人力資本、研發(fā)投入對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響

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(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430065）

一、引言及文獻(xiàn)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(guó)家的關(guān)注，綠色技術(shù)進(jìn)步是綠色生產(chǎn)過(guò)程中的關(guān)鍵一環(huán)。綠色技術(shù)進(jìn)步指的是在技術(shù)創(chuàng)新過(guò)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(guó)技術(shù)進(jìn)步的兩大實(shí)現(xiàn)途徑分別為技術(shù)引進(jìn)和自主創(chuàng)新，其中引進(jìn)國(guó)外技術(shù)快捷高效，但容易受制于人，形成對(duì)國(guó)外關(guān)鍵技術(shù)和設(shè)備的過(guò)度依賴，并且不易接觸到發(fā)達(dá)國(guó)家的核心技術(shù)，長(zhǎng)期來(lái)看并不利于我國(guó)技術(shù)持續(xù)升級(jí)。企業(yè)自主研發(fā)短期內(nèi)耗時(shí)耗力，研發(fā)成果轉(zhuǎn)化為實(shí)際生產(chǎn)力的過(guò)程也較為艱難，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)的發(fā)展來(lái)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(dòng)權(quán)。我國(guó)正在努力轉(zhuǎn)變創(chuàng)新模式，通過(guò)引進(jìn)、消化和吸收國(guó)外綠色技術(shù)實(shí)現(xiàn)再創(chuàng)新是我國(guó)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(shí)踐效率低下的風(fēng)險(xiǎn)。

無(wú)論是以哪種創(chuàng)新模式為主，技術(shù)進(jìn)步的根本在于人。我國(guó)人口規(guī)模大，但人均資源不足，必須提高人才質(zhì)量，實(shí)施“人才強(qiáng)國(guó)”戰(zhàn)略，并結(jié)合“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展”戰(zhàn)略，為企業(yè)和行業(yè)培養(yǎng)研發(fā)人才隊(duì)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(shí)，提高人才創(chuàng)新研發(fā)能力，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)輸出高素質(zhì)人力資本。由此可見(jiàn)，人力資本質(zhì)量、自主研發(fā)投入與技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(wèn)題展開(kāi)討論，為我國(guó)實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步、推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供針對(duì)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(shuō)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(guó)內(nèi)R&D 資本存量、研發(fā)投入能夠促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步的結(jié)論。Liu 等（2021）[3]測(cè)算了我國(guó)制造業(yè)GTFP 和技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為研發(fā)投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用顯著，弓媛媛和劉章生（2021）[4]認(rèn)為創(chuàng)新投入對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)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(gè)城市的綠色技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為研發(fā)投入可以促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步，但該促進(jìn)作用隨著研發(fā)投入增加而減弱，另外，該促進(jìn)作用由我國(guó)西部地區(qū)到東部地區(qū)逐漸減弱。萬(wàn)倫來(lái)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(jìn)步，在低R&D 投入行業(yè)更為顯著，鄧峰和賈小琳（2020）[7]則認(rèn)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(duì)GTFP 具有促進(jìn)作用，師博等（2018）[9]認(rèn)為創(chuàng)新投入產(chǎn)生的促進(jìn)作用只在高端技術(shù)制造業(yè)顯著，全良等（2019）[10]卻認(rèn)為當(dāng)期研發(fā)投入強(qiáng)度抑制了工業(yè)GTFP 的提高。Jiang 等（2021）[11]以我國(guó)首批智慧城市試點(diǎn)為基礎(chǔ)，利用174 個(gè)地級(jí)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(duì)GTFP 和綠色技術(shù)進(jìn)步的正向影響越強(qiáng)的結(jié)論。馬淑琴等（2019）[12]認(rèn)為人力資本對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步有正向影響，韓科振（2020）[13]則認(rèn)為高質(zhì)量人力資本具有對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用。Wang 等（2021）[14]運(yùn)用Super-SBM-ML 模型測(cè)算了我國(guó)省級(jí)GTFP 進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)不同水平的人力資本對(duì)GTFP的影響程度不同。具體表現(xiàn)為，高等教育人力資本促進(jìn)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(duì)GTFP 的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。楊明海等（2021）[16]認(rèn)為人力資本投資顯著促進(jìn)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(guò)減小資本要素錯(cuò)配程度的路徑實(shí)現(xiàn)對(duì)GTFP 的促進(jìn)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(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步，陳昭和張嘉欣（2020）[19]則發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)與高級(jí)人力資本可以協(xié)同促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外關(guān)于人力資本、研發(fā)投入與綠色技術(shù)進(jìn)步的文獻(xiàn)較為豐富，但多是兩兩之間進(jìn)行分析，且人力資本和研發(fā)投入對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的作用路徑較為簡(jiǎn)單。同時(shí)對(duì)三者之間的關(guān)系進(jìn)行探討的文獻(xiàn)較少，基于空間層面探討技術(shù)溢出推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的研究也并不常見(jiàn)。因此，本文將人力資本、研發(fā)投入及二者交互項(xiàng)同時(shí)作為核心解釋變量進(jìn)行模型設(shè)定；考慮到人力資本在對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生作用時(shí)，會(huì)受到研發(fā)投入的干擾，將研發(fā)投入作為門(mén)檻變量，探討其對(duì)人力資本的調(diào)節(jié)作用；另外，各省份之間人員流動(dòng)會(huì)促進(jìn)技術(shù)擴(kuò)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(jì)發(fā)展水平的約束。因此，結(jié)合地理屬性和經(jīng)濟(jì)屬性并設(shè)定經(jīng)濟(jì)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(jì)

（一）計(jì)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(xiàng)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(dòng)項(xiàng)。

2.面板門(mén)檻模型。為探究人力資本與綠色技術(shù)進(jìn)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(mén)檻模型：

式（2）中，γ1、γ2和γ3為門(mén)檻值；lnhum 和lnrd 分別為區(qū)制因變量和門(mén)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(jìn)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(shí)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(jìn)步的空間自相關(guān)系數(shù)；W 為經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(shí)，GTFP 提升（降低），即綠色技術(shù)水平提升（下降）。

（二）變量說(shuō)明

被解釋變量綠色技術(shù)進(jìn)步的測(cè)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(cè)算樣本期內(nèi)我國(guó)30 個(gè)省份（西藏和中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)除外）的ML 指數(shù)，并對(duì)ML 指數(shù)進(jìn)行累乘得到GTFP 實(shí)際值用以實(shí)證研究。

表1 變量指標(biāo)及說(shuō)明

（三）數(shù)據(jù)處理

本文采用所有變量的對(duì)數(shù)形式進(jìn)行實(shí)證研究，以此消除異方差的影響。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)大數(shù)據(jù)研究平臺(tái)、《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》及各地方統(tǒng)計(jì)年鑒，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)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(jìn)我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)步。因?yàn)槲覈?guó)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(shí)儲(chǔ)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(guò)程中的勞動(dòng)效率、工具設(shè)備，是技術(shù)進(jìn)步的主體和源泉。且近年來(lái)國(guó)家大力推動(dòng)綠色發(fā)展，學(xué)校或企業(yè)會(huì)培養(yǎng)人才的環(huán)保意識(shí)和綠色創(chuàng)新意識(shí)，鼓勵(lì)人才將自身的知識(shí)與技能運(yùn)用于實(shí)踐，轉(zhuǎn)化為綠色生產(chǎn)力，提高教育回報(bào)率，助推綠色技術(shù)進(jìn)步。研發(fā)投入回歸系數(shù)為-1.576，顯著抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。由于國(guó)家大力實(shí)施“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展”戰(zhàn)略，企業(yè)逐漸將技術(shù)進(jìn)步的重點(diǎn)轉(zhuǎn)移至自主創(chuàng)新中，但我國(guó)技術(shù)進(jìn)步目前還處于引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)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(duì)環(huán)境并不友好的創(chuàng)新項(xiàng)目中，導(dǎo)致綠色技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)過(guò)程中收效甚微。人力資本和研發(fā)投入的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為0.723，二者協(xié)同促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步。說(shuō)明研發(fā)投入對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的負(fù)向效應(yīng)抵消了部分由人力資本帶來(lái)的正向促進(jìn)作用，但高質(zhì)量的人力資本對(duì)國(guó)外技術(shù)的消化吸收能力強(qiáng)，一定程度上彌補(bǔ)了研發(fā)投入對(duì)技術(shù)進(jìn)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(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著促進(jìn)了我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)步；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)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(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)難度越大，缺乏技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力。金融支持和環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響則不顯著。

（二）門(mén)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(huì)削弱人力資本對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的正向影響。因此，本文以研發(fā)投入為門(mén)檻變量，人力資本為區(qū)制因變量，深入探討人力資本對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的非線性影響。在進(jìn)行門(mén)檻模型回歸之前，采用自助法（Bootstrap）抽樣檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)是否存在，表4 為檢驗(yàn)結(jié)果。可得，在5%顯著性水平上研發(fā)投入存在單一門(mén)檻效應(yīng)，其門(mén)檻估計(jì)值為-6.500 2。

表4 全國(guó)門(mén)檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

表5 為全國(guó)門(mén)檻模型回歸結(jié)果?？傻?，在研發(fā)投入低于門(mén)檻值-6.500 2 時(shí)，人力資本的回歸系數(shù)為5.188，當(dāng)研發(fā)投入越過(guò)門(mén)檻值-6.500 2 時(shí)，人力資本回歸系數(shù)為5.134，均通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。說(shuō)明隨著研發(fā)投入的增加，人力資本對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用呈現(xiàn)邊際效率遞減的非線性規(guī)律。這是因?yàn)?，在技術(shù)進(jìn)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(huì)造成境外技術(shù)引進(jìn)支出被擠占，影響技術(shù)引進(jìn)及人才對(duì)國(guó)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(guò)程中缺乏模仿對(duì)象、學(xué)習(xí)資料及相應(yīng)的關(guān)鍵設(shè)備，也會(huì)導(dǎo)致自主創(chuàng)新動(dòng)力不足，人才無(wú)法將自身知識(shí)和技能運(yùn)用于實(shí)踐，并轉(zhuǎn)化為綠色生產(chǎn)力。同時(shí)，缺乏引進(jìn)技術(shù)的消化吸收經(jīng)費(fèi)將導(dǎo)致人員培訓(xùn)費(fèi)減少，現(xiàn)有人才對(duì)新技術(shù)的識(shí)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(guó)門(mén)檻模型回歸結(jié)果

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

表6 分地區(qū)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表7 沿海地區(qū)門(mén)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(duì)綠色技術(shù)進(jìn)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(huì)城市之間的距離代表各省份的地理屬性，各省份人均GDP 實(shí)際值代表省份的經(jīng)濟(jì)屬性，構(gòu)建形式如下的經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣：

2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)。基于經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣的設(shè)定，對(duì)2010—2019 年全國(guó)30 個(gè)省份綠色技術(shù)進(jìn)步的空間依賴性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法為全局莫蘭指數(shù)（Moran's I），表8 為檢驗(yàn)結(jié)果。可得，所有年份的GTFP莫蘭指數(shù)均顯著為正，說(shuō)明樣本期內(nèi)我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)正向空間依賴性。

表8 GTFP 莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

3.空間計(jì)量模型。接下來(lái)選擇LR 似然比檢驗(yàn)方法，對(duì)空間自回歸、空間誤差以及空間杜賓模型的類型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表9 所示。可得，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(jìn)行空間實(shí)證研究。

表9 LR 似然比檢驗(yàn)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(shuō)明我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)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(jì)屬性越相近，綠色技術(shù)進(jìn)步的相互促進(jìn)作用越顯著。人力資本和交互項(xiàng)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(fù)，與前文基準(zhǔn)回歸符號(hào)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(duì)SDM 模型回歸結(jié)果進(jìn)行效應(yīng)分解，重點(diǎn)關(guān)注人力資本、研發(fā)投入及交互項(xiàng)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(fù)，人力資本以及交互項(xiàng)的溢出效應(yīng)則顯著為正。可能是因?yàn)榫嚯x越小、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越相近的省份之間教育資源流動(dòng)路徑比較通暢，人才流動(dòng)也更為頻繁，各省份技術(shù)升級(jí)除了受到該省份自身人力資本的促進(jìn)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(kuò)散到該省份，加大該省份的綠色技術(shù)進(jìn)步。另外，各省份積極實(shí)施“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)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(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。但一些省份反而會(huì)因此減少研發(fā)投入，期待通過(guò)參與“錦標(biāo)賽”的省份產(chǎn)生研發(fā)溢出效應(yīng)來(lái)提升本省份的技術(shù)水平，形成研發(fā)投入的“搭便車(chē)”效應(yīng)。另一方面，由于我國(guó)目前創(chuàng)新機(jī)制存在缺陷，技術(shù)進(jìn)步模式還處于調(diào)整轉(zhuǎn)變階段。許多省份加大對(duì)新興產(chǎn)業(yè)資金投入的同時(shí)，將低端落后的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至其他省份，造成“搭便車(chē)”的省份受到研發(fā)投入的負(fù)向溢出效應(yīng)，反而抑制了當(dāng)?shù)鼐G色技術(shù)進(jìn)步。而高質(zhì)量的人力資本流動(dòng)可以抵消不合理的研發(fā)投入產(chǎn)生的負(fù)向影響，具有環(huán)保創(chuàng)新意識(shí)的人才會(huì)積極投入到企業(yè)研發(fā)活動(dòng)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(shí)踐能力，有效推動(dòng)其他省份企業(yè)的綠色技術(shù)升級(jí)進(jìn)程。

表11 空間效應(yīng)分解結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)以下兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：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(jì)，結(jié)果如表12 所示；第二，使用“0～1”相鄰矩陣替換經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣，重新進(jìn)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(shuō)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(yàn)結(jié)果

表13 SDM 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(duì)我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，得到以下結(jié)論：第一，人力資本促進(jìn)我國(guó)綠色技術(shù)進(jìn)步，研發(fā)投入抑制綠色技術(shù)進(jìn)步，二者交互項(xiàng)則起到正向影響；第二，全國(guó)及沿海地區(qū)的人力資本受到研發(fā)投入的影響，對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)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(mén)檻效應(yīng)；第三，在經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣的設(shè)定下，綠色技術(shù)進(jìn)步存在正向空間依賴性，且人力資本及交互項(xiàng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)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(fù)。

（二）政策建議

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

第一，政府建立研發(fā)激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)企業(yè)自主創(chuàng)新。對(duì)研發(fā)水平落后但資金充裕的企業(yè)，政府應(yīng)下達(dá)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(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)不足但積極性較高的企業(yè)，政府應(yīng)給予研發(fā)補(bǔ)貼達(dá)到鼓勵(lì)的目的。

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

第三，注重人力資本質(zhì)量，調(diào)整技術(shù)進(jìn)步模式。在引進(jìn)國(guó)外綠色工藝的同時(shí)，要持續(xù)加大教育投資，提高人才對(duì)核心技術(shù)的識(shí)別、吸收以及再創(chuàng)新能力。并逐步將技術(shù)升級(jí)的重點(diǎn)轉(zhuǎn)移至自主研發(fā)，以免形成對(duì)關(guān)鍵設(shè)備進(jìn)口和核心技術(shù)引進(jìn)的路徑依賴。