鄭月明，陳雅倩

（1.湖北省中小企業(yè)研究中心，湖北 武漢 430065；2.武漢科技大學(xué) 文法與經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430065）

一、引言及文獻綜述

當(dāng)今世界，綠色發(fā)展與可持續(xù)發(fā)展理念受到許多國家的關(guān)注，綠色技術(shù)進步是綠色生產(chǎn)過程中的關(guān)鍵一環(huán)。綠色技術(shù)進步指的是在技術(shù)創(chuàng)新過程中，遵循生態(tài)規(guī)律，減少能源消耗和污染排放，避免環(huán)境破壞。我國技術(shù)進步的兩大實現(xiàn)途徑分別為技術(shù)引進和自主創(chuàng)新，其中引進國外技術(shù)快捷高效，但容易受制于人，形成對國外關(guān)鍵技術(shù)和設(shè)備的過度依賴，并且不易接觸到發(fā)達國家的核心技術(shù)，長期來看并不利于我國技術(shù)持續(xù)升級。企業(yè)自主研發(fā)短期內(nèi)耗時耗力，研發(fā)成果轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)力的過程也較為艱難，但從長遠的發(fā)展來看，自主創(chuàng)新可以使企業(yè)掌握核心技術(shù)、在關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域把握主動權(quán)。我國正在努力轉(zhuǎn)變創(chuàng)新模式，通過引進、消化和吸收國外綠色技術(shù)實現(xiàn)再創(chuàng)新是我國提高自主創(chuàng)新能力的重要途徑，可以降低研發(fā)成果落地實踐效率低下的風(fēng)險。

無論是以哪種創(chuàng)新模式為主，技術(shù)進步的根本在于人。我國人口規(guī)模大，但人均資源不足，必須提高人才質(zhì)量，實施“人才強國”戰(zhàn)略，并結(jié)合“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展”戰(zhàn)略，為企業(yè)和行業(yè)培養(yǎng)研發(fā)人才隊伍。因此，必須加大人才的教育投資，培養(yǎng)人才綠色環(huán)保意識，提高人才創(chuàng)新研發(fā)能力，為經(jīng)濟社會輸出高素質(zhì)人力資本。由此可見，人力資本質(zhì)量、自主研發(fā)投入與技術(shù)進步三者之間的關(guān)系密不可分。但人力資本與研發(fā)投入是如何作用于綠色技術(shù)進步的，二者是否互相干擾，各省份之間是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)，值得我們思考。本文圍繞上述問題展開討論，為我國實現(xiàn)綠色技術(shù)進步、推動綠色經(jīng)濟發(fā)展提供針對性建議。

關(guān)于人才質(zhì)量、研發(fā)創(chuàng)新與綠色技術(shù)之間的研究，學(xué)者們眾說紛紜、莫衷一是。Zhu 和Ye（2018）[1]、紀(jì)建悅和孫亞男（2021）[2]分別得到國內(nèi)R&D 資本存量、研發(fā)投入能夠促進綠色技術(shù)進步的結(jié)論。Liu 等（2021）[3]測算了我國制造業(yè)GTFP 和技術(shù)進步，認為研發(fā)投入對技術(shù)進步的促進作用顯著，弓媛媛和劉章生（2021）[4]認為創(chuàng)新投入對綠色技術(shù)進步水平的提升也起到了正向影響。徐紅和趙金偉（2020）[5]采用GTFP 衡量276 個城市的綠色技術(shù)進步，認為研發(fā)投入可以促進綠色技術(shù)進步，但該促進作用隨著研發(fā)投入增加而減弱，另外，該促進作用由我國西部地區(qū)到東部地區(qū)逐漸減弱。萬倫來和朱琴（2013）[6]研究發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)抑制了企業(yè)綠色技術(shù)進步，在低R&D 投入行業(yè)更為顯著，鄧峰和賈小琳（2020）[7]則認為自主研發(fā)還未產(chǎn)生明顯的正向效應(yīng)。李雙燕等（2021）[8]發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對GTFP 具有促進作用，師博等（2018）[9]認為創(chuàng)新投入產(chǎn)生的促進作用只在高端技術(shù)制造業(yè)顯著，全良等（2019）[10]卻認為當(dāng)期研發(fā)投入強度抑制了工業(yè)GTFP 的提高。Jiang 等（2021）[11]以我國首批智慧城市試點為基礎(chǔ)，利用174 個地級城市2005—2016 年的面板數(shù)據(jù)，得到人力資本越豐富的城市對GTFP 和綠色技術(shù)進步的正向影響越強的結(jié)論。馬淑琴等（2019）[12]認為人力資本對綠色技術(shù)進步有正向影響，韓科振（2020）[13]則認為高質(zhì)量人力資本具有對綠色技術(shù)進步的推動作用。Wang 等（2021）[14]運用Super-SBM-ML 模型測算了我國省級GTFP 進行實證研究，發(fā)現(xiàn)不同水平的人力資本對GTFP的影響程度不同。具體表現(xiàn)為，高等教育人力資本促進地方GTFP，小學(xué)教育人力資本則抑制地方GTFP。張桅和胡艷（2020）[15]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新型人力資本對GTFP 的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。楊明海等（2021）[16]認為人力資本投資顯著促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，王鵬和郭淑芬（2021）[17]還發(fā)現(xiàn)人力資本可以通過減小資本要素錯配程度的路徑實現(xiàn)對GTFP 的促進作用。顏青和殷寶慶（2020）[18]發(fā)現(xiàn)綠色研發(fā)投入和人力資本均顯著促進綠色技術(shù)進步，陳昭和張嘉欣（2020）[19]則發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)與高級人力資本可以協(xié)同促進綠色技術(shù)進步。

綜上所述，國內(nèi)外關(guān)于人力資本、研發(fā)投入與綠色技術(shù)進步的文獻較為豐富，但多是兩兩之間進行分析，且人力資本和研發(fā)投入對綠色技術(shù)進步的作用路徑較為簡單。同時對三者之間的關(guān)系進行探討的文獻較少，基于空間層面探討技術(shù)溢出推動技術(shù)進步的研究也并不常見。因此，本文將人力資本、研發(fā)投入及二者交互項同時作為核心解釋變量進行模型設(shè)定；考慮到人力資本在對綠色技術(shù)進步產(chǎn)生作用時，會受到研發(fā)投入的干擾，將研發(fā)投入作為門檻變量，探討其對人力資本的調(diào)節(jié)作用；另外，各省份之間人員流動會促進技術(shù)擴散與轉(zhuǎn)移，但該技術(shù)流通渠道受到地理位置的限制及經(jīng)濟發(fā)展水平的約束。因此，結(jié)合地理屬性和經(jīng)濟屬性并設(shè)定經(jīng)濟地理嵌套空間權(quán)重矩陣，考察人力資本、研發(fā)投入的空間溢出效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）計量模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型。為考察人力資本和研發(fā)投入的協(xié)同效應(yīng)，本文將二者交互項引入模型，構(gòu)建如下固定效應(yīng)模型：

式（1）中，下標(biāo)i、t 分別表示省份和年份；α 為常數(shù)，βn為所有解釋變量的回歸系數(shù)；Xit為控制變量；ηi和εit分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和擾動項。

2.面板門檻模型。為探究人力資本與綠色技術(shù)進步之間的非線性關(guān)系，本文參照（Hansen1999，Hansen 2000）[20-21]的做法，構(gòu)建如下形式的面板門檻模型：

式（2）中，γ1、γ2和γ3為門檻值；lnhum 和lnrd 分別為區(qū)制因變量和門檻變量，Xit為區(qū)制因變量外的所有解釋變量；I（·）為示性函數(shù)。

3.空間杜賓模型。本文為探討綠色技術(shù)進步的空間依賴性，以及人力資本和研發(fā)投入的空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建如下形式的空間杜賓模型（SDM）：

式（3）中，λt和ηi分別表示時空固定效應(yīng)；βn和φn分別表示解釋變量的一般回歸系數(shù)和空間回歸系數(shù)；ρ 為綠色技術(shù)進步的空間自相關(guān)系數(shù)；W 為經(jīng)濟地理嵌套空間權(quán)重矩陣。

4.SBM-DDF 模型。本文基于Fukuyama 和Weber（2009）[22]的研究，沿用王兵等（2010）[23]的模型設(shè)定，構(gòu)建非角度、非徑向SBM-DDF 模型，形式如下：

5.Malmquist-Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)。本文參考Chung 等（1997）[24]的研究，構(gòu)建形式如下的ML 生產(chǎn)率指數(shù)：

本文采用GTFP 作為被解釋變量綠色技術(shù)進步的代理指標(biāo)，上述ML 指數(shù)則為GTFP 的變化率，當(dāng)ML＞（＜）1 時，GTFP 提升（降低），即綠色技術(shù)水平提升（下降）。

（二）變量說明

被解釋變量綠色技術(shù)進步的測算指標(biāo)以及所有解釋變量的衡量指標(biāo)如表1 所示。其中，GTFP 包括投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)，本文基于SBM-DDF 模型，采用MaxDEA 7.0 軟件測算樣本期內(nèi)我國30 個省份（西藏和中國港澳臺地區(qū)除外）的ML 指數(shù)，并對ML 指數(shù)進行累乘得到GTFP 實際值用以實證研究。

表1 變量指標(biāo)及說明

（三）數(shù)據(jù)處理

本文采用所有變量的對數(shù)形式進行實證研究，以此消除異方差的影響。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟社會大數(shù)據(jù)研究平臺、《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》及各地方統(tǒng)計年鑒，描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸分析

由表3 可得，人力資本回歸系數(shù)為4.783，顯著促進我國綠色技術(shù)進步。因為我國越發(fā)注重人力資本的質(zhì)量，加大教育投資，增加人才知識儲備量。受教育程度越高，人力資本質(zhì)量越高，而人力資本質(zhì)量決定了生產(chǎn)過程中的勞動效率、工具設(shè)備，是技術(shù)進步的主體和源泉。且近年來國家大力推動綠色發(fā)展，學(xué)?；蚱髽I(yè)會培養(yǎng)人才的環(huán)保意識和綠色創(chuàng)新意識，鼓勵人才將自身的知識與技能運用于實踐，轉(zhuǎn)化為綠色生產(chǎn)力，提高教育回報率，助推綠色技術(shù)進步。研發(fā)投入回歸系數(shù)為-1.576，顯著抑制綠色技術(shù)進步。由于國家大力實施“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展”戰(zhàn)略，企業(yè)逐漸將技術(shù)進步的重點轉(zhuǎn)移至自主創(chuàng)新中，但我國技術(shù)進步目前還處于引進國外先進技術(shù)為主的階段，自主研發(fā)水平較低。部分企業(yè)急于求成，將大量研發(fā)資金投入到短期收益高但對環(huán)境并不友好的創(chuàng)新項目中，導(dǎo)致綠色技術(shù)進步實現(xiàn)過程中收效甚微。人力資本和研發(fā)投入的交互項回歸系數(shù)為0.723，二者協(xié)同促進綠色技術(shù)進步。說明研發(fā)投入對綠色技術(shù)進步的負向效應(yīng)抵消了部分由人力資本帶來的正向促進作用，但高質(zhì)量的人力資本對國外技術(shù)的消化吸收能力強，一定程度上彌補了研發(fā)投入對技術(shù)進步的削弱作用。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

在控制變量中，對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著促進了我國綠色技術(shù)進步；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有利于新興產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)發(fā)展；人口密度越大，勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級難度越大，缺乏技術(shù)創(chuàng)新動力。金融支持和環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)進步的影響則不顯著。

（二）門檻效應(yīng)回歸分析

由基準(zhǔn)回歸結(jié)果可得，研發(fā)投入會削弱人力資本對綠色技術(shù)進步的正向影響。因此，本文以研發(fā)投入為門檻變量，人力資本為區(qū)制因變量，深入探討人力資本對綠色技術(shù)進步的非線性影響。在進行門檻模型回歸之前，采用自助法（Bootstrap）抽樣檢驗門檻效應(yīng)是否存在，表4 為檢驗結(jié)果?？傻茫?%顯著性水平上研發(fā)投入存在單一門檻效應(yīng)，其門檻估計值為-6.500 2。

表4 全國門檻效應(yīng)存在性檢驗

表5 為全國門檻模型回歸結(jié)果?？傻茫谘邪l(fā)投入低于門檻值-6.500 2 時，人力資本的回歸系數(shù)為5.188，當(dāng)研發(fā)投入越過門檻值-6.500 2 時，人力資本回歸系數(shù)為5.134，均通過1%顯著性水平檢驗。說明隨著研發(fā)投入的增加，人力資本對綠色技術(shù)進步的促進作用呈現(xiàn)邊際效率遞減的非線性規(guī)律。這是因為，在技術(shù)進步模式還未成功轉(zhuǎn)變?yōu)樽灾鲃?chuàng)新為主的情況下，持續(xù)增加研發(fā)投入將會造成境外技術(shù)引進支出被擠占，影響技術(shù)引進及人才對國際技術(shù)溢出的消化吸收。即使人力資本質(zhì)量較高，但在創(chuàng)新過程中缺乏模仿對象、學(xué)習(xí)資料及相應(yīng)的關(guān)鍵設(shè)備，也會導(dǎo)致自主創(chuàng)新動力不足，人才無法將自身知識和技能運用于實踐，并轉(zhuǎn)化為綠色生產(chǎn)力。同時，缺乏引進技術(shù)的消化吸收經(jīng)費將導(dǎo)致人員培訓(xùn)費減少，現(xiàn)有人才對新技術(shù)的識別和吸收的能力不足、轉(zhuǎn)化和再創(chuàng)新的效果不佳。

表5 全國門檻模型回歸結(jié)果

本文接下來將我國劃分為沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)，探討人力資本對綠色技術(shù)進步的非線性影響的區(qū)域差異。表6 為兩大地區(qū)門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果，可得，沿海地區(qū)在1%的顯著性水平上通過了單一門檻效應(yīng)檢驗，且門檻值與全國樣本一致，為-6.500 2，內(nèi)陸地區(qū)不存在研發(fā)投入的門檻效應(yīng)。表7 為沿海地區(qū)門檻回歸結(jié)果，可得，沿海地區(qū)研發(fā)投入變量在門檻值前后，人力資本回歸系數(shù)由2.499 變?yōu)?.354，其對綠色技術(shù)進步的促進作用減弱，與全國樣本結(jié)論一致。

表6 分地區(qū)門檻效應(yīng)檢驗

表7 沿海地區(qū)門檻模型回歸結(jié)果

（三）空間效應(yīng)分析

1.空間權(quán)重矩陣設(shè)定。為探討人力資本與研發(fā)投入對綠色技術(shù)進步產(chǎn)生的空間效應(yīng)，首先需要設(shè)定空間權(quán)重矩陣作為省份距離的代理指標(biāo)，以此衡量各省份之間的密切程度。本文采用省會城市之間的距離代表各省份的地理屬性，各省份人均GDP 實際值代表省份的經(jīng)濟屬性，構(gòu)建形式如下的經(jīng)濟地理嵌套矩陣：

2.空間相關(guān)性檢驗?；诮?jīng)濟地理嵌套矩陣的設(shè)定，對2010—2019 年全國30 個省份綠色技術(shù)進步的空間依賴性進行檢驗，檢驗方法為全局莫蘭指數(shù)（Moran's I），表8 為檢驗結(jié)果?？傻?，所有年份的GTFP莫蘭指數(shù)均顯著為正，說明樣本期內(nèi)我國綠色技術(shù)進步呈現(xiàn)正向空間依賴性。

表8 GTFP 莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果

3.空間計量模型。接下來選擇LR 似然比檢驗方法，對空間自回歸、空間誤差以及空間杜賓模型的類型進行檢驗，結(jié)果如表9 所示?？傻?，本文拒絕了“應(yīng)采用SAR 模型或SEM 模型”的原假設(shè)，選擇了SDM 模型進行空間實證研究。

表9 LR 似然比檢驗結(jié)果

4.空間模型回歸結(jié)果。SDM 模型回歸結(jié)果如表10 所示?？傻?，空間自相關(guān)系數(shù)為0.616，說明我國綠色技術(shù)進步存在顯著的正空間自相關(guān)，即省份之間距離越小、經(jīng)濟屬性越相近，綠色技術(shù)進步的相互促進作用越顯著。人力資本和交互項的一般回歸系數(shù)、空間回歸系數(shù)均顯著為正，研發(fā)投入的一般回歸系數(shù)、空間回歸系數(shù)均顯著為負，與前文基準(zhǔn)回歸符號一致。

表10 空間杜賓模型回歸結(jié)果

5.空間效應(yīng)分解。本文借助偏導(dǎo)數(shù)對SDM 模型回歸結(jié)果進行效應(yīng)分解，重點關(guān)注人力資本、研發(fā)投入及交互項的空間溢出效應(yīng)，分解結(jié)果如表11所示?？傻茫邪l(fā)投入的空間溢出效應(yīng)顯著為負，人力資本以及交互項的溢出效應(yīng)則顯著為正?？赡苁且驗榫嚯x越小、經(jīng)濟發(fā)展水平越相近的省份之間教育資源流動路徑比較通暢，人才流動也更為頻繁，各省份技術(shù)升級除了受到該省份自身人力資本的促進作用外，還接收了其他省份的優(yōu)質(zhì)人才，使得其他省份高素質(zhì)人才攜帶的清潔高效的生產(chǎn)手段擴散到該省份，加大該省份的綠色技術(shù)進步。另外，各省份積極實施“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展”戰(zhàn)略，引發(fā)了“R&D 錦標(biāo)賽”效應(yīng)，以獲得比同層次省份更大的創(chuàng)新競爭優(yōu)勢。但一些省份反而會因此減少研發(fā)投入，期待通過參與“錦標(biāo)賽”的省份產(chǎn)生研發(fā)溢出效應(yīng)來提升本省份的技術(shù)水平，形成研發(fā)投入的“搭便車”效應(yīng)。另一方面，由于我國目前創(chuàng)新機制存在缺陷，技術(shù)進步模式還處于調(diào)整轉(zhuǎn)變階段。許多省份加大對新興產(chǎn)業(yè)資金投入的同時，將低端落后的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至其他省份，造成“搭便車”的省份受到研發(fā)投入的負向溢出效應(yīng)，反而抑制了當(dāng)?shù)鼐G色技術(shù)進步。而高質(zhì)量的人力資本流動可以抵消不合理的研發(fā)投入產(chǎn)生的負向影響，具有環(huán)保創(chuàng)新意識的人才會積極投入到企業(yè)研發(fā)活動中去，正確引導(dǎo)研發(fā)資金流向，熟練操作研發(fā)設(shè)備、鍛煉實踐能力，有效推動其他省份企業(yè)的綠色技術(shù)升級進程。

表11 空間效應(yīng)分解結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文通過以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：第一，參照前人研究，以人力資本的滯后一期作為工具變量，采用二階段最小二乘法（2SLS）重新估計，結(jié)果如表12 所示；第二，使用“0～1”相鄰矩陣替換經(jīng)濟地理嵌套矩陣，重新進行空間杜賓模型回歸及效應(yīng)分解，結(jié)果如表13 所示。由結(jié)果可得，核心解釋變量與前文相比未發(fā)生明顯改變，說明上述回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

表12 2SLS 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表13 SDM 模型穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

本文基于非線性、區(qū)域異質(zhì)性和空間溢出效應(yīng)角度，研究了人力資本和研發(fā)投入對我國綠色技術(shù)進步的影響，得到以下結(jié)論：第一，人力資本促進我國綠色技術(shù)進步，研發(fā)投入抑制綠色技術(shù)進步，二者交互項則起到正向影響；第二，全國及沿海地區(qū)的人力資本受到研發(fā)投入的影響，對綠色技術(shù)進步的促進作用均呈現(xiàn)邊際效率遞減的非線性規(guī)律，內(nèi)陸地區(qū)不存在研發(fā)投入門檻效應(yīng)；第三，在經(jīng)濟地理嵌套矩陣的設(shè)定下，綠色技術(shù)進步存在正向空間依賴性，且人力資本及交互項對綠色技術(shù)進步的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均為正，研發(fā)投入的直接效應(yīng)及溢出效應(yīng)均為負。

（二）政策建議

為發(fā)揮人力資本對綠色技術(shù)進步的推動作用并改善研發(fā)投入的負向影響，本文提出以下建議：

第一，政府建立研發(fā)激勵機制，鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新。對研發(fā)水平落后但資金充裕的企業(yè)，政府應(yīng)下達合理的研發(fā)目標(biāo)任務(wù)，引導(dǎo)并督促企業(yè)加大自主創(chuàng)新力度。對研發(fā)經(jīng)費不足但積極性較高的企業(yè)，政府應(yīng)給予研發(fā)補貼達到鼓勵的目的。

第二，建立區(qū)域人才交流平臺，推動技術(shù)擴散與轉(zhuǎn)移。通過研發(fā)共享平臺，企業(yè)可以快速精準(zhǔn)地與專業(yè)的研發(fā)人才進行聯(lián)系溝通，人才在企業(yè)之間流動，其自身攜帶的創(chuàng)新知識與技能隨之在不同企業(yè)得到實踐與積累。

第三，注重人力資本質(zhì)量，調(diào)整技術(shù)進步模式。在引進國外綠色工藝的同時，要持續(xù)加大教育投資，提高人才對核心技術(shù)的識別、吸收以及再創(chuàng)新能力。并逐步將技術(shù)升級的重點轉(zhuǎn)移至自主研發(fā)，以免形成對關(guān)鍵設(shè)備進口和核心技術(shù)引進的路徑依賴。