郭曉旭，張 嬈

（南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，南京 210095）

0 引言

綠色發(fā)展是關系我國發(fā)展全局的重要理念，是突破資源環(huán)境瓶頸、轉變發(fā)展方式、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和高質量發(fā)展的必然選擇。作為一種能夠同時考量能源消耗與環(huán)境污染的經(jīng)濟增長指標，綠色全要素生產(chǎn)率逐漸成為學術界研究的重點和熱點。研究如何提升綠色全要素生產(chǎn)率對實現(xiàn)經(jīng)濟高質量和可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

已有研究顯示，金融發(fā)展[1]、產(chǎn)業(yè)結構升級[2]、基礎設施建設[3]、創(chuàng)新型人力資本[4]、環(huán)境規(guī)制[5]等都是影響綠色全要素生產(chǎn)率的因素。然而，少有文獻關注沿著高級化方向的人力資本層級演變在綠色全要素生產(chǎn)率中的作用。在關于人力資本結構演進作用的研究中，有較多文獻提到人力資本結構演進對產(chǎn)業(yè)結構升級[6]、制造業(yè)生產(chǎn)效率[7]的影響，但少有文獻將人力資本結構演進與綠色全要素生產(chǎn)率置于同一框架中進行分析。鑒于此，本文基于人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的理論分析，使用SYS-GMM、中介效應模型、空間計量模型探討人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，在理論上有助于豐富和完善綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究，克服以往大多數(shù)研究單純強調金融和政府引導而淡化綠色全要素生產(chǎn)率提升的內源動力的思維路徑依賴問題；在實踐上也有助于回應地方政府致力于當?shù)厝瞬沤Y構轉型與生態(tài)環(huán)境保護協(xié)調發(fā)展的政策主張。

1 理論分析與研究假設

1.1 人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

除了政府管控、金融支持等“硬實力”支持外，人力資本作為一種重要的要素資源，在綠色全要素生產(chǎn)率提升過程中扮演著提供“軟實力”支持的角色。根據(jù)人力資本理論，要素稟賦結構的演進會改變地區(qū)生產(chǎn)模式和發(fā)展趨勢[8]，使綠色技術創(chuàng)新、綠色生產(chǎn)效率以及居民環(huán)保意識上升到一個新的高度，從而實現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。一方面，人力資本結構演進能夠實現(xiàn)綠色技術的創(chuàng)新與應用，也能促進勞動效率提升，匹配各種生產(chǎn)要素組合，便能在一定程度上提高能源使用效率，改善能源過度消耗狀況，使得綠色生產(chǎn)保持在“邊際遞增”階段，促進綠色發(fā)展。另一方面，人力資本結構演進是經(jīng)濟社會發(fā)展中相伴的人力資本結構的規(guī)律性轉變，在演進過程中，具有高級人力資本的勞動者，其學習能力及環(huán)保意識較強，并且會提高對高品質生活的追求，降低對高耗能商品的需求，減輕生產(chǎn)要素資源的過度消耗，也有利于促進地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設1：人力資本結構演進能夠促進綠色全要素生產(chǎn)率提升。

人力資本結構演進的遷徙效應有利于促進產(chǎn)業(yè)結構升級，配第-克拉克定理提到，較高的產(chǎn)業(yè)層級更能吸引高素質的人力資本涌入，表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)高級人力資本占比減少和第二、三產(chǎn)業(yè)高級人力資本占比增加，會直接給低層級產(chǎn)業(yè)帶來較大的競爭和生存壓力，這些產(chǎn)業(yè)（行業(yè)）會迫切需要高技術產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)從業(yè)人員的加入，以增加自身產(chǎn)出，在這一過程中各產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調度不斷提升，產(chǎn)業(yè)結構合理化得以實現(xiàn)。此外，在演進過程中人力資本質量的整體提升使得產(chǎn)業(yè)內部初級技術被新型尖端技術所替代，技術不斷升級，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化。綠色全要素生產(chǎn)率的提升與產(chǎn)業(yè)結構升級密不可分，隨著產(chǎn)業(yè)結構升級，生產(chǎn)要素逐漸轉移至第三產(chǎn)業(yè)，技術創(chuàng)新也可以得到及時的完善和強化，能夠優(yōu)化配置各類生產(chǎn)要素，推動了節(jié)能減排，提高整個區(qū)域內的環(huán)境質量；同時，伴隨著產(chǎn)業(yè)結構升級，綠色生產(chǎn)信息、知識和技術可以更快地傳播，因而在區(qū)域范圍內新的綠色生產(chǎn)模式可以在短時間內得到傳播和模仿，因此，綠色全要素生產(chǎn)率在產(chǎn)業(yè)結構升級所帶來的生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件的全新組合中得以提升。基于此，本文提出：

假設2：人力資本結構演進可以通過產(chǎn)業(yè)結構升級提升綠色全要素生產(chǎn)率。

人力資本結構演進的終點——高級人力資本——具有向下兼容性[9]。當一個地區(qū)高級人力資本存量增加時，不但可以高效率完成工作任務，而且能通過密切的交流克服知識傳遞的時滯性，幫助隱性知識顯性化，知識發(fā)生了溢出，加速了綠色技術創(chuàng)新，并且有助于緩解綠色生產(chǎn)中的“創(chuàng)新惰性”和“創(chuàng)新瓶頸”。在人力資本結構演進的團隊合作效應方面，作為知識溢出效應的聯(lián)動效應,可以有效解決在知識探索中遇到的難題，并在解決過程中加速新知識的產(chǎn)生。因此，人力資本結構演進不但滿足了地區(qū)綠色生產(chǎn)所需要的人才要素補給，還通過人力資本的信息分享效應、知識溢出效應、團隊合作效應，提升企業(yè)知識存量，進而強化企業(yè)識別以及吸收新知識的能力，提高了生產(chǎn)要素配置效率和勞動效率。進一步地，勞動效率的提高改變了企業(yè)的生產(chǎn)過程，企業(yè)對生產(chǎn)要素的需求隨之改變，會縮短土地、資本這類生產(chǎn)要素集聚形成全新組合所需的時間和距離。這一過程代表著企業(yè)的生產(chǎn)能力得到提升，企業(yè)開始以高效生產(chǎn)方式來進行生產(chǎn)，促使綠色全要素生產(chǎn)率提升?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設3：人力資本結構演進可以通過提高勞動效率提升綠色全要素生產(chǎn)率。

1.2 人力資本結構演進的空間溢出效應

理論上，人力資本結構演進能夠提升本地的綠色全要素生產(chǎn)率，但未必能夠提升周邊地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，相反地，還有可能對周邊地區(qū)產(chǎn)生抑制效應?；诮?jīng)濟發(fā)達程度和人才政策的吸引，高層次人才資源開始匯聚于薪酬福利較高、發(fā)展空間較大的地區(qū)；同時，高端人才的就業(yè)選擇也具有一定的跟隨模仿傾向，因此，高層次人力資本的涌入也會明顯提升該地區(qū)的人力資本結構演進程度。隨著越來越多的高層次人才匯聚，各類物質資源也會匯聚于此，表現(xiàn)出人力資本結構演進的“虹吸效應”，這使得人力資本結構演進的綠色全要素生產(chǎn)率激勵效應存在一定的空間特征。隨著人才資源在某地的集中度不斷提高，周邊地區(qū)的人才資源密集度在不斷下降，同時會伴隨一定程度的知識資本外溢障礙和外溢時滯性。而在人才資源一定的前提下，高層次人力資本外流導致鄰近地區(qū)面臨嚴重的人才短缺問題，也就是說出現(xiàn)了人才資源的“此消彼長”，可視為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)對經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)人才的“掠奪”。這無疑會加劇地區(qū)間的人才資源競爭，尤其是對高層次人力資本的引入競爭，在人才競爭中處于劣勢的地區(qū)人才匱乏所導致的經(jīng)濟發(fā)展負面影響遠高于部分人才引入所帶來的積極影響，因而無法有效推動綠色全要素生產(chǎn)率提升?；诖?，本文提出：

假設4：人力資本結構演進通過負向空間溢出效應抑制鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

2 研究設計

2.1 模型設定

本文選擇將基準回歸模型設定為以下形式，使用SYS-GMM進行基準回歸分析。

其中，i表示省份，t表示年份，GE為綠色全要素生產(chǎn)率，HIHG表示地區(qū)人力資本結構演進，Control表示本文所選取的各個控制變量，θ為隨機誤差項。

進一步采用中介效應模型考察勞動效率（LA）和產(chǎn)業(yè)結構升級（IS）在人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的過程中所起的中介作用，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[10]的做法，在式（1）的基礎上進一步構建如下遞歸方程。

其中，Inter是中介變量，包括勞動效率（LA）和產(chǎn)業(yè)結構升級（IS）（逐個進行檢驗），其余變量含義與式（1）一致。

為驗證假設4，本文采用空間杜賓模型（SDM）探究人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應，并輔以空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）進行對比分析，以獲得更為精確的結論?？紤]到相比SAR和SEM，空間杜賓模型（SDM）更加符合本文的實證要求，因此設定如下空間杜賓模型：

其中，W為空間權重，本文采用地理距離權重；Wit*HIHGit為人力資本結構演進的空間滯后項，表示鄰近地區(qū)的人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的影響；Wit*Controlit為控制變量的空間滯后項；ui和vt分別表示個體擾動項和時間擾動項；θit為隨機誤差項。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率（GE）。Malmquist-Luenberger（ML）生產(chǎn)率指數(shù)是學術界常用的測算綠色全要素生產(chǎn)率的方法，該方法包含方向性距離函數(shù)，可以在一定程度上減少測算的偏誤。綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)數(shù)值大于1表示增長和改善態(tài)勢，小于1表示下降和退步態(tài)勢。綜上考慮，本文的綠色全要素生產(chǎn)率采用ML生產(chǎn)率指數(shù)模型，并加入非期望產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)測算得到。

（2）解釋變量為人力資本結構演進（HIHG）。人力資本結構演變中各層次人力資本所占比重將會發(fā)生變化，表現(xiàn)為人力資本由初級到高級的演進。本文參考劉智勇等（2018）[11]提出的向量夾角計算法計算人力資本結構演進指數(shù)。具體而言，選擇基本單位向量組：x1=（1，0，0，0，0）、x2=（0，1，0，0，0）、x3=（0，0，1，0，0）、x4=（0，0，0，1，0）、x5=（0，0，0，0，1），分別對應未上過學、小學、初中、高中、?？萍耙陨瞎参孱惾肆Y本教育層級，并設定組合人力資本教育層級向量x0=（x0,1，x0,2，x0,3，x0,4，x0,5），計算x0與五個基本單位向量之間的向量夾角θj，j= 1，2，3，4，5，具體公式如下：

進一步計算人力資本結構演進指數(shù)：

其中，Wj為權重，最終經(jīng)加權求和的數(shù)值越高，表示該地區(qū)人力資本結構演進程度越高。

（3）中介變量包括：①勞動效率（LA），用地區(qū)GDP 與就業(yè)人數(shù)之比表示。②產(chǎn)業(yè)結構升級（IS），由產(chǎn)業(yè)結構高級化（HIS）和產(chǎn)業(yè)結構合理化（RIS）組成。產(chǎn)業(yè)結構高級化表示產(chǎn)業(yè)間的轉移，即低層級產(chǎn)業(yè)向高層級產(chǎn)業(yè)轉移的過程，直觀反映了產(chǎn)業(yè)結構升級，使用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比衡量；產(chǎn)業(yè)結構合理化反映了各產(chǎn)業(yè)的匹配協(xié)調情況，以及各類資源是否得到了有效利用。使用泰爾指數(shù)計算：

其中，A代表地區(qū)GDP，Ai表示區(qū)域中第i個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值；B表示區(qū)域就業(yè)人數(shù)，Bi表示區(qū)域中第i個產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；i表示三次產(chǎn)業(yè)，i=1,2,3，分別表示第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)。

（4）控制變量

為盡可能避免遺漏變量導致的偏誤,同時盡量減弱模型回歸內生性問題所帶來的影響，選取如下控制變量：①教育水平（Eduf），采用各省份教育經(jīng)費支出衡量，并進行對數(shù)化處理。②金融發(fā)展水平（Zcfin），采用金融業(yè)增加值占GDP的比重表示。③產(chǎn)業(yè)內部競爭（Icom），采用中國市場化指數(shù)中非國有經(jīng)濟發(fā)展得分衡量。④研發(fā)投入強度（Rinvest），使用R&D 經(jīng)費內部支出衡量，并進行對數(shù)化處理。⑤固定資產(chǎn)投入（Fix），采用固定資產(chǎn)投資額衡量，并進行對數(shù)化處理。

2.3 數(shù)據(jù)來源

綠色全要素生產(chǎn)率的投入指標包括資本、勞動力、能源；產(chǎn)出指標是污染物排放量（非期望產(chǎn)出），具體指SO2、廢水和煙（粉）塵排放量，以及地區(qū)GDP（期望產(chǎn)出）。資本以固定資產(chǎn)投資額（永續(xù)盤存法測算）衡量；勞動力采用從業(yè)人員人數(shù)表示；能源則以各省份能源消費總量衡量。指標原始數(shù)據(jù)來自各省份統(tǒng)計年鑒和《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》。本文收集整理2010—2020年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法補全。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

相較于固定效應模型，SYS-GMM 能夠解決內生性偏誤問題，回歸結果更為準確，本文參照莊毓敏等（2020）[12]的做法，以人力資本結構演進的時間滯后項作為工具變量進行回歸分析結果見表1。

表1 基準回歸結果

結果顯示，各模型的Sargan 檢驗結果均不顯著，否認了Sargan 檢驗的原假設，即可認為工具變量的選擇有效；同時，AR（2）的結果也不顯著，證明殘差并不存在二階自相關，即該模型的設定較為可靠和準確。表1 列（1）的結果顯示，人力資本結構演進的回歸系數(shù)為0.415，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明人力資本結構演進能夠顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，假設1得到驗證；同時，也證明了綠色全要素生產(chǎn)率提升具有一定的長期積累性質及時滯性。

為進一步分析人力資本結構演進影響綠色全要素生產(chǎn)率的內在動因，將人力資本結構演進所包含的人力資本層級單獨列出，檢驗各級人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。表1 列（2）至列（4）的結果顯示，初級人力資本（Phc）的回歸系數(shù)為-2.209，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；中級人力資本（Ihc）的回歸系數(shù)為0.405，高級人力資本（Shc）的回歸系數(shù)為0.459，二者均在1%的水平上通過顯著性檢驗。以上結果表明，隨著初級人力資本的下降，綠色全要素生產(chǎn)率得以提升；同時，高級人力資本的作用效果要顯著大于中級人力資本（0.459＞0.405），這也符合人力資本結構演進的概念定義，高級人力資本所能發(fā)揮的正向作用最大，對綠色全要素生產(chǎn)率提升的貢獻度最高。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

（1）內生性的再判斷

在基準回歸分析中，將內生變量的時間滯后項作為工具變量能夠解決內生性問題，巧妙地選擇其他嚴格外生的工具變量既能作為內生性的解決辦法，又能兼顧穩(wěn)健性的判斷標準?？紤]反向因果的內生性，綠色全要素生產(chǎn)率提升過程中會存在對高技能人才的需求，這會導致教育投資增加、高技能人力資本占比增加，這種反向因果關系會導致人力資本結構演進的回歸系數(shù)被高估。借鑒石大千等（2020）[13]的做法，本文利用1999年高?！皵U招”這一政策變量引導構建人力資本結構演進的工具變量。在高校擴招政策的實施下，人力資本的學歷層次提升更容易在高校密度高的地區(qū)實現(xiàn)，因而采用1999 年“擴招”前各省份高校密度與地區(qū)高校招生人數(shù)的交互項來確定工具變量，嵌入2SLS回歸中。此外，易行健和周利（2018）[14]提出可以通過構建內生變量的滯后項與差分項的乘積作為工具變量，這一做法被稱為“Bartik instrument”。該工具變量的設定具有一定的約束條件，結合本文的人力資本結構演進變量，做出如下考慮：即需要滿足人力資本結構演進不會明顯受到單個省份的影響。由前文的理論部分可知，人力資本結構演進是社會發(fā)展的趨勢，是社會對高層次人力資本需求的過程，是一種規(guī)律性轉變，因此全國層面人力資本結構演進相對于單一省份是嚴格外生的，“Bartik instrument”是有效的。

表2中列（1）和列（2）為2SLS估計結果，為考察各工具變量的設定是否有效，進行了各類檢驗，即一階段F 值、Kleibergen-Paap rk LM 檢驗、Kleibergen-Paap Wald rk F 檢驗，結果均通過顯著性檢驗，證明該工具變量與內生變量存在較強相關性；Sargan 檢驗結果在各模型中均不顯著,表示工具變量滿足嚴格外生性。從回歸結果來看，加入高?！皵U招”政策工具變量的檢驗和加入“Bartik instrument”工具變量的檢驗結果均驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表2 穩(wěn)健性檢驗結果

（2）替換變量法檢驗

分別替換因變量和自變量，即將人力資本結構演進替換為人力資本存量（Hstock），將綠色全要素生產(chǎn)率替換為綠色創(chuàng)新專利申請量（Gipa），在指標含義相近的基礎上進行檢驗。回歸結果見表2列（3）和列（4）。可以看出，人力資本存量的回歸系數(shù)為0.789，并在1%的水平上通過顯著性檢驗；而綠色創(chuàng)新專利申請量的回歸系數(shù)為0.853，也通過了顯著性檢驗，說明結果較為穩(wěn)健。

（3）排除時滯性的干擾

考慮到人力資本結構演進對于綠色全要素生產(chǎn)率的時間滯后效應,對自變量進行滯后二期處理，以削弱時滯性的影響。表2 列（5）是加入滯后處理過的SYS-GMM 的回歸結果。不難發(fā)現(xiàn)，人力資本結構演進的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，數(shù)值為0.325，也說明結論是較為穩(wěn)健的。

3.3 影響機制檢驗

下頁表3 為中介效應檢驗結果，列（1）顯示人力資本結構演進顯著促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化；列（2）表明產(chǎn)業(yè)結構高級化顯著提升了綠色全要素生產(chǎn)率，再結合基準回歸中人力資本結構演進能夠促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，說明人力資本結構演進通過提升產(chǎn)業(yè)結構高級化來促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升。列（3）和列（4）是產(chǎn)業(yè)結構合理化層面的中介效應檢驗，按照檢驗順序，同樣能夠說明人力資本結構演進也能通過提升產(chǎn)業(yè)結構合理化來促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，驗證了假設2。進一步分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應占比分別為39.36%和6.49%，產(chǎn)業(yè)結構高級化為人力資本結構演進與綠色全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮作用的“優(yōu)勢路徑”?？疾烊肆Y本結構演進的勞動效率（LA）的中介效應，列（5）顯示，人力資本結構演進的回歸系數(shù)顯著為正，表明人力資本結構演進顯著提升了勞動效率；列（6）顯示，勞動效率的回歸系數(shù)顯著為正，表明勞動效率的提升促進了綠色全要素生產(chǎn)率的提升。綜合來看，驗證了勞動效率是人力資本結構演進影響綠色全要素生產(chǎn)率的另一途徑和機制，即驗證了假設3，通過計算中介效應占比發(fā)現(xiàn)，勞動效率的中介效應占比為19.79%。

表3 中介效應檢驗結果

4 進一步分析

4.1 人力資本結構演進的空間溢出效應檢驗

表4中SDM的回歸結果顯示，人力資本結構演進在空間上促進了綠色全要素生產(chǎn)率的提高，說明區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的空間依賴性，本地人力資本結構演進能夠有效提升本地的綠色全要素生產(chǎn)率，在空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）的回歸結果中該結論依然成立。而在SDM 的回歸結果中，W*HIHG的回歸系數(shù)為負且通過了5%水平的顯著性檢驗，說明鄰近地區(qū)的人力資本結構演進并不能有效帶動本地綠色全要素生產(chǎn)率的提升，反而還存在一定程度的抑制作用。

表4 空間計量模型回歸結果

為深入分析人力資本結構演進的空間溢出效應，借助偏微分方法將人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的影響分解為直接效應、空間溢出效應與總效應。表5結果顯示，直接效應中，人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.576 且顯著，說明人力資本結構演進可以釋放“綠色驅動勢能”，顯著地促進本地綠色全要素生產(chǎn)率的提升。空間溢出效應（間接效應）中，人力資本結構演進的回歸系數(shù)為-0.503且顯著，表明本地人力資本結構演進會抑制鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，這說明人力資本結構演進過程中會伴隨著一定的“虹吸效應”，在人才資源一定的前提下，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)會制定更有競爭力的人才吸引政策，那么鄰近地區(qū)的高層次人才為追求更好的發(fā)展空間和更高的福利待遇，就會流動至該地區(qū)，最終呈現(xiàn)“人往高處走”的空間演進趨勢，從而對鄰近地區(qū)的人力資本結構演進產(chǎn)生不利影響，也就體現(xiàn)為抑制鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

表5 直接效應、空間溢出效應與總效應

4.2 異質性分析：人力資本結構演進的邊界條件

為深入研究在哪個時期人力資本結構演進的促進作用力度最大，將樣本期依照中位數(shù)時間節(jié)點劃分為前期（2010—2015 年）和后期（2016—2020 年）兩個時期，以判斷人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率影響的時期差異，采取分樣本回歸方法進行檢驗。下頁表6 列（1）和列（2）顯示，在分樣本檢驗中，人力資本結構演進在前期和后期的作用效果不同，演進后期的影響程度更大。原因可能是：一方面，隨著中國經(jīng)濟增速放緩，在教育投入和健康生活保障方面，黨中央加強對人力投資政策的頂層設計力度，人力資本結構演進呈現(xiàn)積極發(fā)展態(tài)勢，更容易對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響；另一方面，政策導向會使各級政府部門在進行綠色發(fā)展規(guī)劃時更加注意給予綠色生產(chǎn)的企業(yè)（產(chǎn)業(yè)）一系列的稅收優(yōu)惠、貸款支持、研發(fā)補貼等，這無疑是在釋放一種利好信號，可以促進地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，也在一定程度上強化了人力資本結構演進的促進效應。

表6 異質性檢驗結果

為比較人力資本結構演進對綠色全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域異質性，根據(jù)《中國省域經(jīng)濟綜合競爭力發(fā)展報告（2016～2017）》中各省份經(jīng)濟競爭力的排名①2016年中國30個省份經(jīng)濟綜合競爭力由強至弱依次是：江蘇、廣東、北京、上海、浙江、山東、天津、福建、河南、重慶、湖北、湖南、安徽、四川、河北、內蒙古、遼寧、江西、吉林、陜西、廣西、黑龍江、貴州、山西、海南、寧夏、云南、新疆、甘肅、青海。，按照中位數(shù)原則將30個省份劃分為強經(jīng)濟競爭力和弱經(jīng)濟競爭力兩組，做進一步的驗證。表6 列（3）和列（4）顯示，相比弱經(jīng)濟競爭力省份，強經(jīng)濟競爭力省份的人力資本結構演進更能促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升，由于強經(jīng)濟競爭力省份具有較穩(wěn)固的經(jīng)濟基礎和資源稟賦優(yōu)勢，因此更能吸引高層次人才流入，有助于優(yōu)化人力資本結構演進的促進效應。與之相反，弱經(jīng)濟競爭力省份表現(xiàn)出的人口遷移特征也會削弱人力資本結構演進的促進效應。

為比較人力資本結構演進的資源依賴性，借鑒馬紅旗等（2017）[15]的做法，用人均資本存量衡量物質資本，并依照物質資本的中位數(shù)將樣本分為高、低兩組，回歸結果如表6列（5）和列（6）所示。結果顯示，人力資本結構演進均促進了兩組樣本的綠色全要素生產(chǎn)率提升，但對于高物質資本省份的積極影響更大。可能的原因是：高物質資本省份的相關基礎設施建設較好，且涉及綠色環(huán)境治理的資金支持較為充足，有助于破除“巧婦難為無米之炊”的局面，更易形成規(guī)模效應，進而提升人力資本結構演進的促進效果。

5 結論

本文先從理論上分析了人力資本結構演進影響綠色全要素生產(chǎn)率的機理并提出相關假設，再利用2010—2020 年中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)對假設進行了驗證，探究人力資本結構演進如何影響綠色全要素生產(chǎn)率。研究發(fā)現(xiàn)：人力資本結構演進顯著提升了綠色全要素生產(chǎn)率，產(chǎn)業(yè)結構升級和勞動效率在人力資本結構演進與綠色全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮中介作用。在空間溢出效應方面，人力資本結構演進可以釋放“綠色驅動勢能”，顯著地促進本地綠色全要素生產(chǎn)率的提升，但存在負向空間溢出效應，即會抑制鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。在物質資本較高、經(jīng)濟競爭力較強的省份和演進后期，人力資本結構演進的促進作用更為明顯。