个工具变量；由于在大样本的条件下增加工具变量通常会得到更加有效的
估计结果，本文还选取 1990年各行业的贸易技术含量（tts_1990）作为贸易技术含量的第二
个工具变量；然后，采用基于固定效应模型的多重工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）
进行估计，结果见表 2第 6 列。4LM 检验、Wald检验及 Sargan-Hansen检验结果均表明，300
4 本文选取贸易技术含量的这两个工具变量主要是基于以下两个方面考虑：第一，各行业 1990年的贸易开
放度和 1990年的贸易技术含量均是历史上的数据，基本不会对当前的就业技能结构产生显著影响，因此
这两个工具变量都满足外生性要求；第二，各行业 1990年的贸易开放度较高和 1990年的贸易技术含量
较高，必然会对后续年份的行业贸易技术含量产生重要影响，因此这两个工具变量也满足内生性要求。
需要说明的是，对于出口技术含量（EXTS）的 IV而言，open_1990表示 1990年各行业的出口参与度，
tts_1990 表示 1990 年各行业的出口技术含量；对于进口技术含量（IMTS）的 IV 而言，open_1990 表示
1990 年各行业的进口渗透率，tts_1990 表示 1990 年各行业的进口技术含量。此外，由于 open_1990 和
tts_1990 这两个工具变量均不随时间变化，为了使其具有动态特征以得到更有意义的估计结果，本文用
2000-2014年的名义汇率 rate分别与这两个变量相乘得到乘积项 open_1990×rate（记为 iv1）和 tts_1990×rate
（记为 iv2），并将 iv1和 iv2作为贸易技术含量的最终工具变量，将出口技术含量 IV与进口技术含量 IV
的乘积作为进口技术含量与出口技术含量的交叉项（IMTS·EXTS）的工具变量，将 iv1、iv2与外商直接投
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本文所选取的以上两个工具变量都是合理有效的。计量结果显示，在采用工具变量有效地控
制内生性之后，出口技术含量、进口技术含量及其与出口技术含量的交互项、外商投资及其
与出口技术含量的交互项对中国就业技能结构的估计系数大小均有较大幅度的提高，且均通
过了相应的显著性水平检验，这充分说明就业技能结构确实对贸易技术含量存在着一种正向
引致作用，从而使得 OLS 估计结果下贸易技术含量对就业技能结构的正向促进作用被严重305
低估了，因此采用工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）进行估计是非常必要的。
子样本估计结果
由于技术进步的偏向性与不同行业的具体特征密切相关，因此本文进一步根据不同的行
业特征指标将全部 27个制造业行业划分为子样本进行估计，从而反映不同行业特征对中国
就业技能结构的影响。本文采用以下三种行业分类方法：第一种是以行业要素密集程度作为310
分类标准，将样本期间内资产劳动比高于整个行业平均值的 11个分行业归为资本密集型行
业，将低于整个行业平均值的 16个分行业归为劳动密集型行业；第二种是以行业垂直专业
化分工指数作为分类标准，将样本期间内国际垂直专业化分工指数高于整个行业平均值的
15个分行业归为高嵌入型行业，将低于整个行业平均值的 12个分行业归为低嵌入型行业；
第三种是以行业外贸依存程度作为分类标准，将样本期间外贸依存程度高于整个行业平均值315
的16个分行业归为高开放度行业，将低于整个行业平均值的11个分行业归为低开放度行业。
对上述各类子样本分别进行工具变量两阶段最小二乘估计，结果见表 3。
表 3 子样本的 IV-2SLS估计结果
Tab. 3 The IV-2SLS estimation results of sub-samples
不同分类 按要素密集度分类 按垂直专业化分类 按贸易开放度分类
模型 资本密集 劳动密集 高嵌入型 低嵌入型 高开放度 低开放度
lnEXTS
***
（）
**
（）
**
（）
**
（）
**
（）
（）
lnIMTS
**
（）
**
（）
**
（）
***
（）
***
（）
（）
lnIMTS·lnEXTS
**
（）
***
（）
***
（）
（）
**
（）
*
（）
lnFDI
***
（）
**
（）
***
（）
***
（）
**
（）
**
（）
lnFDI·lnEXTS
**
（）
**
（）
**
（）
*
（）
**
（）
**
（）
lnRD
***
（）
***
（）
**
（）
**
（）
***
（）
（）
lnKY
*
（）
**
（）
**
（）
**
（）
**
（）
*
（）
lnW
（）
（）
*
（）
（）
（）
（）
资的乘积作为外商直接投资与出口技术含量（FDI·EXTS）的交叉项的工具变量。
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lnY
**
（）
（）
**
（）
**
（）
**
（）
（）
cons
**
（）
*
（）
*
（）
（）
（）
（）
R2
不足识别检验
[]
[]
[]
[]
[]
[]
弱识别检验
{}
{}
{}
{}
{}
{}
过度识别检验
[]
[]
[]
[]
[]
[]
注：***、**和*分别表示 1%、5%和 10%显著性水平，（）内数值为回归系数的异方差稳健标准误，[ ]内320
数值为相应检验统计量的 p值，｛｝内数值为 Stock-Yogo检验 10%水平上的临界值。
资料来源：本文根据相关数据整理而得。
对比按照行业要素密集程度划分的两个子样本估计结果，可以发现劳动密集型行业各变
量的估计系数大小与全样本的估计结果相比有所下降，而资本密集型行业各变量的估计系数
大小则有所提高。具体而言，两类行业的出口技术含量对就业技能结构均具有显著的正向影325
响，但相较而言资本密集型行业的影响程度更大，这说明资本密集型行业的出口技术含量提
高在中国劳动力市场上有着更为显著的技能提升效应；与全样本的估计结果相比，资本密集
型行业的进口技术含量在更大程度上改善了就业技能结构，但劳动密集型行业进口技术含量
的提高却在一定程度上显著降低了高技能劳动力的就业比例，这可能是因为劳动密集型行业
进口贸易的技术溢出效应在现实中是偏向低技能劳动力的；两类行业的进口技术含量均在一330
定程度上显著强化了出口技术含量对就业技能结构的正向影响，但相较而言资本密集型行业
的强化效应更大；两类行业的外商直接投资对就业技能结构均具有显著的正向影响且影响程
度基本相当，但相较而言资本密集型行业在更大程度上强化了出口技术含量对就业技能结构
的正向影响；此外，资本密集型行业规模扩大会显著提高其对熟练劳动力的相对需求，劳动
密集型行业产值增加则可能仅是单纯的生产规模扩张，而行业规模之外的其他控制变量估计335
系数大小在两类子样本之间虽存在一定差异，但估计系数符号没有发生太大变化。
对比按照行业国际垂直专业化分工程度划分的两个子样本估计结果，可以发现高嵌入型
行业各变量的估计系数大小相比于低嵌入型行业而言总体上更大。具体而言，两类行业的出
口技术含量均具有显著的正向影响，但相较而言高嵌入型行业的影响程度更大，这说明高嵌
入型行业的出口技术含量提高更有利于中国技能劳动力就业比例的增加；高嵌入型行业的进340
口技术含量与全行业相比在更大程度上改善了就业技能结构，但低嵌入型行业进口技术含量
的提高却在一定程度上显著降低了高技能劳动力的就业比例；高嵌入型行业的进口技术含量
显著地强化了其出口技术含量对就业技能结构的正向影响，但低潜入型行业的这种正向强化
效应却没有通过显著性检验。这主要是由于中国凭借其明显的劳动力要素优势，积极参与到
全球价值链分工体系中，承接了大量来自发达地区的以出口加工贸易为主的国际产业转移，345
而出口加工贸易需要进口大量的中间投入品和资本品，在进口中间投入品和资本品的过程
中，高嵌入型行业中的本土企业能够通过采取一定措施学习发达国家的先进技术、吸收相应
的技术溢出效应，进而获得生产某些中间投入品的能力并实现自身出口商品技术含量的提
升。此外，与全样本的估计结果一样，两类行业的外商直接投资及其与出口技术含量的交互
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项均具有显著的正向影响，这表明外商直接投资流入有利于提高中国高技能劳动力的就业比350
例，而且还在较大程度上强化了出口技术含量对中国就业技能结构的正向影响。
对比按照行业外贸依存程度划分的两个子样本估计结果，可以发现行业贸易开放程度的
高低是影响贸易技术含量技能偏向性的重要因素。具体而言，高开放度行业的出口技术含量
和进口技术含量对其就业技能结构仍都具有显著的正向影响，但影响程度明显高于全样本的
估计结果；相比之下，低开放度行业的出口技术含量和进口技术含量对其就业技能结构虽然355
仍都具有正向影响，但影响程度相对小很多且没有通过显著性检验。这可能是因为在全球价
值链分工体系下贸易开放程度较高的中国行业从发达国家进口了大量高技术含量的中间品
和资本品，然后利用国内能够与之匹配的高技能劳动力进行再生产活动，而这对于高技能劳
动力就业情况的整体变化有着显著的技能提升效应。此外，两类行业的进口技术含量均在一
定程度上显著强化了出口技术含量对就业技能结构的正向影响，但相较而言高开放度行业的360
这种正向强化效应更大；两类行业的外商直接投资及其与出口技术含量的交互项对就业技能
结构仍都具有显著的正向影响，但两者相较而言在低开放度行业的影响程度更大。
3 模型估计的稳健性检验
为了确保本文分析结论的可靠性，我们分别从以下四个角度进行了稳健性检验：第一，
使用贸易技术含量的不同度量方法；第二，使用就业技能结构的不同度量方法；第三，剔除365
行业异常样本点的可能影响；第四，采用动态面板计量方法进行模型估计。
稳健性检验 I：使用贸易技术含量的不同度量指标
在计量模型的基准回归部分，本文采用的核心变量是剔除了进口中间投入品价值之后的
贸易技术含量净值。为了检验本文的主要结论是否依赖于各行业贸易技术含量指标的选取，
现在直接采用根据 Hausmann et al.（2007）[20]模型所测得的贸易全部技术含量作为核心变量，370
并采用基于固定效应模型的多重工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）进行估计，结果见
表 4第 2列。相比于上文的基准回归结果，出口全部技术含量对中国就业技能结构的估计系
数仍显著为正向，但其系数大小有较为明显的提高；进口全部技术含量的估计系数也仍显著
为负，且其系数大小也有一定程度的提高。这是因为 Hausmann et al.（2007）[20]模型所测得
的贸易全部技术含量在较大程度上高估了中国进出口商品的真实技术含量，进而可能高估了375
其对就业技能结构的促进作用。此外，进口技术含量与出口技术含量的交互项、外商直接投
资及其与出口技术含量交互项的估计系数仍显著为正，其他控制变量估计系数的大小及符号
没有发生太大变化。因此，本文的主要结论不依赖于贸易技术含量指标的选取。
表 4 稳健性检验的估计结果
Tab. 4 Estimated results of robustness test 380
被解释变量 解释变量的 不同指标
被解释变量的
不同指标
剔除异常值的
可能影响
动态面板的
估计结果
lnEXTS *** （）
**
（）
**
（）
***
（）
lnIMTS *** （）
***
（）
**
（）
**
（）
lnIMTS·lnEXTS ** （）
***
（）
**
（）
**
（）
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lnFDI *** （）
***
（）
***
（）
***
（）
lnFDI·lnEXTS ** （）
**
（）
***
（）
**
（）
lnRD ** （）
***
（）
**
（）
*
（）
lnKY * （）
**
（）
**
（）
**
（）
lnW （）
***
（）
（）
（）
lnY ** （）
**
（）
*
（）
**
（）
*** （）
cons （）
**
（）
*
（）
（）
R2
不足识别检验 []
[]
[]
弱识别检验 {}
{}
{}
过度识别检验 []
[]
[]
[]
Wald检验 []
AR(1)检验的 p值
AR(2)检验的 p值
注：***、**和*分别表示 1%、5%和 10%显著性水平，（）内数值为回归系数的异方差稳健标准误，[ ]内
数值为相应检验统计量的 p值，｛｝内数值为 Stock-Yogo检验 10%水平上的临界值。
资料来源：本文根据相关数据整理而得。
稳健性检验 II：使用就业技能结构的不同度量指标
本文认为使用各行业大中型工业企业的工程技术人员作为高技能劳动力的代理指标可385
能更加具有代表性，但是国内既有相关文献目前普遍将各行业大中型工业企业的科技活动人
员视为高技能劳动力的代理指标。为了检验本文的研究结论是否依赖于各行业就业技能结构
指标的选取，现在采用各行业科技活动人员就业所占比重作为被解释变量，并采用多重工具
变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）进行估计，结果见表 4第 3列。相比于上文的基准回归
结果，出口技术含量和进口技术含量的估计系数符号仍都显著为正向，只是估计系数大小均390
有所下降，这可能是因为科技活动人员在所有非生产性劳动力中占有的比例是相对较小的，
以其作为就业技能结构的代理指标在统计口径上要小于工程技术人员就业所占比重。此外，
除了研发投入强度的估计系数大小有较为明显提高之外，进口技术含量与出口技术含量的交
互项、外商直接投资及其与出口技术含量的交互项等其他变量估计系数的大小及符号都没有
发生太大变化。因此，本文的主要结论不依赖于就业技能结构指标的选取。 395
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稳健性检验 III：剔除异常样本点的可能影响
不同工业行业的贸易技术水平存在较大差异，样本期间医药制造业的出口技术含量最
高，而纺织服装制造业的出口技术含量最低，前者的出口技术含量大约是后者的 倍；
电子及通信设备制造业的进口技术含量最高，而饮料制造业的进口技术含量最低，前者的进
口技术含量大约是后者的 倍。因此，我们担心本文的估计结果可能会受到这些样本的400
影响。为了检验本文的主要结论是否受到异常样本点的影响，我们按照以下思路找出异常样
本：首先计算出样本期间各工业行业贸易技术含量的平均值以及它们 10%和 90%的分位数
值，然后把所有样本中贸易技术含量的平均值低于其 10%分位数值和高于 90%分位数值的
行业予以剔除，最终得到 23个工业行业样本。对剔除异常样本点之后的样本进行多重工具
变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）估计，结果见表 4第 4列。相比于上文的基准回归结果，405
贸易技术含量的系数大小虽有所下降，但系数符号仍显著为正向；此外，其他控制变量估计
系数的大小及符号没有发生太大变化。因此，本文的主要结论不受异常样本点的影响。
稳健性检验 IV：采用动态面板方法估计
就业技能结构的变动具有一定的持续性特征，这意味着各行业当期的就业技能结构很有
可能会受到上一期就业技能结构的影响，为了捕捉就业技能结构的这一动态特征，我们在基410
本计量模型（5）的基础上引入就业技能结构的滞后一期项，从而将其扩展为动态面板计量
模型。根据 Roodman（2006）[37]的相关建议，本文采用一步系统 GMM 进行动态面板计量
模型的估计，估计过程中将就业技能结构的滞后一期项和贸易技术含量视为内生变量，并且
将这两个内生变量的两阶及更高阶的滞后项作为工具变量，结果见表 4 第 5 列。
Sargan-Hansen检验、Wald联合显著性检验以及残差序列相关性检验结果均表明，一步系统415
GMM估计结果是有效的。就业技能结构的滞后一期项与当期就业技能结构之间具有显著的
正相关关系，这说明就业技能结构调整是一个动态累积的过程；相比于上文的基准回归结果，
贸易技术含量的估计系数大小虽有所下降，但系数符号仍显著为正向；此外，其他控制变量
估计系数的大小及符号没有发生太大变化。这进一步表明本文的估计结果是稳健的。
4 结论及政策建议 420
通过参与国际产品内分工，积极发展出口加工贸易，中国对外贸易规模得以快速增长；
与此同时，中国进出口贸易商品的技术含量也在不断提升，商品贸易结构同时经历了外延型
增长和内涵型增长的双重变化。那么，作为一个低技能劳动力资源丰裕的国家，商品贸易技
术含量升级如何影响了其劳动力就业技能结构变迁，就成为现阶段中国参与全球价值链分工
体系所面临的一个重要问题。本文首先对中国制造业的劳动力就业技能结构变迁进行了趋势425
分析和因素分解，然后在对贸易技术含量如何通过偏向型技术进步影响就业技能结构进行理
论分析的基础上，利用 2000-2014年中国制造业行业面板数据并采取工具变量两阶段最小二
乘法实证检验了商品贸易技术含量升级对中国制造业就业技能结构变迁的影响。
研究结果显示：中国制造业的就业技能结构在样本期间总体上呈现出逐步优化的变动趋
势，而且行业内部的生产率提高或者劳动节约型技术进步是导致样本期间中国制造业就业技430
能结构不断优化的主要动力；中国制造业的贸易技术含量净值在样本期间总体上呈现出稳步
增长的态势，但其与贸易全部技术含量之间的差距显示出逐步扩大的趋势；在控制了影响就
业技能结构的其他主要因素之后，出口技术含量升级和进口技术含量提高对中国制造业就业
技能结构优化均产生了显著的正向促进作用，而且进口技术含量和外商直接投资还在一定程
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度上强化了出口技术含量对就业技能结构的这一正向效应，四个角度的稳健性检验表明这一435
结论是稳健可靠的；贸易技术含量升级对就业技能结构变迁的影响效应存在一定的行业异质
性，劳动密集型行业和低嵌入型行业的进口技术含量升级对其就业技能结构优化均产生了显
著的负向抑制效应，低开放度行业的贸易技术含量提高对其就业技能结构优化的正向效应则
没有通过显著性检验；此外，我们还发现研发投入强度和资本深化程度均对就业技能结构优
化具有显著的正向促进作用，而行业规模的影响效应则需视行业类型而定。 440
鉴于嵌入全球价值链分工体系已成为中国提升技术创新水平和实现产业转型升级的重
要战略，因此在垂直专业化分工视角下研究商品贸易技术含量升级如何影响劳动力就业技能
结构变迁，无论对于我们深入认识现阶段中国劳动力就业结构变迁的影响因素，还是对于加
速促进中国贸易结构转型升级和产业结构优化调整均具有十分重要的政策含义。
第一，由于进出口贸易和外商直接投资等全球化因素将继续影响中国高技能劳动力的相对445
需求，而且中国本土企业参与更高层次的全球价值链分工环节也需要更高质量的劳动力人
才，因此，作为一个低技能劳动力禀赋丰裕的国家，政府应该继续加大公共教育投入力度，
实施积极灵活的劳动力市场政策，引导企业通过员工培训提升自身的人力资本积累，从而有
序调整和改善劳动力供给结构，增加具有一定专业技能的劳动力人数。
第二，剔除了出口商品中所包含的进口中间投入品价值之后，中国制造业出口贸易的国内450
技术含量净值总体上仍呈现出缓慢增长的态势，这在很大层面上得益于中国本土企业参与国
际产品内分工体系的“干中学效应”。因此，应鼓励本土企业进一步融入全球价值链分工体系，
通过“干中学”来获取技术溢出效应，并通过增加研发投入强度来提高自主创新能力，从而逐
步提升出口贸易的技术含量净值，促进中国出口贸易结构转型升级。
第三，考虑到进口技术含量和外商直接投资不仅会直接促进就业技能结构优化，而且还455
可以间接强化出口技术含量的正向影响效应，因此，应高度重视进口贸易和外商投资的作用，
尤其是通过调整和优化进口商品结构和外商投资结构，引进高技术含量的中间产品、机器设
备及外商资本，充分利用来自 OECD 等发达经济体的技术外溢效应，从而加快促进国内产
业结构调整和就业技能结构优化，提高国内技术水平和经济增长质量。
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