李 琳，盧思璇

（重慶師范大學(xué)，重慶 400047）

0 引言

制造業(yè)是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎和支撐力，《中國制造2025》提出要構(gòu)建高效、清潔、低碳、循環(huán)的綠色制造體系。提高制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率成為構(gòu)建綠色制造體系的必經(jīng)之路，人力資本可以通過影響一國的技術(shù)創(chuàng)新能力與技術(shù)模仿兩條路徑來提高綠色全要素生產(chǎn)。因此，人力資本對提高制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用不容忽視。那么，對于中國制造業(yè)而言，人力資本對制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生何種影響？

1 文獻綜述

人力資本包括人們一生中積累的知識、技能和健康，是體現(xiàn)在勞動者身上的一種資本類型（Schultz，1960）[1]，可以促進經(jīng)濟長期持久的增長。人力資本對經(jīng)濟增長的作用機制可以劃分為兩大類：一類是把人力資本作為一種生產(chǎn)要素放入生產(chǎn)函數(shù)，人力資本增長將直接推動經(jīng)濟增長。另一類是將人力資本視為技術(shù)生產(chǎn)的關(guān)鍵投入品，通過影響技術(shù)進步這一中介間接作用于經(jīng)濟增長。這一類模型認為人力資本存量會影響創(chuàng)新能力或模仿、吸收新技術(shù)的能力（Romer，1990）[2]。后發(fā)優(yōu)勢理論認為，發(fā)展中國家可以通過人力資本來提升自主創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新能力，進而實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。

1.1 人力資本對自主創(chuàng)新的影響

自主研發(fā)活動是實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑。其中，研發(fā)人力資本是影響自主研發(fā)對技術(shù)創(chuàng)新效果的重要因素。研發(fā)人力資本可以對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生兩種影響：一是在技術(shù)研發(fā)能力一定的情況下，提高整體的技術(shù)研發(fā)概率，從而推動技術(shù)創(chuàng)新。二是通過“干中學(xué)”等效應(yīng)提高技術(shù)研發(fā)能力，從而提升創(chuàng)新能力（谷軍健，2020）[3]。

1.2 人力資本對模仿創(chuàng)新的影響

除采用自主研發(fā)創(chuàng)新進行創(chuàng)新外，發(fā)展中國家還可以通過引進國外先進知識和技術(shù)，加以學(xué)習(xí)、消化和吸收并轉(zhuǎn)化為自身的創(chuàng)新能力，從而實現(xiàn)模仿創(chuàng)新（侯建，2017）[4]。其主要有兩種觀點：一種觀點認為東道國的技術(shù)越落后，其技術(shù)進步的潛力就越大，技術(shù)溢出效應(yīng)就越顯著（Findlay，1978）[5]。但技術(shù)溢出的水平和程度直接取決于一個國家人力資本對知識、技術(shù)和信息的接受能力，只有當人力資本發(fā)展到一定水平時，技術(shù)溢出才有可能成為現(xiàn)實。另一種觀點則認為東道國的吸收能力至少需要達到一個最低“門檻”水平才能吸收和應(yīng)用國外的先進技術(shù)，國外直接投資（FDI）才會對東道國產(chǎn)生技術(shù)溢出。

由此可見，人力資本可通過自主創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新來促進技術(shù)進步，而綠色全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進步的主要表現(xiàn)形式。因此，人力資本可以通過自主創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新兩條路徑來提升綠色全要素生產(chǎn)率。

人力資本作為推動經(jīng)濟增長的重要因素之一，其與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系受到了人們的關(guān)注。譚政（2016）運用面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人力資本是推動綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵[6]。蘇科（2021）實證檢驗了人力資本與綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響，發(fā)現(xiàn)人力資本可以通過科技創(chuàng)新來推動綠色全要素生產(chǎn)率提升[7]。朱金鶴（2019）在研究省域綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素時，發(fā)現(xiàn)人力資本對綠色技術(shù)效率具有負向作用[8]?？梢?，有關(guān)人力資本對中國綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究還未形同統(tǒng)一的結(jié)論，人力資本對中國綠色全要素生產(chǎn)率的作用還有待進一步探索，因此本文就有關(guān)問題進行了有益的嘗試。

2 實證檢驗

本文設(shè)定制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）作為被解釋變量，人力資本、自主創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新作為核心解釋變量，環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)和資本密集度作為控制變量。各變量設(shè)定如下。

2.1 測算制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率GTFP

本文采用SBM-GML指數(shù)來測算我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率GTFP，GML指數(shù)的全域可能生產(chǎn)性集為PG（x），公式如下：

在此基礎(chǔ)上，本文進一步引入GML指數(shù)來衡量中國制造業(yè)行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，公式如下：

（1）GTFP指標設(shè)定和數(shù)據(jù)選取。本文使用制造業(yè)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)對綠色全要素生產(chǎn)率進行測算。選取27個制造業(yè)行業(yè)為研究對象，關(guān)于投入、期望產(chǎn)出以及非期望產(chǎn)出的相關(guān)指標及數(shù)據(jù)處理說明見表1。

表1 GTFP投入產(chǎn)出指標及數(shù)據(jù)

（2）GTFP測算結(jié)果和評價。表2給出了2011—2020年中國制造業(yè)行業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率，數(shù)據(jù)顯示制造業(yè)大部分行業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率均大于1，說明中國制造業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率整體上是呈增長趨勢的。

表2 中國2011—2020年制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

2.2 其他變量設(shè)定

解釋變量和控制變量指標設(shè)定和數(shù)據(jù)來源見表3。

表3 解釋變量和控制變量指標設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

2.3 統(tǒng)計描述

對所選取變量進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表4。

表4 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表4為各項指標的描述性統(tǒng)計結(jié)果。綠色全要素生產(chǎn)率的最大值為9．588，最小值為0，方差和標準差分別為2．045和1．430。核心解釋變量高等教育人數(shù)最大值為 140．7，最小值為 2．560，方差為 936．0，標準差為30．59。各行業(yè)R&D人員占比最大值為0．080 4，最小值為0．004 2，方差和標準差分別為 0．000 3、0．018 3。各行業(yè)FDI占比最大值為5．138，最小值為-3．248，方差和標準差分別為2．779、1．667。表明制造業(yè)各行業(yè)發(fā)展情況存在差異，各指標整體分布不均勻。

3 模型設(shè)定和實證結(jié)果分析

3.1 模型設(shè)定

為檢驗人力資本與制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在線性關(guān)系，本文設(shè)定如下面板模型：

模型（4）是以edu和RD或者edu和FDI為核心解釋變量的回歸模型，其中，i代表行業(yè)，GTFP是制造業(yè)各細分行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，edu是人力資本，RD是自主創(chuàng)新，F(xiàn)DI是模仿創(chuàng)新，C是控制變量，包括能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)密集度和環(huán)境規(guī)制。i代表個體固定效應(yīng)。

3.2 實證結(jié)果分析

（1）基礎(chǔ)回歸模型。本文使用固定效應(yīng)模型對式（1）和式（2）進行回歸，回歸結(jié)果見表5。

表5 基準回歸結(jié)果

表5中結(jié)果顯示，高等教育人數(shù)對GTFP呈現(xiàn)顯著的正向影響，在5%的顯著性水平下顯著，R&D人員占比在1%的顯著性水平下對GTFP有顯著的正向影響，說明人力資本和自主創(chuàng)新都能促進制造業(yè)GTFP的提高。第二列結(jié)果顯示，高等教育人數(shù)對GTFP呈現(xiàn)顯著的正向影響，在1%的顯著性水平下顯著，F(xiàn)DI占比在5%的顯著性水平下對GTFP有顯著的負向影響，說明模仿創(chuàng)新對我國制造業(yè)GTFP有抑制作用。

綜上，人力資本、自主創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新對我國制造業(yè)GTFP有顯著影響，其中，人力資本和自主創(chuàng)新能力的提升均會促進我國制造業(yè)GTFP水平的提升，而模仿創(chuàng)新對制造業(yè)GTFP有顯著的抑制作用。

（2）穩(wěn)健性檢驗。本文通過工具變量法來解決這內(nèi)生性問題，進而證明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。使用高等教育人數(shù)的滯后一、二、三期作為工具變量。冗余工具變量檢驗結(jié)果顯示，高等教育人數(shù)滯后二期在10%顯著性水平下接受其為冗余工具變量的原假設(shè)，因此本文最終選定高等教育人數(shù)滯后一期和滯后三期為工具變量進行回歸，所得結(jié)果見表6。

表6 工具變量回歸結(jié)果

表6報告了工具變量回歸結(jié)果，Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量檢驗結(jié)果在1%水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)，Kleibergen-Paaprk Wald F統(tǒng)計量分別為19．02和16．46，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量分別為38．26和31．29，均拒絕工具變量弱識別的原假設(shè)，Hansen J檢驗不能在10%顯著性水平上拒絕工具變量過度識別的原假設(shè)，說明模型工具變量是外生的。綜上，本文對工具變量的選取是有效的。

第一列報告的是高等教育人數(shù)和R&D人員占比與GTFP的工具變量回歸結(jié)果。其中，高等教育人數(shù)在1%的顯著性水平下對GTFP存在正向影響，表明人力資本能促進制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。R&D人員占比在1%的顯著性水平下對GTFP呈現(xiàn)正向影響，表明自主創(chuàng)新能力的提升可以提高我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平。

第二列報告的是高等教育人數(shù)和FDI占比與GTFP的工具變量回歸結(jié)果。其中，高等教育人數(shù)對GTFP的影響仍然在1%的顯著性水平為正，表明高等教育帶來的人力資本能促進制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。而FDI占比對GTFP存在著負向影響，并在5%的顯著性水平下顯著，這表明模仿創(chuàng)新對我國制造業(yè)GTFP有著顯著的抑制作用。

工具變量回歸結(jié)果與基礎(chǔ)回歸結(jié)果基本保持一致，在一定程度上說明本文回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論和建議

本文對人力資本與綠色全要素生產(chǎn)率之間的線性和非線性關(guān)系進行了分析和檢驗，實證結(jié)果證明：人力資本和自主創(chuàng)新對制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的正向促進作用，而模仿創(chuàng)新對制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有著顯著的抑制作用。因此，為了促進我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展，應(yīng)重視高等教育，加大人力資本投入，減少對國外技術(shù)的依賴，加強自主研發(fā)，促進我國制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，進而推動我國經(jīng)濟發(fā)展。