曹 澤，劉 興

（安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽合肥 230022）

自習(xí)近平主席在黨的十九大提出我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，學(xué)界的目光也已轉(zhuǎn)向?qū)?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究。人力資本作為要素可以直接參與經(jīng)濟過程，促進經(jīng)濟增長，提高效率；人力資本作為載體可以間接促進經(jīng)濟增長，提高生產(chǎn)效率。不同類型的人力資本通過不同的方式影響生產(chǎn)力，對區(qū)域生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生作用，既有時間的差異、也有強度的高低?？萍佳邪l(fā)人員通過技術(shù)創(chuàng)新促進資源轉(zhuǎn)換，帶來新技術(shù)、新工藝、新材料等提高經(jīng)濟效率，企業(yè)家人力資本通過資源優(yōu)化配置，政府行政人力資本通過提高資源利用率等創(chuàng)造出新的生產(chǎn)力，提高產(chǎn)出效率，促進經(jīng)濟增長。人力資本與經(jīng)濟增長績效之間存在的是一種非線性復(fù)雜關(guān)系，從空間上看，不同類別的人力資本除了對本地區(qū)經(jīng)濟績效產(chǎn)生影響外，還可能通過溢出效應(yīng)，對區(qū)域外的其他地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響；從區(qū)域和人口規(guī)模上看，類別不同的人力資本對經(jīng)濟增長的影響可能存在異質(zhì)性。為了捕捉不同人力資本和產(chǎn)出績效之間的效應(yīng)關(guān)系，有必要使用面板數(shù)據(jù)，建立能夠反映時空效應(yīng)的空間杜賓模型，以便準確評估人力資本結(jié)構(gòu)在綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）增長中的影響，并進一步考察聯(lián)系經(jīng)濟增長類型，研究不同人力資本在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中的作用。

1 文獻綜述

對人力資本和技術(shù)創(chuàng)新的投資是經(jīng)濟長期增長的基礎(chǔ)，是不同國家和地區(qū)收入差異的根本原因。鄧珩等［1］認為人力資本投資是技術(shù)創(chuàng)新投資的基礎(chǔ)。對技術(shù)創(chuàng)新投資和人力資本投資價值的研究開啟了經(jīng)濟增長理論研究的新領(lǐng)域，為確定經(jīng)濟增長的源泉，解釋不同國家和區(qū)域經(jīng)濟增長的差異提供了充分的理由，更為解釋經(jīng)濟轉(zhuǎn)型提供了理論框架。Galor 等［2］的研究表明技術(shù)創(chuàng)新投資的增加帶來收入的增加，家庭和企業(yè)可以選擇更高的人力資本投資，而創(chuàng)新型的工作對人力資本的質(zhì)和量都提出了更高的需求。兩種投資的良性互動促進了人力資本水平的提高，進一步引致了經(jīng)濟增長績效的改善，為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型提供了堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)。隨著人力資本水平的提高，農(nóng)業(yè)社會進入工業(yè)社會，實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。在技術(shù)創(chuàng)新與人力資本對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型價值和作用的研究中，早期的研究一般認為是人力資本投資主要通過技術(shù)進步，產(chǎn)生經(jīng)濟效率提高。統(tǒng)一增長理論認為人力資本投資和技術(shù)進步的投資的作用是相互促進的。鑒于人力資本在技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)應(yīng)用等方面的關(guān)鍵作用，和人力資本投資回報率的不斷上升，通過人力資本質(zhì)、量與結(jié)構(gòu)的研究，反映經(jīng)濟增長績效和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型越來越被經(jīng)濟學(xué)界所關(guān)注。

在人力資本與經(jīng)濟績效關(guān)系的既有文獻中，學(xué)者們從不同的角度展開研究。從人力資本對經(jīng)濟增長作用關(guān)系上，學(xué)者們主要關(guān)注兩個方面的問題，一是人力資本對經(jīng)濟增長的作用機制問題，二是人力資本對經(jīng)濟績效影響的程度計量問題。關(guān)于人力資本的作用機制主要有3 種觀點，其中，Mankiw 等［3］使用跨國數(shù)據(jù)通過實證研究證明通過教育形成的內(nèi)在效應(yīng)和通過干中學(xué)形成的外在效應(yīng)都能提高勞動生產(chǎn)率，產(chǎn)生直接的經(jīng)濟績效。Islam［4］認為人力資本通過影響技術(shù)進步作用于經(jīng)濟增長，生產(chǎn)率的提高依賴于技術(shù)創(chuàng)新帶來的更先進的機器設(shè)備和生產(chǎn)工藝，人力資本是技術(shù)創(chuàng)新的主體。中國學(xué)者劉智勇等［5］，杜偉等［6］支持兩種機制聯(lián)合起作用的觀點，認為人力資本既可作為要素對經(jīng)濟增長直接產(chǎn)生作用，又能通過促進技術(shù)進步間接發(fā)揮效應(yīng)。關(guān)于人力資本對經(jīng)濟績效影響測度與評價的研究，Boccanfuso 等［7］認為人力資本對經(jīng)濟增長的作用關(guān)系具有普遍性；國內(nèi)包括高遠東等［8］大部分學(xué)者的研究支持這一結(jié)論；另有學(xué)者鄧飛等［9］研究發(fā)現(xiàn)，不同層級人力資本對經(jīng)濟增長的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；學(xué)者邵琳等［10］同樣發(fā)現(xiàn)受教育水平不同的國家和地區(qū)，人力資本起到的作用不同，教育水平越低，人力資本作用越強。

不同學(xué)者的研究中，之所以會產(chǎn)生人力資本對經(jīng)濟增長作用方向和作用程度的差異。一個很大的原因是在構(gòu)建兩者關(guān)系模型中，解釋變量的選擇和測度方法不同。常見的人力資本存量測度方法包括教育年限法、成本法和收入法等。Soukiazis 等［11］基于1980—2004 年數(shù)據(jù)，分別使用上述方法對歐洲14個國家的人力資本對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同的人力資本計算方法，差異較大。關(guān)于人力資本經(jīng)濟績效研究另外一個方面的問題是，對人力資本的結(jié)構(gòu)研究缺乏應(yīng)有關(guān)注。關(guān)于人力資本結(jié)構(gòu)的研究，胡樹紅［12］從企業(yè)微觀的角度討論了企業(yè)人力資本投資主體結(jié)構(gòu)的差異，強調(diào)企業(yè)人才結(jié)構(gòu)體系建設(shè)；郭繼強［13］從能力的角度將影響經(jīng)濟增長的人力資本區(qū)分為資源轉(zhuǎn)換能力和資源配置能力，并探討了兩者對經(jīng)濟增長的作用。近年來，關(guān)于人才結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的作用問題，日益引起學(xué)者的關(guān)注。但是不同結(jié)構(gòu)的劃分方法關(guān)切到人力資本的價值判斷，和人力資本政策的制訂。

國內(nèi)學(xué)者在繼承和弘揚國外人力資本分類以及結(jié)構(gòu)研究方面，結(jié)合我國實際，提出了各自不同的見解。郭繼強［13］提出了便于計量、且具有具體功能指向的兩種人力資本形式資源配置投入和資源轉(zhuǎn)換投入。在實證分析方面，李雪艷等［14］沿用了郭繼強的人力資本分類方式，將具體的人力資本類型作為經(jīng)濟增長的解釋變量；而余長林等［15］直接將影響人力資本形成的教育投資和健康投資作為解釋變量，建立起基于人力資本投資的內(nèi)生增長模型。Krueger等［16］和Vandenbussche 等［17］從有無技能作為人力資本結(jié)構(gòu)劃分的標準?；跀?shù)據(jù)的可得性，中國學(xué)者對人力資本層次的劃分主要從學(xué)歷層次的角度，臺航等［18］和劉智勇等［19］均將人力資本區(qū)分為初等教育型、中等教育型和高等教育型人力資本。

縱觀國內(nèi)外人力資本結(jié)構(gòu)類型劃分，一種是基于投入差異帶來的人力資本質(zhì)量的不同，不同結(jié)構(gòu)具有向下兼容性，高質(zhì)量人力資本能夠從事低水平人力資本承擔的工作但反之則不然［20］，另一種是基于人力資本在經(jīng)濟中的功能指向。這種劃分方式，不同結(jié)構(gòu)之間具有互斥性。第一種劃分方式無論是基于不同投入的成本還是基于知識水平的高低，由于不同結(jié)構(gòu)之間具有向下兼容性，實際上這種劃分是一種基于人力資本積累或存量的研究，這種結(jié)構(gòu)實際上是一種水平或?qū)哟蔚牟町?。不過由于這種劃分方式，不同層次人力資本便于計量，可以用于不同模型的實證分析。第二種劃分方式符合結(jié)構(gòu)劃分的互斥性，但是無論是早期的薩伊，還是當代的郭繼強等，他們的劃分往往不滿足完備性。尤其是他們忽視了在經(jīng)濟增長中起到重要作用的政府部門的人力資本，當然作為古典經(jīng)濟理論的代表，薩伊的增長理論中不可能有政府人力資本的存在，但是在當代世界經(jīng)濟發(fā)展中，政府的作用不容置之一邊，尤其是研究中國經(jīng)濟增長問題，政府的作用更應(yīng)當給予足夠重視。兩種劃分方式僅僅是基于對象的外在表象，缺乏必要的理論基礎(chǔ)，尤其是沒有與現(xiàn)代經(jīng)濟理論相結(jié)合。

本研究基于人力資本的功能和資本的經(jīng)濟屬性，將人力資本結(jié)構(gòu)劃分為促進資源轉(zhuǎn)換的科技創(chuàng)新人力資本、促進資源有效配置的企業(yè)家人力資本和提高資源充分利用的政府人力資本。3 種人力資本各有不同的功能指向，滿足互斥性、完備性，而且符合經(jīng)濟學(xué)中微觀經(jīng)濟研究資源配置，而這個執(zhí)行資源配置的主體即是企業(yè)家，他們利用價格這個看不見的手實現(xiàn)資源的有效配置，宏觀經(jīng)濟研究資源的充分利用，正是政府部門通過財政政策和貨幣政策實現(xiàn)充分就業(yè)，使實際產(chǎn)出接近潛在產(chǎn)出。而現(xiàn)代經(jīng)濟可持續(xù)增長僅僅是既有資源的配置和充分利用還不夠，通過不斷創(chuàng)新開發(fā)新產(chǎn)品、新工藝等才是經(jīng)濟增長的動力，因此促進資源轉(zhuǎn)換的科技創(chuàng)新人力資本是企業(yè)家人力資本和政府人力資本功能實現(xiàn)的前提。

2 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)

2.1 地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平測度

被解釋變量選擇綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），選擇GTFP 作為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型指標，我們可以在新增長理論框架下研究經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的原因。限于資源環(huán)境的約束，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長，不僅需要從TFP 的角度予以研判，還要從GTFP 的角度進一步分析。當然這樣的選擇得益于測度方法的改進，將非期望產(chǎn)出納入全要素生產(chǎn)率的計算中。GTFP 同樣來源于人力資本投資和研究開發(fā)投入，但是加入了資源約束和環(huán)境約束，產(chǎn)出變量增加了工業(yè)“三廢”等負向產(chǎn)出。基于全要素生產(chǎn)率的方法對一國或一個地區(qū)經(jīng)濟增長中創(chuàng)新作用的研究很多，隨著資源約束和生態(tài)環(huán)境的壓力，近年來這一研究有拓展為用綠色全要素生產(chǎn)率的方法。尤其是隨著計算機技術(shù)的進步，這一方法不斷得到改進，為我們判斷經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，研究人力資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)系提供了有效的手段。

本研究采用包含非期望產(chǎn)出的非徑向非角度超效率SBM-GML 指數(shù)模型測度綠色全要素生產(chǎn)率水平。參考黃慶華等［24］的做法，具體表達如下：

基于SBM 方向距離函數(shù)，構(gòu)造t到t+1 期GML指數(shù)（GTFP），將GML 指數(shù)分解為綠色技術(shù)進步指數(shù)（GTTC）和綠色技術(shù)效率指數(shù)（GTEC）。GTTC 反映制造技能、生產(chǎn)工藝等的情況，GTEC 反映資源配置、管理制度等的情況，公式如下所示：

2.2 指標選取和數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量。超效率SBM-GML 模型中包含投入、產(chǎn)出指標，投入指標為勞動力、資本以及能源投入，產(chǎn)出指標為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。變量選取具體如下：

投入指標。勞動力投入采用年末城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員期末人數(shù)（萬人）表示；資本投入用資本存量表示，采用永續(xù)盤存法，折舊率取10.96%［25］。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展兼顧低能源消耗和環(huán)境友好，鑒于地級市數(shù)據(jù)的可得性，本研究選取供水量、全社會用電量、供氣總量（人工、天然氣）和液化石油氣供氣總量，通過熵值法測算能源消耗綜合值代替能源投入。

產(chǎn)出指標。期望產(chǎn)出，以2005 年為基期，對各城市GDP 進行平減處理消除價格因素的影響，得到歷年實際GDP；為衡量生態(tài)收益，采用城市建成區(qū)綠化覆蓋面積表示。對于非期望產(chǎn)出的指標選取學(xué)者們存在很多觀點，比如選擇CO2［26］、SO2和COD等［27］，基于中國地級市層面，受到數(shù)據(jù)可得性限制，本研究選擇工業(yè)廢水排放量、SO2排放量以及煙塵排放量作為非期望產(chǎn)出指標，進一步采用熵值法擬合求出污染排放綜合值作為非期望產(chǎn)出代理值。

（2）核心解釋變量。在人力資本結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長績效關(guān)系的分析中，人力資本結(jié)構(gòu)的劃分根據(jù)人力資本主體有無創(chuàng)新性貢獻定義人力資本，并將具有創(chuàng)新作用的人力資本按參與經(jīng)濟活動的方式區(qū)分為：資源轉(zhuǎn)換人力資本、資源配置人力資本和資源利用人力資本。

資源轉(zhuǎn)換型人力資本（RD）。資源轉(zhuǎn)換型人力資本是新生產(chǎn)要素、新工藝、新工具研究與開發(fā)的源泉，科技創(chuàng)新人員是其中的主體。由于統(tǒng)計資料中的科技從業(yè)人員包括了研發(fā)人員、科技培訓(xùn)和科技服務(wù)人員，其中直接對資源轉(zhuǎn)化作出貢獻的僅限于研發(fā)人員，因此選取自《中國城市統(tǒng)計年鑒》中指標“科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察人員”，他們都直接服務(wù)于資源的轉(zhuǎn)換或發(fā)現(xiàn)。進一步以科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察人員占年末城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員期末人數(shù)衡量資源轉(zhuǎn)換型人力資本強度。

資源配置型人力資本（PE）。資源配置人力資本是指企業(yè)家人力資本，但是中國企業(yè)數(shù)量眾多，規(guī)模差異巨大，不同企業(yè)在資源配置中的自主性不同，可稱之為企業(yè)家的數(shù)量難以計量。關(guān)于企業(yè)家人力資本的計量，用其創(chuàng)造的利潤額表示，學(xué)者們對企業(yè)家的定義基本都是基于他們的創(chuàng)新能力，沒有文獻給出創(chuàng)造多少利潤才能記為企業(yè)家，但是利潤確實來自于企業(yè)家的貢獻，為了研究的方便，本研究嘗試用企業(yè)一億元的利潤額為1 個單位企業(yè)家水平貢獻，當一個城市利潤總額為1 億元，表示該城市有1 個單位企業(yè)家。當然這僅僅是為了比較的方便，選擇1 000 萬還是100 萬并不影響區(qū)域間的比較。進一步以城市單位企業(yè)家比上城市行政區(qū)面積來表示該地區(qū)的資源配置型人力資本水平。

資源利用型人力資本（SL）。資源利用人力資本的變量選取是一個難點，并非全部在政府部門工作的公務(wù)人員都參與到創(chuàng)造財富的政策制定和資源調(diào)控中，即使是參與到宏觀調(diào)控的人員，其制度設(shè)計是否產(chǎn)生經(jīng)濟紅利，資源能不能充分利用，如何評價和計量是個問題。為此，必須找到一個與之高端相關(guān)的代理變量。根據(jù)奧肯定律（Okun's law）和菲利普斯曲線（Phillips Curve），好的制度將會帶來經(jīng)濟增長和失業(yè)率下降，失業(yè)率的下降又導(dǎo)致工資的上升。因此，政府宏觀調(diào)控人力資本的測量可以用制度設(shè)計導(dǎo)致的勞動力流動或工資水平的變化表示。勞動力流入的地區(qū)必然是勞動效率高、工資水平高的地區(qū)。由于勞動力流動難以統(tǒng)計，采用工資水平作為政府宏觀調(diào)控人力資本的代理變量成為更適合的選擇。具體我們選擇以全國各城市平均工資水平為標準，工資越高的地區(qū)，就業(yè)水平越高，單位面積上的資源利用越充分，因此，政府宏觀調(diào)控人力資本（SL）構(gòu)造為：

即該城市工資水平除以全國各城市平均工資水平。

（3）控制變量。為了更準確地分析3 種人力資本與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本研究采取以下可能影響綠色全要素生產(chǎn)率的控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化（IS），采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重表示；金融發(fā)展（FD），采用年末金融機構(gòu)存貸款余額占GDP 的比重衡量；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（ID），采用每萬人互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入數(shù)表示；外商投資（FI），利用城市年度實際使用外資金額占GDP 的比重來反映城市開放水平，并通過當年美元的平均匯率換算成人民幣；環(huán)境規(guī)制（ER），參考葉琴等［28］，計算城市“三廢”排放量的綜合指數(shù)來表征環(huán)境規(guī)制強度，計算步驟如下：首先對三類污染物排放量進行線性標準化處理。

其中WRij為i城市j污染物的單位產(chǎn)值污染排放量，max(WRj)和min(WRj)為各指標在所有城市中的最大值和最小值，WRsij為污染物指標的標準化值。

不同城市的污染物排放量比重和強度相差較大，使用調(diào)整系數(shù)近似反映污染物特性差異。

（4）數(shù)據(jù)來源?？紤]到中國地級市在本研究年份選取期間的變動及某些地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，剔除了巢湖、三沙、儋州、畢節(jié)、銅仁、日喀則、昌都、林芝、山南、那曲、海東、吐魯番、哈密以及港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)，選取中國286 個地級市為研究對象。樣本期則選取2006—2019 年，幾乎跨越“十一五”“十二五”和“十三五”中國3 個五年規(guī)劃期。本研究以2007—2020 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》為主要數(shù)據(jù)來源，部分數(shù)據(jù)以各省份的統(tǒng)計年鑒、Wind 數(shù)據(jù)庫及各城市政府統(tǒng)計公報補充，個別缺失值采用插值法進行填補。為消除異方差的影響本研究對各變量均進行對數(shù)處理，因企業(yè)利潤存在負值，對資源配置型企業(yè)家人力資本水平加一再取對數(shù)。變量描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.3 空間自相關(guān)性分析

在進行實證分析之前，先對各地級市的綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)進行全局空間自相關(guān)分析，采用Moran'sI指數(shù)法，具體計算公式如下：

其中，Yi表示各地區(qū)的相關(guān)值，n代表區(qū)域的數(shù)目，wij表示權(quán)重矩陣，本文采用的是鄰接空間權(quán)重矩陣，如果i地和j地相鄰，則wij=1，否則wij=0。I的取值范圍在［-1，1］之間，I＞0 表示存在空間正相關(guān)，I＜0表示存在空間負相關(guān)，I=0表示不存在空間相關(guān)性。

2.4 空間計量模型的選擇與構(gòu)建

（1）空間計量模型的選擇。面板空間計量模型主要有空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。利用拉格朗日乘子及其穩(wěn)健性檢驗進行模型的選擇，結(jié)果如表2 所示，模型（1）—（3）分別是3 種人力資本作為核心解釋變量。綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）和綠色技術(shù)進步（GTTC）作為被解釋變量模型殘差的拉格朗日乘子均通過了1%水平顯著性檢驗，綠色技術(shù)效率（GTEC）作為被解釋變量，資源配置型和資源利用型人力資本作為核心解釋變量的穩(wěn)健性拉格朗日乘子在5%水平顯著，考慮模型的空間滯后性，為去除殘差之間相關(guān)性對回歸結(jié)果的影響，選擇空間杜賓模型進行實證分析。

表2 LM 檢驗和穩(wěn)健性LM 檢驗結(jié)果

（2）空間計量模型的構(gòu)建?？臻g杜賓模型（SDM）集空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）的優(yōu)點，既能顧及自變量和應(yīng)變量的空間依賴性，又能顧及隨機誤差沖擊的空間影響，為驗證不同人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，空間杜賓模型設(shè)定如下：

為驗證不同人力資本對綠色技術(shù)效率指數(shù)（GTEC）和綠色技術(shù)進步指數(shù)（GTTC）的影響，構(gòu)建以下計量模型：

3 實證結(jié)果及分析

3.1 空間相關(guān)性結(jié)果分析

基于鄰接空間矩陣，采用莫蘭指數(shù)法對綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)、綠色技術(shù)效率指數(shù)和綠色技術(shù)進步指數(shù)進行空間自相關(guān)性檢驗，由GeoDa 軟件測算的相關(guān)結(jié)果見表3。從表中看到，2006—2019 年間，GTFP、GTEC 和GTTC 的Moran'sI指數(shù)結(jié)果分別分布在0.340 5～0.534 8、0.189 7～0.502 8 和0.355 5～0.547 3 之間，均在1%水平下顯著性，并且研究期內(nèi)GTFP 和GTEC 的Moran'sI指數(shù)值整體處于上漲的趨勢，說明空間集聚效果在增強。

表3 莫蘭檢驗

3.2 全樣本區(qū)域空間效應(yīng)分析

空間杜賓模型（SDM）分為隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)。為確定是隨機效應(yīng)模型合適還是固定效應(yīng)，需進行Hausman 檢驗，若通過顯著性檢驗，則拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。經(jīng)檢驗，所有模型都通過了0.01顯著性水平，故選擇固定效應(yīng)模型。Elhorst［29］認為相對于隨機效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型結(jié)果更為穩(wěn)健。對中國286個城市的面板數(shù)據(jù)回歸，得到的結(jié)果見表4。

表4 中，模型（1）至（3）是以綠色全要素生產(chǎn)率（LnGTFP）為被解釋變量，資源轉(zhuǎn)換型人力資本（LnRD）、資源配置型人力資本（LnPE）和資源利用型人力資本（LnSL）分別為核心解釋變量回歸的結(jié)果；模型（4）至（6）是以綠色技術(shù)效率（LnGTEC）為被解釋變量，三種人力資本結(jié)構(gòu)分別作為核心解釋變量回歸的結(jié)果；模型（7）至（9）是以綠色技術(shù)進步（LnGTTC）為被解釋變量，3 種人力資本結(jié)構(gòu)分別作為核心解釋變量回歸的結(jié)果。具體來看，中國區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）、綠色技術(shù)效率（GTEC）和綠色技術(shù)進步（GTTC）的空間滯后變量系數(shù)為正，且至少在5%顯著性水平，說明被解釋變量存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)的GTFP、GTEC 和GTTC 增長能促進周邊地區(qū)的增長。從核心解釋變量資源轉(zhuǎn)換型人力資本、資源配置型人力資本和資源利用型人力資本看，它們對綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)分別為0.032 4、-0.050 6和0.006 6，除了資源利用型人力資本的顯著性在5%，其他都在1%水平顯著；對綠色技術(shù)效率影響的彈性系數(shù)分別為0.051 8、-0.035 0,和-0.002 8，除了資源轉(zhuǎn)換型人力資本的顯著性在1%，其他都在5%水平顯著；對綠色技術(shù)進步的彈性系數(shù)分別為-0.019 6、-0.015 6 和0.008 9，除了資源轉(zhuǎn)換型人力資本的顯著性在10%，其他都在5%水平顯著。說明3 種人力資本水平對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在路徑，資源轉(zhuǎn)換型人力資本主要是通過影響本地區(qū)綠色技術(shù)效率間接作用綠色全要素生產(chǎn)率，資源配置型人力資本通過抑制綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進步共同作用于綠色全要素生產(chǎn)率，資源利用型人力資本通過促進本地區(qū)綠色技術(shù)進步來提升綠色全要素生產(chǎn)率。從滯后變量系數(shù)看，資源轉(zhuǎn)換型人力資本1%水平顯著為正，表示存在空間正向溢出，促進周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長；資源配置型人力資本和資源利用型人力資本的系數(shù)未通過顯著性檢驗，空間溢出效應(yīng)不明顯。

表4 空間杜賓模型回歸結(jié)果

運用空間時間雙固定效應(yīng)空間杜賓模型對房地產(chǎn)投資與城市GTFP 進行實證分析，為避免利用點估計檢驗溢出效應(yīng)可能帶來的偏誤，故采用偏微分方法估計各解釋變量的直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)以及總效應(yīng)，給出對綠色全要素生產(chǎn)率作用的結(jié)果，如表5 所示。

表5 中，模型（1）至（3）是以綠色全要素生產(chǎn)率(LnGTFP)為被解釋變量，3 種人力資本結(jié)構(gòu)分別為核心解釋變量進行回歸所得到的各解釋變量的直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)以及總效應(yīng)。具體來看，資源轉(zhuǎn)換型人力資本存在顯著的正向直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，即不僅能促進本地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率的增長，而且能通過溢出效應(yīng)促進周邊地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。通常，資源轉(zhuǎn)換型人力資本水平每提升1%，本地區(qū)和周邊地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率將分別提升0.033 1 和0.064 5 個百分點。說明以科技創(chuàng)新人員為主的資源轉(zhuǎn)換型人力資本能通過不斷創(chuàng)新開發(fā)新產(chǎn)品、新工藝提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，并且通過“擴散效應(yīng)”帶動其他地區(qū)。資源配置型人力資本對本地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%水平顯著為負，對周邊地區(qū)影響為正，但不顯著。說明資源配置型企業(yè)家人力資本為企業(yè)帶來的利潤伴隨著高耗能、高污染，并不有利于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，按生產(chǎn)的技術(shù)效率配置資源和按市場需求結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還存在不合理的地方。資源利用型人力資本對本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在5%水平顯著為正，對周邊地區(qū)的影響為負，但不顯著。說明政府宏觀調(diào)控人力資本能有效提高資源的充分利用達到提高本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率提升的作用。

從其他變量看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對本地綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著抑制，資源密集型的第二產(chǎn)業(yè)，采用粗放式的發(fā)展模式，資源利用率低，污染排放大且處理率低，對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。金融發(fā)展水平在1%水平顯著抑制本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，可能是因為高污染企業(yè)或者是其下游企業(yè)從金融體系中獲得資金支持，擠占綠色生產(chǎn)企業(yè)的資金?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展和外商投資表現(xiàn)不顯著，說明兩者對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性。環(huán)境規(guī)制在至少5%水平顯著抑制本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，說明寬松的環(huán)境約束條件不利于企業(yè)綠色發(fā)展，增強約束才能激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新能力，促進企業(yè)節(jié)能減排。

表5 各變量對GTFP 的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)結(jié)果

3.3 異質(zhì)性檢驗

上述實證結(jié)果表明，3 種人力資本水平和綠色全要素生產(chǎn)率在空間上存在較強的關(guān)聯(lián)性，但是在局部空間上，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程均存在較大的區(qū)域差異，各地區(qū)3 種人力資本水平也參差不齊，造成3 種人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響程度也會有所不同，甚至可能出現(xiàn)相反或者完全相悖的結(jié)論。因此本研究從城市區(qū)域和城市人口規(guī)模兩個維度作為城市劃分依據(jù)，進一步拓展分析其異質(zhì)性。

（1）區(qū)域異質(zhì)性。首先，考慮到中國地大物博，將286 個城市劃分為東部、中部和西部3 個區(qū)域進行研究，具體按照國家統(tǒng)計局發(fā)布的標準進行區(qū)域劃分。通過模型適用性檢驗，依舊采用時間空間雙固定空間杜賓模型進行分析，分區(qū)域3 種人力資本水平對城市綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果如表6 所示。

表6 中，模型（1）至（3）、（4）至（6）和（7）至（9）分別為東部、中部和西部地區(qū)3 種人力資本結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率（LnGTFP）的的回歸結(jié)果。整體來看，不同區(qū)域3 種人力資本變量的顯著性和方向存在一些不同。東部和西部的資源轉(zhuǎn)換型人力資本在1%顯著水平上促進本地綠色全要素生產(chǎn)率的提升，西部在5%顯著性水平，根據(jù)彈性系數(shù)大小，影響程度從東到西逐漸減??；資源配置型人力資本在1%水平上顯著抑制了東部綠色全要素生產(chǎn)率，對中部和西部地區(qū)在10%顯著性水平抑制綠色全要素生產(chǎn)率；而資源利用型人力資本的影響存在明顯差異，具體來說，資源利用型人力資本在1%水平顯著促進東部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，分別對中部和西部的抑制和促進作用不顯著。從滯后項看，資源轉(zhuǎn)換型人力資本均在5%水平顯著促進周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，資源配置型和資源利用型人力資本則表現(xiàn)為不顯著?；貧w結(jié)果表明，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，促進資源轉(zhuǎn)換的科技創(chuàng)新人力資本水平對綠色全要素生產(chǎn)率提升作用越明顯，因為經(jīng)濟水平越高的地區(qū)人力資本水平越高，創(chuàng)新能力越強，技術(shù)進步速度越快，生產(chǎn)率的提高依賴于新工藝、新方法和新設(shè)備。資源配置型人力資本對東、中和西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率均存在抑制，表明企業(yè)家人力資本對資源的有效配置還需進一步提高。資源利用型人力資本只在東部地區(qū)表現(xiàn)為顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率，說明發(fā)達地區(qū)政府宏觀調(diào)控人力資本能有效通過財政政策和貨幣政策實現(xiàn)充分就業(yè)，使實際產(chǎn)出接近潛在產(chǎn)出，提高資源的充分利用。

表6 區(qū)域異質(zhì)性分析

（2）城市人口規(guī)模異質(zhì)性。其次，城市人口擴張為人力資本積累提供了良好的環(huán)境，但也會造成污染排放加劇，進而影響綠色全要素生產(chǎn)率。本研究參考于斌斌［30］的做法，將286 個城市按轄區(qū)人口數(shù)分4 類，第一類為200 萬人口以上的特大城市，有63 個；第二類為100 萬～200 萬人口的大城市，有98 個；第三類為50 萬～100 萬人口的中等城市，有87 個；第四類為50 萬人口以下的小城市，有32 個。經(jīng)過檢驗，仍采用空間杜賓模型，城市人口規(guī)模異質(zhì)性模型估計結(jié)果如表7 所示。

表7 中，模型（1）至（3）、（4）至（6）、（7）至（9）和（10）至（12）分別為特大城市、大城市、中等城市和小城市3 種人力資本結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率(LnGTFP)的回歸結(jié)果。從估計結(jié)果看，不同規(guī)模城市資源轉(zhuǎn)換型人力資水平至少在10%的水平上顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率，從彈性系數(shù)大小可知，隨著人口規(guī)模降低，系數(shù)絕對值也逐漸減小。資源配置型人力資本在5%水平顯著抑制特大城市綠色全要素生產(chǎn)率，在10%水平顯著抑制大城市和中等城市的綠色全要素生產(chǎn)率，對小城市的抑制作用表現(xiàn)不顯著。資源利用型人力資本在5%水平顯著促進特大城市和大城市的綠色全要素生產(chǎn)率，對中等城市和小城市的作用效果不顯著。從滯后項看，資源轉(zhuǎn)換型人力資本在不同規(guī)模城市均為5%水平顯著促進周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，資源配置型和資源利用型人力資本依舊表現(xiàn)為不顯著。估計結(jié)果呈現(xiàn)差異是因為城市人口規(guī)模較小的城市，市場體量小，資金、技術(shù)和資源都非常有限，促進資源轉(zhuǎn)換的科技創(chuàng)新人力資本水平較低，對綠色全要素生產(chǎn)率的提升也受到限制。企業(yè)為經(jīng)濟績效，只注重經(jīng)濟數(shù)量增長對經(jīng)濟質(zhì)量增長考慮不到位，導(dǎo)致對綠色技術(shù)與綠色創(chuàng)新的投入占企業(yè)支出略顯不足，使得資源配置型企業(yè)家人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。資源利用型政府人力資本只在特大和大城市表現(xiàn)出積極作用，在中小城市表現(xiàn)出不確定性，表明人口較少和經(jīng)濟發(fā)展較落后地區(qū)政府對資源的利用效率有待提高。

表7 城市人口規(guī)模異質(zhì)性分析

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證實證結(jié)果的準確性及可靠性，本研究采用改變空間權(quán)重矩陣的方式，選擇兩地距離平方的倒數(shù)權(quán)重矩陣驗證。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表8 所示，模型（1）至（3）是以綠色全要素生產(chǎn)率（LnGTFP）為被解釋變量，分別以3 種人力資本結(jié)構(gòu)為核心解釋變量回歸的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)更換權(quán)重矩陣后主要變量的系數(shù)估計值依然顯著，符號正負也沒有發(fā)生改變，且大小波動幅度不大，進一步說明本研究實證結(jié)果穩(wěn)健可靠。

表8 穩(wěn)健性檢驗

表8（續(xù)）

4 結(jié)論與建議

本研究基于2006—2019 年中國286 個地級市的面板數(shù)據(jù)，通過超效率SBM-GML 指數(shù)模型測算綠色全要素生產(chǎn)率表征經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，利用空間杜賓模型，實證研究了資源轉(zhuǎn)換型人力資本、資源配置型人力資本和資源利用型人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論有：中國城市綠色全要素生產(chǎn)率、綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進步均存在顯著空間正相關(guān)性，通過杜賓模型發(fā)現(xiàn)還存在顯著正向空間溢出效應(yīng)；3 種人力資本水平對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在路徑，資源轉(zhuǎn)換型人力資本主要是通過影響本地區(qū)綠色技術(shù)效率間接作用綠色全要素生產(chǎn)率，資源配置型人力資本通過抑制綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進步共同作用于綠色全要素生產(chǎn)率，資源利用型人力資本通過促進本地區(qū)綠色技術(shù)進步來提升綠色全要素生產(chǎn)率；在全域空間上，資源轉(zhuǎn)換型人力資本和資源利用型人力資本顯著促進本地綠色全要素生產(chǎn)率的提升，資源配置型人力資本則表現(xiàn)出抑制作用，并且資源轉(zhuǎn)換型人力資本存在顯著正向溢出效應(yīng)，資源配置型和資源利用型人力資本的溢出效應(yīng)不顯著；此外，在不同區(qū)域和人口規(guī)模城市，3 種人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征?；谝陨辖Y(jié)論，為了更好地利用3種人力資本促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，本研究給出以下建議：

（1）加強科技創(chuàng)新人才培養(yǎng)，增加創(chuàng)新投入，提高資源轉(zhuǎn)換型人力資本水平。現(xiàn)階段我國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平參差不齊，資源轉(zhuǎn)換型人力資本水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響程度不一致，經(jīng)濟水平越高的地區(qū)對科技創(chuàng)新人才的培養(yǎng)投入越大，給地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正反饋也越大?？傮w來看，我國對科技投入不夠，資源轉(zhuǎn)換型科技創(chuàng)新人力資本存量不多，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響有待繼續(xù)提高。要注重對科技創(chuàng)新人力資本的積累，提高科技創(chuàng)新人力資本存量，科技創(chuàng)新人員是創(chuàng)新產(chǎn)出的根本，對基礎(chǔ)研究的投資也非常重要，沒有足夠資金進行基礎(chǔ)研究，更不必說之后的應(yīng)用研究。根據(jù)研究結(jié)果，資源轉(zhuǎn)換型科技創(chuàng)新人力資本并不是通過技術(shù)進步來提升綠色全要素生產(chǎn)率水平，說明我國科技創(chuàng)新人員的科研水平還有很大的提升空間。所以政府和企業(yè)一方面可以大力培養(yǎng)科技創(chuàng)新人才，另一方面增加科研投資，提升科研水平。第一，建立良好的科技創(chuàng)新人員培養(yǎng)鏈條，打造良好科研環(huán)境，在科研團隊內(nèi)部設(shè)置不同職稱，個人綜合能力提升職稱也發(fā)生變化，高級職稱的創(chuàng)新人員帶動下級人員，逐漸提升整個科研團隊的整體水平；第二，鼓勵支持企業(yè)之間、院校之間的科研交流與合作，可以聯(lián)合打造科技創(chuàng)新人才培養(yǎng)孵化基地，為企業(yè)輸送源源不斷的科技創(chuàng)新人才，社會上和高校中積極舉辦與創(chuàng)新有關(guān)的賽事和活動，一方面可以營造大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新的環(huán)境氛圍，另一方面激發(fā)廣大學(xué)生等群體的創(chuàng)新激情；第三，應(yīng)拓寬科技創(chuàng)新人才的引進渠道，西部地區(qū)的科技創(chuàng)新人力資本水平相對較低，對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用遠不如東部和中部地區(qū)，故需要為科技創(chuàng)新人員提供合適的發(fā)展環(huán)境、提高工資待遇，吸引人才就業(yè)，避免人才流失。

（2）加強經(jīng)驗交流，增強綠色創(chuàng)新理念，提升資源配置效率。資源配置型企業(yè)家人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)不友好，對綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進步均存在抑制，企業(yè)在資源消耗和污染排放方面處于較高水平。資源配置型企業(yè)家人力資本從抑制轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展任重道遠，為改變現(xiàn)狀，第一，企業(yè)之間應(yīng)該建立合理有序的交易制度，交流學(xué)習(xí)先進的管理制度，增加創(chuàng)新投入的同時，也要降低創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成本；第二，增強綠色創(chuàng)新理念，引導(dǎo)企業(yè)家將經(jīng)濟效益為第一目標轉(zhuǎn)變?yōu)槠胶饨?jīng)濟效益和環(huán)境效益，經(jīng)濟效益和環(huán)境效益并不是水火不容，可持續(xù)發(fā)展才是企業(yè)家具備的正確價值觀；第三，注重與供應(yīng)商的交流合作，為新產(chǎn)品開發(fā)的供應(yīng)商也會為新產(chǎn)品提供建設(shè)性意見，企業(yè)間的綠色創(chuàng)新知識共享與互動，加強了合作，提高了創(chuàng)新效率。

（3）因地制宜，加強政策研究，引導(dǎo)資源充分利用。根據(jù)研究結(jié)果，環(huán)境規(guī)制約束越放松，對綠色全要素生產(chǎn)率的抑制程度越顯著，所以要加強對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向綠色轉(zhuǎn)型產(chǎn)業(yè)的傾斜，補貼企業(yè)在節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新升級的支出，積極淘汰落后產(chǎn)能，降低資源錯配程度，引導(dǎo)資源充分利用。工業(yè)企業(yè)是資源消耗和污染排放的主體，為提高企業(yè)創(chuàng)新水平，節(jié)能減排，政府可對針對企業(yè)出臺相應(yīng)創(chuàng)新激勵政策：第一，健全企業(yè)創(chuàng)新獎勵機制，根據(jù)企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)對科技創(chuàng)新投入等綜合評價分等級進行財政補貼或者稅收優(yōu)惠，提高企業(yè)對科研投入的重視程度，鼓勵其進行創(chuàng)新活動；第二，對環(huán)境友好型企業(yè)和積極開展技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)融資提供便利，比如其進行銀行貸款可以適當降低貸款利率等，為其提供良好的生存環(huán)境，為企業(yè)發(fā)展壯大助力；第三，提出科技創(chuàng)新戰(zhàn)略口號，引導(dǎo)企業(yè)響應(yīng)號召，對水平落后項目加大創(chuàng)新投資，使其邁入全球先進行列，打造全球一流產(chǎn)品。