二元结构、人力资本转化与企业出口产品质量*

（湖南大学经济与贸易学院 湖南长沙 410006）

一、问题提出

随着21 世纪以来全球差异化竞争兴起，出口产品质量作为衡量地区创新力和竞争力的重要指标，逐渐成为我国推动产业升级、建设贸易强国的新动力。然而当前中国出口正面临严峻现实：一方面人力成本提升、资源约束与扭曲、环境规制趋严等因素导致以劳动密集型、低附加值为特征的传统出口竞争力优势下降；另一方面以技术密集型、高附加值为特征的中高端产业竞争优势尚未完全形成。而在全球生产专业化分工和价值链分割背景下，出口产品质量往往决定了一国的产业位置、贸易方向甚至经济增长潜力（Feenstra 和Romalis，2014）。党的十九大报告指出，当前中国正处于从高速增长向高质量发展转变的攻关阶段，转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的需求尤为迫切。因此，随着中国经济进入“新常态”，将打造“质量强国”作为深化供给侧结构性改革、培育中国产业竞争新优势和推动实现高质量发展的重要举措之一，已成为关乎国计民生的热点议题。

二元结构作为发展中国家的一个重要经济特征，在中国往往伴随经济发展发生剧烈变动。如图1 所示，中国非农业产业增加值占国内生产总值比重从2000 年的0.85 逐渐提高到2013 年的0.91，且除2004 年以外总体呈增加趋势，换言之，2000—2013 年间中国生产要素由农村向城市转移导致的中国工业和服务业急速扩张显著带动了当地二元产业结构改善。此外，随着产业分工全球化趋势深入以及生产的技能型偏好加剧，人力资本逐渐转变为地区增长和出口升级的决定性因素。如图2 所示，作为人力资本积累的重要途径，2000—2013 年中国普通高校当期毕业生人数从2000 年的95.0 万增加到2013 年的638.7 万，增加约5.7 倍。而在此期间，中国出口产品质量也得到明显提高。图3 显示，基于价格法测算的中国出口产品质量从2000 年的0.60 上涨至2013 年1.97，提高约2.3 倍。

图1 非农业产业增加值占国内生产总值比重

图2 普通高校当期毕业生人数（万人）

图3 2000—2013 年中国出口产品质量（价格法）

以上事实表明，2000—2013 年间，中国二元结构、人力资本以及出口质量均得到显著改善。但是问题在于，在城乡二元结构剧烈变动的背景下，二元结构、人力资本是否对中国出口产品质量产生了实质性影响？若存在影响，那么影响的呈现方式是什么？二元结构和人力资本在以上过程中的互动关系又是什么？因此在城乡一体化趋势和供给侧结构性改革的驱动下，将二元结构、人力资本纳入出口增长框架并系统梳理三者之间的互动关系，既是完善中国高质量发展研究体系的理论要求，也是科学规划城乡发展、优化要素市场化配置、驱动出口转型升级的现实需要。

二、文献综述

长期以来，已有较多研究针对出口增长质量的影响因素进行了讨论。其中，柯善咨和赵曜（2014）、于斌斌（2015）等学者在中国地级及以上城市层面上指出，产业升级对增长质量的提高存在决定性影响。可惜的是，此类研究虽然将产业结构与增长质量进行了衔接，但是其针对产业变动效应的讨论往往仅停留在工业产业范畴，而并未将农业变动纳入分析框架。不过可喜的是，近年来以城市—农村二元产业结构变动为切入点，讨论城乡二元产业结构如何影响增长效率的研究日益增多。国务院发展研究中心农村部课题组等（2014）指出城乡二元化生产显著抑制了中国经济增长，而城乡产业间良性互动有助于改善经济质量。周月书和王悦雯（2015）也发现，城乡二元结构扭曲拉低了城乡要素配置效率，因此推动城乡生产效率一体化能够提高本地经济质量。但遗憾的是，此类研究主要探讨的是城乡二元收入结构对经济增长的影响，而未能针对城乡产业结构与企业出口产品质量的关联进行讨论，更忽视了人力资本因素在二元结构变动引致产出变化过程中可能发挥的作用。另有部分学者分析了人力资本对企业出口产品质量影响，指出人力资本对于企业出口产品质量具有显著促进效果（陈维涛等，2014；谢靖和廖涵，2017）。此类研究虽然厘清了人力资本的出口产品质量效应，但是缺乏针对城乡二元结构变动在人力资本影响出口产品质量过程中影响的系统讨论。

20 世纪80 年代以来，中国采取了“先工业后农业，先城市后农村”的发展策略。全国经济工作向城市倾斜的举措快速带动了中国工业化和城镇化进程，但是也逐渐衍生出一系列负面问题，一是先进工业部门与落后农业部门并存，城乡产业结构二元化显著；二是户籍管制约束，城乡劳动力流动受限。城乡二元结构实质上是资源要素市场分配过程的反馈，必定会影响物质资料、人力资本等要素的实际产出。随着近年来中国城乡产业二元结构恶化对中国经济长期增长的抑制作用日益增加，党中央于 2004—2019 年连续以年度中央“一号文件”的形式，从农业生产、农民收入、农村人口城镇化等切入点强化了针对城乡二元结构的治理力度，尤其是 2005 年以来提出对城乡二元产业结构进行综合治理的手段，对于缓解城乡产业扭曲、推进城乡经济一体化、进一步释放改革“红利”具有重要意义。因此，全面和系统地分析二元结构变动、人力资本对企业出口产品质量影响的实质，对于缓解城乡结构扭曲、培育竞争新优势和带动高质量发展具有重要的理论和现实意义。

综上所述，本文基于2001—2007 年中国工业企业数据库、海关数据库以及历年各类统计年鉴，试图对二元结构、人力资本与企业出口产品质量进行全方位检验，以全面认识城乡产业发展、人力资本积累对出口质量的影响，并为深化供给侧结构性改革、助推高质量发展提供参考依据。

三、理论机制

（一）两部门模型

为剖析二元结构、人力资本对企业出口产品质量的影响，本文建立了城乡二元经济的两部门经济增长模型：以非技能劳动生产为特征的农业部门，其出口产品质量为Q1；生产过程中既需要技能劳动又需要非技能劳动的非农业部门，其出口产品质量为Q2。

假定两部门投入的生产要素主要为：资本K、非技能劳动Lu、技能劳动Ls。因此，本文借鉴Verhoogen（2008）的理论，分别将部门出口产品质量生产函数设为：

若设部门产出与出口产品质量正相关且标准化价格为1，则有Qi=Yi。其中，Ai为部门生产率；Lui、Lsi分别为所在部门的非技能工人数和技能工人数；Ki为部门资本投入。借鉴Temple 和Woessmann（2006）的二元结构模型，令工人的实际工资等于其边际产出，且农业部门非技能工人的标准化工资为ωu1，鉴于农业部门生产仅需要非技能劳动，因此该部门非技能劳动和技能劳动具有相同的边际生产率，因此有：

而对于非农业部门而言，非技能劳动的边际生产率低于技能劳动，并与农业部门非技能劳动的边际生产率相同，因此又有技能工人标准化工资：

相较于中国长期以来户籍制度对中国劳动力跨部门流动的限制（乔宝云等，2005），资本跨部门流动相对自由，因此又有农业、非农业两部门利率相等，即资本的标准化成本为：

通过（3）、（4）式可以发现，劳动力在农业部门和非农业部门转移主要取决于技能工人的转移。假定工资差别是决定劳动力跨部门转移的唯一因素，且经济长期均衡状态下两部门均衡工资比为（鉴于劳动力转移成本的存在，δ＞1），因此当实际技能工资比时，农业部门技能工人将逐渐转移到非农业部门。借鉴周少甫等（2013）的研究方法，假设农业部门技能工人转移到非农业部门的概率p：

其中，ρ为经济长期均衡的调整速度。可以发现，概率p与两部门技能工资比呈正相关关系。结合（4）—（5）式可以进一步推导均衡部门工资：

因此，假设劳动的地区收入份额为φ，则劳动和资本的地区收入份额可折算为：

而从地区增长率的角度，地区收入实际增长率则又可分解为：

因此，可以从（9）式发现，两部门出口产品质量改善主要有三个影响因素：

（1）总体技术进步，用农业部门技术进步和非农业部门技术进步按照产出份额的加权平均值表示，即。鉴于农业部门技术进步往往慢于非农业部门，提高非农业部门产出比重将更快推进地区出口产品质量改善。

（二）企业生产决策模型

而对于异质性厂商而言，其市场绩效由生产率和产品生产质量两方面因素决定。而从企业生产固定成本和可变成本的角度考察企业最优成本选择可以发现：企业生产率越高，其面临的可变成本越低；企业生产质量越高，则其面临的固定成本越低。基于上述思路并借鉴苏丹妮等（2018）的研究，包含企业的可变成本和固定成本的均衡出口产品质量选择可用以下函数表示①具体推导过程请参见苏丹妮等（2018）原文中的式（4）。：

其中，iσ反映的是产品种类间的替代弹性；E为消费者支出；Pd为出口产品d的行业平均价格，因此又有价格指数；μd和τd分别表示企业生产率和固定成本效率，二者均与企业出口产品质量成正比；表示均衡产品质量；α、β则分别为边际成本的绩效弹性以及固定成本的绩效弹性，且二者均大于0；ci和fi则均为大于0 的常数。

假设企业包含了人力资本要素生产效率函数和固定成本效率函数，分别为μi（lsi）和τi=τi（lsi）。其中，lsi为i企业生产活动中雇用的技能工人数。μi（lsi）和τi（lsi）分别为与人力资本相关的企业生产率函数和固定成本效率函数，且满足。因此，企业最优产品质量函数又可转化为：

非农业部门人力资本“蓄水池”函数可设为：h=G（ls1,ls2,…,lsn）⋅L。h=G（ls1,ls2,…,lsn）。其中h为人力资本总量，G为人力资本指数，与区域内各企业技能工人雇佣量均正相关，因此G＞1 。企业i面临的技能劳动供给函数则为：。将（11）式中对h求一阶偏导可得：

四、计量模型、变量和数据

（一）计量模型设定

本文研究的主旨是考察产业结构、人力资本对企业出口产品质量的影响，在参考既有研究的基础上，结合前文理论推导得出“二元结构变动将引起人力资本变化，并最终影响企业出口产品质量”的结论，设定以下包含交互项的基本计量模型：

其中，quality表示企业出口产品质量，structure表示企业所在地二元结构，h表示企业所在地人力资本，D为控制变量集合，itε为随机干扰项，下标i、j和t分别表示企业、地区和时间。

（二）变量选取与说明

1.被解释变量

本文参考Fan 等（2015）的方法，采用企业出口产品质量（quality）作为被解释变量进行实证检验。对于中国出口企业而言，运输成本是其产品出口价格的重要组成因素。为剔除运输费用可能造成的企业出口产品质量测算结果偏误，本文通过借鉴许和连和王海成（2016）的研究方法，将所在地与中国八大港口的最短空间直线距离作为工具变量，对2001—2007 年中国企业层面出口产品质量进行重新测度。

2.解释变量

二元结构（structure）。鉴于本文主要为探讨地区城乡二元结构变动效应，因此采用各城市非农业产业增加值占GDP比重与全国非农业产业增加值比重表示二元结构，计算方法为：二元结构=（1 -本地农业产业增加值占当地GDP 比重）/（1 -全国农业产业增加值占全国GDP 比重）。人力资本（h）。其反映的是地区技能劳动引起地区增长溢价。因此，本文选取相对工资水平反映人力资本水平，计算方法为：人力资本=本地职工平均工资/全国职工平均工资。

3.控制变量

两组患者均无心源性死亡和再发心肌梗死（0例），治疗组和对照组分别有5例、6例患者行靶血管重建。两组患者MACE比较，差异无统计学意义（P＞0.05）。

企业规模（size），采用企业职工人数的对数反映。市场竞争（lena），采用勒纳指数反映。行业规模（scale），采用行业年度从业人数的对数反映。投资强度（invest），采用人均固定资产投资额反映。货运强度（transport），采用本地人均货运总量反映。公共设施（public）则采用地区人均医院床位数来反映。

（三）数据来源与数据统计性描述

出口产品质量由海关数据库相关数据计算得出；二元结构、人力资本数据来源于《中国城市统计年鉴》；企业规模数据由2001—2007 年中国工业企业数据库相关数据计算得出；行业勒纳指数和行业规模则由2001—2007 年《中国工业统计年鉴》相关数据计算得出。投资强度、货运强度、公共设施以及产出强度等数据均来自《中国城市统计年鉴》。变量的描述性统计如表1 所示。

表1 变量描述性统计

在变量之间关系未知时，采用非参数方法对主要研究变量关系进行初步描述是一个较为审慎的做法，本文在此分别绘制了二元结构、人力资本与城市出口产品质量关系的大致走向。通过观察图4、图5 中趋势线可以发现，二元结构、人力资本均与城市出口产品质量呈正相关关系。

图4 二元结构与城市出口产品质量

图5 人力资本与城市出口产品质量

五、实证结果及分析

（一）基本回归结果及稳健性和内生性检验

表2 展示了全样本的基本模型回归结果。基本回归结果表明，控制了企业效应、年份效应以及行业效应后，非农业部门产出占总产出比重每增加1%，企业出口产品质量就将直接提高约0.0164，即二元结构改善升级有助于提高企业出口产品质量；人力资本指数每增加1%，企业出口产品质量就将直接提高约0.0039。也就是说，人力资本显著提高了企业出口产品质量；此外，交互项系数显著为正，表明二元结构变动引起的人力资本变动显著带动了企业出口产品质量提高。

为解决模型中二元结构与人力资本的内生性问题，本文进行了多种尝试。双边缩尾检验结果中，二元结构、人力资本以及交互项系数显著为正。以出口产品价格弹性系数替换为1 对企业出口产品质量进行重新计算并将其替换原有指标后结果显示，二元结构、人力资本以及二者交互项显著性及系数大小均与基本回归结果接近。为处理模型中潜在的内生性问题，本文选取财政支出占GDP 比重以及人均财政支出作为工具变量，结果显示：Sargan值为0.5699，表明工具变量选取有效；采用工具变量法后，二元结构、人力资本以及二者交互项显著性、方向均与基本回归结果保持一致，表明基本模型的内生性得到了较好处理。

表2 基本回归结果及稳健性和内生性检验

中国各地区非农业部门产出占GDP 比重存在较大差异，这就为本文进行双重差分检验提供了良好的分析契机，而实验组和控制组的选择以及确保实验组和控制组之间企业出口产品质量异质性由二元经济结构变动所导致则成为该问题的关键。虽然2001—2007 年间广东省各地区非农业部门占GDP 比重并非完全不变，但是深圳农业部门产出常年维持在极低水平，且在2001—2007 年变动不大。因此本文选取2001—2007 年所属地位于珠江三角洲城市的出口企业作为研究对象，其中所属地位于深圳市的企业出口产品质量作为对照组，而所属地位于珠三角其余地区的企业出口产品质量作为实验组。选取上述样本的原因在于：一方面，深圳市2001—2007 年本地农业部门产出占GDP 比重极小且变动有限，而同期其他珠三角城市农业部门产出占本地总产出比重降幅较为显著，尤其自2005 年党中央连续以中央“一号文件”的形式试图对城乡二元产业结构进行综合治理以来下降幅度尤大；另一方面，珠三角城市群地域文化类似，且经济关联性强。因此，当不存在政策冲击时，实验组和对照组之间企业出口产品质量差异可能并不随时间产生明显变化。以上条件显著传递出需要针对样本进行双重差分检验的特征信号。因此，本文设定以下检验模型：

其中，time为时间虚拟变量，当观测时间为2005 年之后时取值为1，否则取值为0。treat为区分实验组和控制组的二元变量。若企业所属地位于深圳市以外的珠三角地区，样本纳入实验组，treat取值为1；若企业所属地位于深圳市，则样本纳入控制组，treat取值为0。

关于平行趋势检验，本文选取2001—2007年作为检验年份区间且政策冲击发生于2005年，检验结果如图6 所示。2005 年之前，交互项参数不显著，表明政策冲击发生前，实验组和对照组企业出口产品质量的影响不存在显著差别；此后，2006 年交互项参数估计量显著为正，表明通过了平行趋势检验，换言之，中央针对城乡二元结构进行综合治理后，实验组企业出口产品质量相较于对照组增加更快。

双重差分实证结果如表3 所示，time·treat系数显著为正，表明引起二元结构缓解的政策冲击对除深圳市以外所有珠三角地区企业出口产品质量都产生了明显正向效果。

图6 平行趋势检验

表3 准自然实验回归结果

综合双边缩尾检验、工具变量法、指标替换以及双重差分的检验结果，基本回归模型的实证结果具有稳健性。

（二）异质性分析回归结果

本文试图从区域、所有制以及行业角度针对二元结构、人力资本对企业出口产品质量的影响进行异质性讨论，结果如表4 所示。

二元结构、人力资本对企业出口产品质量的影响存在显著的区域异质性。对东部地区而言，人力资本的系数显著为正，而二元结构改善以及二者交互项系数不显著，表明东部地区人力资本显著提高了本地企业出口产品质量，而二元结构通过直接和间接途径对企业出口产品质量提高的贡献均较为有限。引起上述现象的可能原因在于，东部地区长期以来城乡人口流动管制较松，人口城乡分布市场化程度较高，二元结构变动不仅已无法通过非农业产业扩张的方式直接带动本地产业升级，其引导农村人力资本流向城市的作用也十分有限。而对中西部地区而言，二元结构、人力资本以及交互项系数显著为正，表明中西部地区二元结构变动不仅通过带动本地产业升级直接改善了企业出口产品质量，而且通过推动“劳动力入城”引导人力资本本地集聚间接提高了企业出口产品质量，可能的原因是，中西部地区的人口管制政策限制了城乡间人员交流，二元结构改善在为当地提供大量工作岗位的同时，还对本地企业创新产生了激励效果。此外，中西部地区二元结构、人力资本以及交互项系数均高于东部地区，也就是说，二元结构的改善与人力资本的提升对中西部企业出口产品质量的改善效果显著优于东部地区。

表4 异质性分析回归结果

根据所有制异质性结果，二元结构改善显著提高了私营企业出口产品质量，而对国有企业和外资企业的直接影响并不显著。可能的原因在于，国有企业较其他企业市场化程度偏低且与本地经济关联性较弱，本地产业变动对国有企业出口产品质量的冲击可能较小；外资企业技术偏好更强，企业出口对二元结构变动敏感程度较低；私营企业较多分布于厂商多、竞争激烈的传统行业，二元结构改善引起的地区总生产扩张加重了私营企业经营压力，迫使其不得不采取提高出口产品质量的措施增加盈利能力。人力资本对外资企业出口产品质量的提升具有显著效果，但是对国有企业和私营企业则不显著，可能的原因是，外资企业大多集中在产业链高端位置，具有更强的技术偏好；内资企业技术水平整体偏低，人力资本积累在短期内对企业出口产品质量产生的积极作用小于增加的成本负担。交互项系数在私营企业中显著为正，在国有企业和外资企业中不显著，表明二元结构变动引起的人力资本变化将显著提高私营企业出口产品质量，而对国有企业和外资企业影响不大。可能的原因在于，相较于与本地经济关联较少的国有企业，以及技术偏好性过强的外资企业，二元结构改善引起农村劳动力流入城市，较好地弥补了私营企业的人力“短板”，因此间接带动了私营企业出口产品质量的上升。

二元结构、人力资本对企业出口产品质量的影响在行业间同样存在显著异质性。首先，二元结构对劳动密集型企业出口产品质量的系数显著为正，对资本密集型企业显著为负，在中间行业则不显著。该现象的成因可能是，劳动密集型行业长期面临激烈的内部竞争，二元结构改善引致的非农业部门生产扩张，倒逼劳动密集型企业采取更为积极的提高产品质量措施；资本密集型企业投资金额大、建设周期长，产出扩张不仅在短期内难以提高企业技术水平，反而催生了价格竞争。其次，人力资本在中间行业和资本密集型行业中显著性和系数大小均高于劳动密集型行业。这可能是因为中间行业和资本密集型行业技术密集性程度偏高，人力资本积累极大地丰富了本地技能劳动“蓄水池”，为技术偏向型生产提供了保障。最后，交互项在劳动密集型行业和资本密集型行业中显著为正，在中间行业中不显著。可能的原因在于，中间行业中高技术企业较多，且多位于城乡结构一体化程度较高的东部地区，因此相较于劳动密集型和资本密集型企业，二元结构带动的人力资本积累对中间行业企业出口产品质量的提升潜力较小。

六、作用机制检验

根据前文论证结果可以发现，二元结构改善和人力资本积累对企业出口产品质量具有显著提升效果。可问题在于，前文虽然论证了二元结构、人力资本以及二者的互动关系显著提升了企业出口产品质量，但是上述提升究竟由何种路径引致呢？而对此进行进一步研究将有助于深化二元结构、人力资本对出口产品质量内在关联的认知。第二部分的理论机制中微观企业模型的推导结果表明，二元结构变动、人力资本可以通过企业生产率和固定资本投资效率两种途径对企业出口产品质量造成影响。因此，本文选择采用企业生产率和固定资本投入效率通过构建二者的机制模型进一步探究其中可能存在的作用机制。

（一）机制变量的度量

机制变量测度主要包括企业生产率和固定资本投入效率两类指标。（1）企业全要素生产率（μ）。本文借鉴Hsieh 和Klenow（2009）的普通最小二乘法（OLS）测算企业全要素生产率。其中，企业固定资本存量用经过企业所在省份固定资产投资指数平减后的企业固定资产净值表示（基期：2001 年）；而对产出和中间品投入，本文参照龚关和胡关亮（2013）的方法，分别使用工业品出厂价格指数和原材料、燃料、动力购进价格指数对以上指标进行平减。（2）固定资产投入效率（τ）。既有研究普遍采用企业研发投入效率反映企业固定资本投入效率。研发投入通常有新产品产值、专利、无形资产等指标，但是以上指标经常出现数据缺失或者大量数据为0 的情况。考虑到研发活动在行业内具有明显外溢效果，本文采用行业内研发内部支出与行业工业总产值之比作为企业研发的替代变量考察企业固定资产投资效率，数据来源于《中国科技统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》。

（二）二元结构、人力资本与企业出口产品质量机制检验

机制检验结果如表5 所示，二元结构、人力资本以及二者交互项对全要素生产率的系数均显著为正，对固定资产投资效率的系数显著为负，表明二元结构、人力资本以及交互项在显著提高企业全要素生产率的同时，显著抑制了企业固定资产投资效率。换言之，二元结构、人力资本以及交互项虽然直接提高了企业产出效率，但是可能会抬高企业研发成本而拉低资产利用效率。

此外，二元结构、人力资本、二者交互项以及企业全要素生产率显著为正，表明二元结构缓解、人力资本积累通过带动企业全要素生产率上升从而提高企业出口产品质量。可能的原因在于：第一，二元结构缓解将促进农业部门技能劳动力流向非农业部门，直接扩大企业技能劳动力“蓄水池”；第二，二元结构缓解将通过促进非技能劳动力教育和培训，推动非技能劳动力向技能劳动力转化，继而扩大企业人力资本积累；第三，城乡生产一体化所引致的中间品投入共享和知识溢出效应促进了企业生产效率提高。这些因素都显著提升了企业出口产品质量。固定资产投资效率系数显著为负，表明二元结构和人力资本通过固定资产投资效率在现阶段对企业出口产品质量产生了显著阻碍效应。可能的原因在于：首先，固定资产研发效率提高意味着企业不得不加大创新投入，创新门槛提高带来的成本压力迫使部分企业放弃产品质量升级而专注于生产低质量产品；其次，研发力度的发挥需依靠与研发投入相适配的企业人力资本，但是鉴于当前中国人力资本整体仍处于较低水平，研发投入与人力资本的结合力度有限，因此现阶段研发投入对企业出口产品质量的改善“事倍功半”；最后，二元结构缓解、人力资本转化可能并未诱导形成跨行业、跨地区知识溢出，这也将不利于企业出口产品质量改善。

表5 作用机制检验

综上所述，二元结构和人力资本通过企业全要素生产率和固定资产投资效率两种途径影响企业出口产品质量的机制得以验证。其中，二元结构缓解和人力资本积累将显著改善企业全要素生产率，有利于企业出口产品质量提高；而固定资产投资效率可能由于面临成本、要素配置以及技术外溢受阻等一系列问题，在现阶段显著不利于企业出口产品质量提高。

七、结论与政策启示

改革开放以来，缓解城乡二元结构和提高人力资本始终是中国经济调整的重要环节。当前中国正处于新一轮全球贸易格局调整和人口红利逐渐消失的历史关键期，提高企业出口产品质量不仅关乎建设质量强国、培育贸易竞争新优势的现实需要，而且是带动中国经济新一轮转型、推动高质量发展的时代要求。但是需要注意到，虽然中国企业全球价值链参与度不断深入，但往往高度依赖全球生产网络，出口产品质量长期处于较低水平且未能得到有效改善，出口企业面临的低端锁定和升级困难问题日趋严重。因此探究企业出口产品质量升级的内核对于中国实现贸易转型和培育贸易竞争优势尤为关键。基于此，本文利用2001—2007 年中国工业企业数据库、海关数据库以及历年各类统计年鉴试图系统和完整地探究本地二元结构和人力资本对企业出口产品质量的影响、互动机制及作用机制。结果表明：

第一，二元结构、人力资本以及二元结构和人力资本的交互项对中国企业出口产品质量的影响均显著为正。在经过双边缩尾、工具变量法、指标替换法以及双重差分检验之后，实证结果依然是稳健的。换言之，当前中国推进工业化和城镇化直接提升了企业出口产品质量。

第二，异质性分析结果证实，二元结构缓解、人力资本的劳动力“蓄水池”效应通过抑制劳动力要素二元扭曲，对中西部地区、私营等类型的企业出口产品质量形成的改善效果更为显著，而对其他类型企业的改善效果亟待进一步发掘。

第三，作用机制分析结果表明，二元结构变动和人力资本通过技能劳动力“蓄水池”效应显著提升了企业全要素生产率，进而改善了企业出口产品质量，与此同时，鉴于研发行为也可能衍生出加重企业债务负担、扭曲要素配置效率等问题，现阶段二元结构改善和人力资本积累降低了企业固定资产投资效率，从而不利于企业出口产品质量改善。

基于推进高质量发展的现实需要，中国宜采取以下措施：首先应深化“简政放权”政策，消除二元结构行政性壁垒，合理引导农业部门和非农业部门要素分配市场化，深化工业化、城镇化发展战略，加速产业转型和出口升级；其次应合理衔接二元结构治理和人力资源治理制度，积极实现城乡资源统筹调控，同时政策制定努力做到“因地制宜”；最后应构建科学有效的公共政策，加强公共教育措施力度，大力扩充技能劳动力“蓄水池”，为技术驱动型、人力资本偏向型的增长提供人力保障。