人力資本結構對綠色全要素生產率影響的空間計量分析

曹 澤，劉 興

（安徽建筑大學經濟與管理學院，安徽合肥 230022）

自習近平主席在黨的十九大提出我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，學界的目光也已轉向對經濟高質量發展的研究。人力資本作為要素可以直接參與經濟過程，促進經濟增長，提高效率；人力資本作為載體可以間接促進經濟增長，提高生產效率。不同類型的人力資本通過不同的方式影響生產力，對區域生產率的增長產生作用，既有時間的差異、也有強度的高低。科技研發人員通過技術創新促進資源轉換，帶來新技術、新工藝、新材料等提高經濟效率，企業家人力資本通過資源優化配置，政府行政人力資本通過提高資源利用率等創造出新的生產力，提高產出效率，促進經濟增長。人力資本與經濟增長績效之間存在的是一種非線性復雜關系，從空間上看，不同類別的人力資本除了對本地區經濟績效產生影響外，還可能通過溢出效應，對區域外的其他地區經濟增長產生影響；從區域和人口規模上看，類別不同的人力資本對經濟增長的影響可能存在異質性。為了捕捉不同人力資本和產出績效之間的效應關系，有必要使用面板數據，建立能夠反映時空效應的空間杜賓模型，以便準確評估人力資本結構在綠色全要素生產率（GTFP）增長中的影響，并進一步考察聯系經濟增長類型，研究不同人力資本在經濟結構轉型中的作用。

1 文獻綜述

對人力資本和技術創新的投資是經濟長期增長的基礎，是不同國家和地區收入差異的根本原因。鄧珩等［1］認為人力資本投資是技術創新投資的基礎。對技術創新投資和人力資本投資價值的研究開啟了經濟增長理論研究的新領域，為確定經濟增長的源泉，解釋不同國家和區域經濟增長的差異提供了充分的理由，更為解釋經濟轉型提供了理論框架。Galor 等［2］的研究表明技術創新投資的增加帶來收入的增加，家庭和企業可以選擇更高的人力資本投資，而創新型的工作對人力資本的質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，進一步引致了經濟增長績效的改善，為經濟轉型提供了堅實的物質基礎。隨著人力資本水平的提高，農業社會進入工業社會，實現經濟轉型。在技術創新與人力資本對經濟增長和經濟轉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進步，產生經濟效率提高。統一增長理論認為人力資本投資和技術進步的投資的作用是相互促進的。鑒于人力資本在技術創新、技術應用等方面的關鍵作用，和人力資本投資回報率的不斷上升，通過人力資本質、量與結構的研究，反映經濟增長績效和經濟轉型越來越被經濟學界所關注。

在人力資本與經濟績效關系的既有文獻中，學者們從不同的角度展開研究。從人力資本對經濟增長作用關系上，學者們主要關注兩個方面的問題，一是人力資本對經濟增長的作用機制問題，二是人力資本對經濟績效影響的程度計量問題。關于人力資本的作用機制主要有3 種觀點，其中，Mankiw 等［3］使用跨國數據通過實證研究證明通過教育形成的內在效應和通過干中學形成的外在效應都能提高勞動生產率，產生直接的經濟績效。Islam［4］認為人力資本通過影響技術進步作用于經濟增長，生產率的提高依賴于技術創新帶來的更先進的機器設備和生產工藝，人力資本是技術創新的主體。中國學者劉智勇等［5］，杜偉等［6］支持兩種機制聯合起作用的觀點，認為人力資本既可作為要素對經濟增長直接產生作用，又能通過促進技術進步間接發揮效應。關于人力資本對經濟績效影響測度與評價的研究，Boccanfuso 等［7］認為人力資本對經濟增長的作用關系具有普遍性；國內包括高遠東等［8］大部分學者的研究支持這一結論；另有學者鄧飛等［9］研究發現，不同層級人力資本對經濟增長的影響存在區域異質性；學者邵琳等［10］同樣發現受教育水平不同的國家和地區，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。

不同學者的研究中，之所以會產生人力資本對經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建兩者關系模型中，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 年數據，分別使用上述方法對歐洲14個國家的人力資本對經濟增長的影響進行實證分析,結果發現，不同的人力資本計算方法，差異較大。關于人力資本經濟績效研究另外一個方面的問題是，對人力資本的結構研究缺乏應有關注。關于人力資本結構的研究，胡樹紅［12］從企業微觀的角度討論了企業人力資本投資主體結構的差異，強調企業人才結構體系建設；郭繼強［13］從能力的角度將影響經濟增長的人力資本區分為資源轉換能力和資源配置能力，并探討了兩者對經濟增長的作用。近年來，關于人才結構對經濟增長的作用問題，日益引起學者的關注。但是不同結構的劃分方法關切到人力資本的價值判斷，和人力資本政策的制訂。

國內學者在繼承和弘揚國外人力資本分類以及結構研究方面，結合我國實際，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生增長模型。Krueger等［16］和Vandenbussche 等［17］從有無技能作為人力資本結構劃分的標準?；跀祿目傻眯?，中國學者對人力資本層次的劃分主要從學歷層次的角度，臺航等［18］和劉智勇等［19］均將人力資本區分為初等教育型、中等教育型和高等教育型人力資本。

縱觀國內外人力資本結構類型劃分，一種是基于投入差異帶來的人力資本質量的不同，不同結構具有向下兼容性，高質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濟中的功能指向。這種劃分方式，不同結構之間具有互斥性。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，由于不同結構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，這種結構實際上是一種水平或層次的差異。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構劃分的互斥性，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，但是在當代世界經濟發展中，政府的作用不容置之一邊，尤其是研究中國經濟增長問題，政府的作用更應當給予足夠重視。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，尤其是沒有與現代經濟理論相結合。

本研究基于人力資本的功能和資本的經濟屬性，將人力資本結構劃分為促進資源轉換的科技創新人力資本、促進資源有效配置的企業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，而且符合經濟學中微觀經濟研究資源配置，而這個執行資源配置的主體即是企業家，他們利用價格這個看不見的手實現資源的有效配置，宏觀經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充分就業，使實際產出接近潛在產出。而現代經濟可持續增長僅僅是既有資源的配置和充分利用還不夠，通過不斷創新開發新產品、新工藝等才是經濟增長的動力，因此促進資源轉換的科技創新人力資本是企業家人力資本和政府人力資本功能實現的前提。

2 研究設計與數據

2.1 地區經濟高質量發展水平測度

被解釋變量選擇綠色全要素生產率（GTFP），選擇GTFP 作為經濟轉型指標，我們可以在新增長理論框架下研究經濟轉型的原因。限于資源環境的約束，實現經濟的可持續增長，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，將非期望產出納入全要素生產率的計算中。GTFP 同樣來源于人力資本投資和研究開發投入，但是加入了資源約束和環境約束，產出變量增加了工業“三廢”等負向產出?；谌厣a率的方法對一國或一個地區經濟增長中創新作用的研究很多，隨著資源約束和生態環境的壓力，近年來這一研究有拓展為用綠色全要素生產率的方法。尤其是隨著計算機技術的進步，這一方法不斷得到改進，為我們判斷經濟結構轉型，研究人力資本結構與經濟轉型的關系提供了有效的手段。

本研究采用包含非期望產出的非徑向非角度超效率SBM-GML 指數模型測度綠色全要素生產率水平。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，構造t到t+1 期GML指數（GTFP），將GML 指數分解為綠色技術進步指數（GTTC）和綠色技術效率指數（GTEC）。GTTC 反映制造技能、生產工藝等的情況，GTEC 反映資源配置、管理制度等的情況，公式如下所示：

2.2 指標選取和數據來源

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

投入指標。勞動力投入采用年末城鎮單位從業人員期末人數（萬人）表示；資本投入用資本存量表示，采用永續盤存法，折舊率取10.96%［25］。經濟高質量發展兼顧低能源消耗和環境友好，鑒于地級市數據的可得性，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。

產出指標。期望產出，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；為衡量生態收益，采用城市建成區綠化覆蓋面積表示。對于非期望產出的指標選取學者們存在很多觀點，比如選擇CO2［26］、SO2和COD等［27］，基于中國地級市層面，受到數據可得性限制，本研究選擇工業廢水排放量、SO2排放量以及煙塵排放量作為非期望產出指標，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出代理值。

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

資源轉換型人力資本（RD）。資源轉換型人力資本是新生產要素、新工藝、新工具研究與開發的源泉，科技創新人員是其中的主體。由于統計資料中的科技從業人員包括了研發人員、科技培訓和科技服務人員，其中直接對資源轉化作出貢獻的僅限于研發人員，因此選取自《中國城市統計年鑒》中指標“科學研究、技術服務和地質勘察人員”，他們都直接服務于資源的轉換或發現。進一步以科學研究、技術服務和地質勘察人員占年末城鎮單位從業人員期末人數衡量資源轉換型人力資本強度。

資源配置型人力資本（PE）。資源配置人力資本是指企業家人力資本，但是中國企業數量眾多，規模差異巨大，不同企業在資源配置中的自主性不同，可稱之為企業家的數量難以計量。關于企業家人力資本的計量，用其創造的利潤額表示，學者們對企業家的定義基本都是基于他們的創新能力，沒有文獻給出創造多少利潤才能記為企業家，但是利潤確實來自于企業家的貢獻，為了研究的方便，本研究嘗試用企業一億元的利潤額為1 個單位企業家水平貢獻，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 萬并不影響區域間的比較。進一步以城市單位企業家比上城市行政區面積來表示該地區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人員都參與到創造財富的政策制定和資源調控中，即使是參與到宏觀調控的人員，其制度設計是否產生經濟紅利，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的代理變量。根據奧肯定律（Okun's law）和菲利普斯曲線（Phillips Curve），好的制度將會帶來經濟增長和失業率下降，失業率的下降又導致工資的上升。因此，政府宏觀調控人力資本的測量可以用制度設計導致的勞動力流動或工資水平的變化表示。勞動力流入的地區必然是勞動效率高、工資水平高的地區。由于勞動力流動難以統計，采用工資水平作為政府宏觀調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，就業水平越高，單位面積上的資源利用越充分，因此，政府宏觀調控人力資本（SL）構造為：

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率之間的關系，本研究采取以下可能影響綠色全要素生產率的控制變量：產業結構變化（IS），采用第二產業增加值占GDP 的比重表示；金融發展（FD），采用年末金融機構存貸款余額占GDP 的比重衡量；互聯網發展（ID），采用每萬人互聯網寬帶接入數表示；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；環境規制（ER），參考葉琴等［28］，計算城市“三廢”排放量的綜合指數來表征環境規制強度，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，使用調整系數近似反映污染物特性差異。

（4）數據來源。考慮到中國地級市在本研究年份選取期間的變動及某些地區數據缺失，剔除了巢湖、三沙、儋州、畢節、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數據，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 個五年規劃期。本研究以2007—2020 年《中國城市統計年鑒》為主要數據來源，部分數據以各省份的統計年鑒、Wind 數據庫及各城市政府統計公報補充，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處理，因企業利潤存在負值，對資源配置型企業家人力資本水平加一再取對數。變量描述性統計如表1 所示。

表1 變量描述性統計

2.3 空間自相關性分析

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

其中，Yi表示各地區的相關值，n代表區域的數目，wij表示權重矩陣，本文采用的是鄰接空間權重矩陣，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，I＜0表示存在空間負相關，I=0表示不存在空間相關性。

2.4 空間計量模型的選擇與構建

（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健性檢驗進行模型的選擇，結果如表2 所示，模型（1）—（3）分別是3 種人力資本作為核心解釋變量。綠色全要素生產率（GTFP）和綠色技術進步（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性對回歸結果的影響，選擇空間杜賓模型進行實證分析。

表2 LM 檢驗和穩健性LM 檢驗結果

（2）空間計量模型的構建?？臻g杜賓模型（SDM）集空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）的優點，既能顧及自變量和應變量的空間依賴性，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率的影響，空間杜賓模型設定如下：

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

3 實證結果及分析

3.1 空間相關性結果分析

基于鄰接空間矩陣，采用莫蘭指數法對綠色全要素生產率指數、綠色技術效率指數和綠色技術進步指數進行空間自相關性檢驗，由GeoDa 軟件測算的相關結果見表3。從表中看到，2006—2019 年間，GTFP、GTEC 和GTTC 的Moran'sI指數結果分別分布在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GTFP 和GTEC 的Moran'sI指數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 全樣本區域空間效應分析

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

表4 中，模型（1）至（3）是以綠色全要素生產率（LnGTFP）為被解釋變量，資源轉換型人力資本（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果；模型（4）至（6）是以綠色技術效率（LnGTEC）為被解釋變量，三種人力資本結構分別作為核心解釋變量回歸的結果；模型（7）至（9）是以綠色技術進步（LnGTTC）為被解釋變量，3 種人力資本結構分別作為核心解釋變量回歸的結果。具體來看，中國區域綠色全要素生產率（GTFP）、綠色技術效率（GTEC）和綠色技術進步（GTTC）的空間滯后變量系數為正，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，即本地區的GTFP、GTEC 和GTTC 增長能促進周邊地區的增長。從核心解釋變量資源轉換型人力資本、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率的影響系數分別為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；對綠色技術效率影響的彈性系數分別為0.051 8、-0.035 0,和-0.002 8，除了資源轉換型人力資本的顯著性在1%，其他都在5%水平顯著；對綠色技術進步的彈性系數分別為-0.019 6、-0.015 6 和0.008 9，除了資源轉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率的影響存在路徑，資源轉換型人力資本主要是通過影響本地區綠色技術效率間接作用綠色全要素生產率，資源配置型人力資本通過抑制綠色技術效率和綠色技術進步共同作用于綠色全要素生產率，資源利用型人力資本通過促進本地區綠色技術進步來提升綠色全要素生產率。從滯后變量系數看，資源轉換型人力資本1%水平顯著為正，表示存在空間正向溢出，促進周邊地區綠色全要素生產率增長；資源配置型人力資本和資源利用型人力資本的系數未通過顯著性檢驗，空間溢出效應不明顯。

表4 空間杜賓模型回歸結果

運用空間時間雙固定效應空間杜賓模型對房地產投資與城市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、溢出效應以及總效應，給出對綠色全要素生產率作用的結果，如表5 所示。

表5 中，模型（1）至（3）是以綠色全要素生產率(LnGTFP)為被解釋變量，3 種人力資本結構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、溢出效應以及總效應。具體來看，資源轉換型人力資本存在顯著的正向直接效應和空間溢出效應，即不僅能促進本地區的綠色全要素生產率的增長，而且能通過溢出效應促進周邊地區的綠色全要素生產率。通常，資源轉換型人力資本水平每提升1%，本地區和周邊地區的綠色全要素生產率將分別提升0.033 1 和0.064 5 個百分點。說明以科技創新人員為主的資源轉換型人力資本能通過不斷創新開發新產品、新工藝提高經濟發展質量，并且通過“擴散效應”帶動其他地區。資源配置型人力資本對本地區的綠色全要素生產率的影響在1%水平顯著為負，對周邊地區影響為正，但不顯著。說明資源配置型企業家人力資本為企業帶來的利潤伴隨著高耗能、高污染，并不有利于經濟可持續發展，按生產的技術效率配置資源和按市場需求結構調整產業結構還存在不合理的地方。資源利用型人力資本對本地區綠色全要素生產率的影響在5%水平顯著為正，對周邊地區的影響為負，但不顯著。說明政府宏觀調控人力資本能有效提高資源的充分利用達到提高本地區綠色全要素生產率提升的作用。

從其他變量看，產業結構對本地綠色全要素生產率存在顯著抑制，資源密集型的第二產業，采用粗放式的發展模式，資源利用率低，污染排放大且處理率低，對綠色全要素生產率產生不利影響。金融發展水平在1%水平顯著抑制本地區綠色全要素生產率的提升，可能是因為高污染企業或者是其下游企業從金融體系中獲得資金支持，擠占綠色生產企業的資金?；ヂ摼W發展和外商投資表現不顯著，說明兩者對綠色全要素生產率的影響具有不確定性。環境規制在至少5%水平顯著抑制本地區綠色全要素生產率，說明寬松的環境約束條件不利于企業綠色發展，增強約束才能激發企業創新能力，促進企業節能減排。

表5 各變量對GTFP 的直接效應和間接效應結果

3.3 異質性檢驗

上述實證結果表明，3 種人力資本水平和綠色全要素生產率在空間上存在較強的關聯性，但是在局部空間上，地區經濟發展水平、人口規模、產業結構水平、工業化和城鎮化進程均存在較大的區域差異，各地區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率的影響程度也會有所不同，甚至可能出現相反或者完全相悖的結論。因此本研究從城市區域和城市人口規模兩個維度作為城市劃分依據，進一步拓展分析其異質性。

（1）區域異質性。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 個區域進行研究，具體按照國家統計局發布的標準進行區域劃分。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，分區域3 種人力資本水平對城市綠色全要素生產率影響的回歸結果如表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3 種人力資本結構對綠色全要素生產率（LnGTFP）的的回歸結果。整體來看，不同區域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換型人力資本在1%顯著水平上促進本地綠色全要素生產率的提升，西部在5%顯著性水平，根據彈性系數大小，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率，對中部和西部地區在10%顯著性水平抑制綠色全要素生產率；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綠色全要素生產率，分別對中部和西部的抑制和促進作用不顯著。從滯后項看，資源轉換型人力資本均在5%水平顯著促進周邊地區綠色全要素生產率，資源配置型和資源利用型人力資本則表現為不顯著?；貧w結果表明，經濟越發達的地區，促進資源轉換的科技創新人力資本水平對綠色全要素生產率提升作用越明顯，因為經濟水平越高的地區人力資本水平越高，創新能力越強，技術進步速度越快，生產率的提高依賴于新工藝、新方法和新設備。資源配置型人力資本對東、中和西部地區綠色全要素生產率均存在抑制，表明企業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表現為顯著促進綠色全要素生產率，說明發達地區政府宏觀調控人力資本能有效通過財政政策和貨幣政策實現充分就業，使實際產出接近潛在產出，提高資源的充分利用。

表6 區域異質性分析

（2）城市人口規模異質性。其次，城市人口擴張為人力資本積累提供了良好的環境，但也會造成污染排放加劇，進而影響綠色全要素生產率。本研究參考于斌斌［30］的做法，將286 個城市按轄區人口數分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。經過檢驗，仍采用空間杜賓模型，城市人口規模異質性模型估計結果如表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 種人力資本結構對綠色全要素生產率(LnGTFP)的回歸結果。從估計結果看，不同規模城市資源轉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率，從彈性系數大小可知，隨著人口規模降低，系數絕對值也逐漸減小。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率，對小城市的抑制作用表現不顯著。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，資源轉換型人力資本在不同規模城市均為5%水平顯著促進周邊地區綠色全要素生產率，資源配置型和資源利用型人力資本依舊表現為不顯著。估計結果呈現差異是因為城市人口規模較小的城市，市場體量小，資金、技術和資源都非常有限，促進資源轉換的科技創新人力資本水平較低，對綠色全要素生產率的提升也受到限制。企業為經濟績效，只注重經濟數量增長對經濟質量增長考慮不到位，導致對綠色技術與綠色創新的投入占企業支出略顯不足，使得資源配置型企業家人力資本對綠色全要素生產率產生抑制作用。資源利用型政府人力資本只在特大和大城市表現出積極作用，在中小城市表現出不確定性，表明人口較少和經濟發展較落后地區政府對資源的利用效率有待提高。

表7 城市人口規模異質性分析

3.4 穩健性檢驗

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

表8 穩健性檢驗

表8（續）

4 結論與建議

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

（1）加強科技創新人才培養，增加創新投入，提高資源轉換型人力資本水平?，F階段我國地區之間經濟發展水平參差不齊，資源轉換型人力資本水平對經濟高質量發展影響程度不一致，經濟水平越高的地區對科技創新人才的培養投入越大，給地區經濟高質量發展的正反饋也越大。總體來看，我國對科技投入不夠，資源轉換型科技創新人力資本存量不多，對經濟高質量發展的影響有待繼續提高。要注重對科技創新人力資本的積累，提高科技創新人力資本存量，科技創新人員是創新產出的根本，對基礎研究的投資也非常重要，沒有足夠資金進行基礎研究，更不必說之后的應用研究。根據研究結果，資源轉換型科技創新人力資本并不是通過技術進步來提升綠色全要素生產率水平，說明我國科技創新人員的科研水平還有很大的提升空間。所以政府和企業一方面可以大力培養科技創新人才，另一方面增加科研投資，提升科研水平。第一，建立良好的科技創新人員培養鏈條，打造良好科研環境，在科研團隊內部設置不同職稱，個人綜合能力提升職稱也發生變化，高級職稱的創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，鼓勵支持企業之間、院校之間的科研交流與合作，可以聯合打造科技創新人才培養孵化基地，為企業輸送源源不斷的科技創新人才，社會上和高校中積極舉辦與創新有關的賽事和活動，一方面可以營造大眾創業，萬眾創新的環境氛圍，另一方面激發廣大學生等群體的創新激情；第三，應拓寬科技創新人才的引進渠道，西部地區的科技創新人力資本水平相對較低，對綠色全要素生產率的促進作用遠不如東部和中部地區，故需要為科技創新人員提供合適的發展環境、提高工資待遇，吸引人才就業，避免人才流失。

（2）加強經驗交流，增強綠色創新理念，提升資源配置效率。資源配置型企業家人力資本對綠色全要素生產率表現不友好，對綠色技術效率和綠色技術進步均存在抑制，企業在資源消耗和污染排放方面處于較高水平。資源配置型企業家人力資本從抑制轉變為促進經濟高質量發展任重道遠，為改變現狀，第一，企業之間應該建立合理有序的交易制度，交流學習先進的管理制度，增加創新投入的同時，也要降低創新創業成本；第二，增強綠色創新理念，引導企業家將經濟效益為第一目標轉變為平衡經濟效益和環境效益，經濟效益和環境效益并不是水火不容，可持續發展才是企業家具備的正確價值觀；第三，注重與供應商的交流合作，為新產品開發的供應商也會為新產品提供建設性意見，企業間的綠色創新知識共享與互動，加強了合作，提高了創新效率。

（3）因地制宜，加強政策研究，引導資源充分利用。根據研究結果，環境規制約束越放松，對綠色全要素生產率的抑制程度越顯著，所以要加強對傳統產業向綠色轉型產業的傾斜，補貼企業在節能減排技術創新升級的支出，積極淘汰落后產能，降低資源錯配程度，引導資源充分利用。工業企業是資源消耗和污染排放的主體，為提高企業創新水平，節能減排，政府可對針對企業出臺相應創新激勵政策：第一，健全企業創新獎勵機制，根據企業規模以及企業對科技創新投入等綜合評價分等級進行財政補貼或者稅收優惠，提高企業對科研投入的重視程度，鼓勵其進行創新活動；第二，對環境友好型企業和積極開展技術創新的企業融資提供便利，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境，為企業發展壯大助力；第三，提出科技創新戰略口號，引導企業響應號召，對水平落后項目加大創新投資，使其邁入全球先進行列，打造全球一流產品。