出口和引進(jìn)外資對(duì)人力資本效率的影響

　　摘 要： 構(gòu)建空間動(dòng)態(tài)面板模型，基于1998~2013年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用空間糾正Sys-GMM法實(shí)證發(fā)現(xiàn)，中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口和引進(jìn)外資與人力資本效率均存在空間自相關(guān)，企業(yè)人力資本效率存在空間溢出效應(yīng); 中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口和引進(jìn)外資有助于人力資本效率提高，但提高作用不大，這一結(jié)果因企業(yè)所處地區(qū)、行業(yè)屬性和所有制性質(zhì)不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性，其中東部地區(qū)企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著提高了企業(yè)人力資本效率，中西部地區(qū)企業(yè)出口和引進(jìn)外資未顯著促進(jìn)企業(yè)人力資本效率提升; 勞動(dòng)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資未顯著提升人力資本效率，資本技術(shù)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著提高了人力資本效率; 國(guó)有企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著促進(jìn)了人力資本效率提升，民營(yíng)企業(yè)出口和引進(jìn)外資未能顯著提高人力資本效率‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。

　　關(guān)鍵詞：出口; 外資; 人力資本效率; 空間糾正Sys-GMM

　　改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了顯著成就，但當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨較為復(fù)雜嚴(yán)峻的國(guó)內(nèi)外環(huán)境，特別是在國(guó)內(nèi)人口紅利趨于消失殆盡、勞動(dòng)力成本日益上漲的背景下，如何保持中國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)高質(zhì)量的增長(zhǎng)成為亟待解決的問(wèn)題之一。 眾多學(xué)者認(rèn)為提高全要素生產(chǎn)率是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)增長(zhǎng)的唯一源泉(任保平，2018; 蔡昉，2018)。

　　作者：闞大學(xué)

　　那么，如何提高全要素生產(chǎn)率? 眾所周知，創(chuàng)新是全要素生產(chǎn)率提高的重要源泉，而提高人力資本效率是促進(jìn)創(chuàng)新的重要手段，因此，人力資本效率提高對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)增長(zhǎng)至關(guān)重要。 目前中國(guó)人力資本效率不高，主要表現(xiàn)為中國(guó)進(jìn)入老齡化社會(huì)，勞動(dòng)力資源已不再豐富，人力資本出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性短缺，落后地區(qū)人力資本不足，發(fā)達(dá)地區(qū)人力資本出現(xiàn)知識(shí)性失業(yè)，高層次人力資本緊缺，如何提高中國(guó)人力資本效率亟待解決。 學(xué)術(shù)界對(duì)此鮮有研究，本文從外源因素即出口和引進(jìn)外資兩方面來(lái)實(shí)證分析兩者對(duì)人力資本效率的影響。

　　人力資源論文范例：企業(yè)人力資源管理中的薪酬管理措施

　　一、文獻(xiàn)綜述

　　(一)人力資本效率測(cè)度

　　相關(guān)文獻(xiàn)多集中于測(cè)度人力資本，尚未發(fā)現(xiàn)國(guó)外學(xué)者對(duì)于人力資本效率的衡量，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于人力資本效率的測(cè)度進(jìn)行了相關(guān)研究，主要包括兩方面：一是利用DEA等方法，分別選取不同投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)，測(cè)算中國(guó)人力資本投資效率以及北京、新疆、重慶、黑龍江、四川、青海、安徽、內(nèi)蒙古、江蘇、河南、廣州等省市層面、產(chǎn)業(yè)層面和企業(yè)層面的人力資本投資效率。 二是構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)等，研究了人力資本配置效率和教育投入的人力資本積累效率(錢(qián)雪亞等，2014; 賀俊等，2016; 馬磊，2017)。

　　(二)人力資本效率的影響因素

　　國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界多是研究人力資本的影響因素，鮮有探討影響人力資本效率的因素。 闞大學(xué)和羅良文(2010)運(yùn)用Sys-GMM法實(shí)證研究了對(duì)外貿(mào)易和外資對(duì)人力資本效率的影響。 吳小立(2011)以客商為例，理論分析了不同類(lèi)型儒家意識(shí)對(duì)企業(yè)家人力資本投資效率的影響。 白勇和馬躍如(2013)研究發(fā)現(xiàn)技能培訓(xùn)、居民經(jīng)濟(jì)狀況、對(duì)外貿(mào)易和制度變遷顯著影響了中國(guó)人力資本投資效率。 呂連菊和陳國(guó)柱(2014)認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步提升了中國(guó)所有地區(qū)的人力資本投資產(chǎn)出效率，但規(guī)模效率降低導(dǎo)致技術(shù)效率不利于人力資本投資產(chǎn)出效率增長(zhǎng)。 劉婉琪和任毅(2018)利用三階段 DEA 模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，教育投入、出口和技術(shù)水平等因素影響了成渝城市群的人力資本效率。

　　綜上所述，學(xué)界認(rèn)為人力資本效率包括4個(gè)環(huán)節(jié)的效率：投資環(huán)節(jié)的投資積累率、積累環(huán)節(jié)的積累運(yùn)行率、流動(dòng)環(huán)節(jié)的配置效率、運(yùn)行環(huán)節(jié)的投入產(chǎn)出率，其中最主要的是投入產(chǎn)出率。 而對(duì)于人力資本的投入產(chǎn)出率，學(xué)界一般用人力資本增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率和人力資本生產(chǎn)率來(lái)衡量，其中關(guān)于人力資本增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率均是回歸分析得出，有回歸的最短時(shí)間限制，因此，無(wú)法計(jì)算出每一年的人力資本增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率，故主要對(duì)人力資本生產(chǎn)率水平進(jìn)行考察。

　　闞大學(xué)和羅良文(2010)等將人力資本生產(chǎn)率定義為單位人力資本的產(chǎn)出水平。 由于產(chǎn)出增加并不全是人力資本投入引起的，產(chǎn)出的增加還由物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、研發(fā)投入、制度變遷等因素引起，用單位人力資本的產(chǎn)出水平來(lái)衡量人力資本效率顯然不準(zhǔn)確。 而基于DEA法和隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算得到的人力資本效率也不可靠，前者沒(méi)有將投入產(chǎn)出松弛性問(wèn)題予以考慮; 后者則不能同時(shí)模擬期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的情形。 而且，現(xiàn)有文獻(xiàn)均是基于宏觀層面數(shù)據(jù)實(shí)證研究人力資本效率的影響因素，尚未發(fā)現(xiàn)基于微觀層面數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。 最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)未考慮空間溢出效應(yīng)，對(duì)于估計(jì)過(guò)程中產(chǎn)生的變量?jī)?nèi)生性一般使用Sys-GMM法克服，但該方法的適用條件較為嚴(yán)格，存在估計(jì)結(jié)果有偏等不足。

　　本文區(qū)別于上述文獻(xiàn)主要有：(1)構(gòu)建EBM模型彌補(bǔ)現(xiàn)有衡量方法的不足，準(zhǔn)確測(cè)度人力資本效率(人力資本的投入產(chǎn)出率); (2)利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，相對(duì)于全國(guó)和省市層面的宏觀數(shù)據(jù)，企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)信息量更為豐富，在揭示微觀差異和對(duì)企業(yè)行為的有效檢驗(yàn)方面比宏觀數(shù)據(jù)更有優(yōu)勢(shì); (3)考慮到空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建空間動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，利用空間糾正Sys-GMM法克服人力資本效率對(duì)出口和外資的影響等產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，實(shí)證研究企業(yè)出口和引進(jìn)外資對(duì)人力資本效率的影響，進(jìn)一步分地區(qū)、行業(yè)屬性、所有制性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　二、模型構(gòu)建、變量測(cè)度和數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　(一)模型構(gòu)建

　　依據(jù)人力資本水平、結(jié)構(gòu)和效率的影響因素文獻(xiàn)，借鑒Lesage和Pace(2009)的研究，設(shè)定以人力資本效率(Hef)為被解釋變量，出口(Exp)和外資(Fdi)為解釋變量，同時(shí)納入控制變量的空間動(dòng)態(tài)面板模型：

　　其中，i和t分別表示第i個(gè)企業(yè)和第t年，Z為控制變量，μ和φ分別為企業(yè)i和時(shí)間t的固定效應(yīng)，ε和W分別為隨機(jī)誤差項(xiàng)和空間權(quán)重矩陣。 考慮到一般企業(yè)人力資本效率的提升和下降具有一定的慣性，即存在滯后效應(yīng)，以及涵蓋尚未納入到上述模型中的其他影響被解釋變量的因素，加入人力資本效率的滯后項(xiàng)。

　　(二)變量測(cè)度

　　首先，關(guān)于人力資本效率的測(cè)度。 借鑒Tone和Tsutsui(2010)構(gòu)建的EBM模型來(lái)測(cè)度，克服DEA法和隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的不足。 EBM模型具體公式如下：

　　其中，r*、x、θ、s-和y分別為最優(yōu)效率分值、投入要素、徑向效率值、非徑向投入要素的松弛向量和產(chǎn)出，λ、εx和w分別是權(quán)重向量、徑向θ和非徑向松弛的核心參數(shù)、投入要素的權(quán)重，X為投入要素矩陣，Y為產(chǎn)出矩陣，兩者均為正值。 為了測(cè)度人力資本效率，根據(jù)Tone和Tsutsui(2010)的方法估算出職工教育費(fèi)、養(yǎng)老醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)、勞動(dòng)失業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)、研究開(kāi)發(fā)費(fèi)、固定資產(chǎn)、從業(yè)人員數(shù)等6種企業(yè)投入的核心參數(shù)和權(quán)重，再利用上述公式計(jì)算出包含期望產(chǎn)出(企業(yè)總產(chǎn)值)和非期望產(chǎn)出(企業(yè)應(yīng)收賬款凈額)的人力資本效率值。

　　其次，關(guān)于出口和外資的測(cè)度。 分別用出口交貨值除以企業(yè)銷(xiāo)售額、企業(yè)港澳臺(tái)資本金與外商資本金之和除以企業(yè)實(shí)收資本衡量出口和企業(yè)引進(jìn)外資的情況。

　　最后，關(guān)于控制變量的測(cè)度。 結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)與數(shù)據(jù)可得性，考慮以下影響企業(yè)人力資本效率的因素：(1)企業(yè)規(guī)模(ens)采用企業(yè)資產(chǎn)值測(cè)度; (2)企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)采用索洛余額法測(cè)算; (3)企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩(epc)采用企業(yè)存貨收入比衡量; (4)企業(yè)資源利用率(rur)采用企業(yè)工業(yè)增加值與流動(dòng)資產(chǎn)總值的比值測(cè)度; (5)企業(yè)員工工資水平(wag)采用企業(yè)應(yīng)付工資總額除以全部職工數(shù)測(cè)算; (6)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(rdi)采用企業(yè)研發(fā)費(fèi)用除以銷(xiāo)售額測(cè)度;

　　(7)企業(yè)金融發(fā)展水平(fid)采用企業(yè)利息支出測(cè)度; (8)企業(yè)所處地區(qū)，ere表示若企業(yè)位于東部地區(qū)，則取值為1，否則為0; cws表示若企業(yè)位于中西部地區(qū)，則取值為1，否則為0; (9)企業(yè)所屬行業(yè)，lab和cap分別為企業(yè)屬于勞動(dòng)密集型行業(yè)(lab=1，否則lab=0)和資本技術(shù)密集型行業(yè)(cap=1，否則cap=0); (10)企業(yè)所有制性質(zhì)，sts和pri分別是企業(yè)為國(guó)有企業(yè)(sts=1，否則sts=0)和民營(yíng)企業(yè)(pri=1，否則pri=0)。

　　(三)數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　限于數(shù)據(jù)可得性，本文選取樣本區(qū)間為1998~2013年，所有數(shù)據(jù)源自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》。 ①由于該數(shù)據(jù)庫(kù)存在諸如指標(biāo)缺失、異常值和明顯的統(tǒng)計(jì)誤差等問(wèn)題，因此，借鑒闞大學(xué)和呂連菊(2016)的做法對(duì)其進(jìn)行處理。

　　三、實(shí)證分析

　　(一)空間自相關(guān)檢驗(yàn)

　　利用Moran’I指數(shù)檢驗(yàn)企業(yè)出口和外資與人力資本效率的空間自相關(guān)性，計(jì)算發(fā)現(xiàn)，1998~2013年企業(yè)出口和外資與人力資本效率的Moran’I值均為正值，②說(shuō)明企業(yè)出口和外資與人力資本效率均呈現(xiàn)出空間集群，各自存在較強(qiáng)的空間依賴特征。 具體表現(xiàn)是出口和引進(jìn)外資較多的企業(yè)傾向于接近其他較多企業(yè)，出口和引進(jìn)外資相對(duì)較少的企業(yè)趨于和其他較少企業(yè)相鄰。 該結(jié)論也適用于人力資本效率變量。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，較多出口和引進(jìn)外資的企業(yè)和較高人力資本效率的企業(yè)存在空間相關(guān)性，較低出口和引進(jìn)外資的企業(yè)和較低人力資本效率的企業(yè)存在空間相關(guān)性，說(shuō)明企業(yè)出口和引進(jìn)外資與人力資本效率的關(guān)系均為正相關(guān)。

　　(二)空間動(dòng)態(tài)面板模型選擇

　　基于空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，引入空間動(dòng)態(tài)面板模型，但還需判斷模型種類(lèi)，本文依據(jù)LM與Robust LM兩類(lèi)統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平來(lái)選擇。 相對(duì)于LM(error)統(tǒng)計(jì)量，LM(lag)統(tǒng)計(jì)量更為顯著，且Robust LM(lag)統(tǒng)計(jì)量在10%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，Robust LM(error)統(tǒng)計(jì)量不顯著，故選擇空間動(dòng)態(tài)面板滯后模型。

　　(三)內(nèi)生性問(wèn)題

　　在估計(jì)前，由于可能存在內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致估計(jì)偏差，因此，首先確定解釋變量有無(wú)內(nèi)生性，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了所有解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，故存在內(nèi)生性問(wèn)題。 即使回歸結(jié)果表明人力資本效率與出口和外資關(guān)系顯著，也不能斷言出口和外資對(duì)人力資本效率有影響，這里OLS法已經(jīng)不能一致和無(wú)偏地估計(jì)系數(shù)，故運(yùn)用空間糾正Sys-GMM進(jìn)行估計(jì)，克服內(nèi)生性問(wèn)題。

　　在估計(jì)時(shí)，選取解釋變量的部分已知值(原變量加滯后2期)作為估計(jì)的工具變量，具體結(jié)果見(jiàn)表2。 Sargan檢驗(yàn)的P值大于10%，說(shuō)明不能拒絕工具變量有效的零假設(shè)。 Arellano-Bond AR(1)的P值小于1%，Arellano-Bond AR(2)的P值大于10%，表明不存在二階序列相關(guān)。

　　(四)實(shí)證結(jié)果分析

　　1.出口和引進(jìn)外資對(duì)企業(yè)人力資本效率的影響

　　首先，模型1是沒(méi)有納入控制變量的估計(jì)結(jié)果，其中變量Exp和Fdi的估計(jì)系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，企業(yè)出口和引進(jìn)外資越多，人力資本效率越高。 在模型2中加入了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩等控制變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變量Exp和Fdi的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，變量Exp和Fdi分別增長(zhǎng)1%，人力資本效率提高0.102%和0.074%，說(shuō)明企業(yè)出口和引進(jìn)外資有助于人力資本效率提高。 原因在于企業(yè)出口和引進(jìn)外資通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)與干中學(xué)效應(yīng)直接提高了人力資本效率，通過(guò)技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)使得企業(yè)中高人力資本效率員工與低人力資本效率員工的相對(duì)收入差距拉大，進(jìn)而提高了企業(yè)員工人力資本效率提升后收入增加的預(yù)期，間接提高了員工人力資本效率(李兵等，2016; 王俊，2019)‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。

　　此外，企業(yè)出口后遇到激烈的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)促使企業(yè)加大教育培訓(xùn)投入，提升人力資本效率。 為了了解企業(yè)所需的較為先進(jìn)的技術(shù)和管理方法以及企業(yè)跨國(guó)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所要掌握的知識(shí)，引進(jìn)外資后的企業(yè)往往會(huì)增加員工教育培訓(xùn)機(jī)會(huì)，加大員工教育培訓(xùn)力度; 且引進(jìn)外資后的企業(yè)易成為跨國(guó)公司的供應(yīng)商和經(jīng)銷(xiāo)商，成為跨國(guó)公司在全球產(chǎn)業(yè)鏈條中的一環(huán)，跨國(guó)公司往往會(huì)對(duì)這些上下游企業(yè)提供更多的教育培訓(xùn)，這均促進(jìn)了人力資本效率提升(倪紅福，2017; 張世俊和鄧峰，2019)。

　　模型2中變量Exp和Fdi的估計(jì)系數(shù)均不大，說(shuō)明企業(yè)出口和引進(jìn)外資促進(jìn)人力資本效率提升還是受到一定的限制。 前者主要是由于樣本期內(nèi)企業(yè)多是傳統(tǒng)生產(chǎn)部門(mén)的工業(yè)企業(yè)，從事的多是加工貿(mào)易，以技術(shù)含量不高的產(chǎn)品出口為主，但企業(yè)出口的產(chǎn)品質(zhì)量較高，雖然這些企業(yè)的勞動(dòng)力等要素成本高于東南亞等國(guó)家，但仍然在中低端和中高端市場(chǎng)上有一定的競(jìng)爭(zhēng)力。 因此，企業(yè)出口通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)人力資本效率的提高作用不大。 后者主要是因?yàn)橐徊糠滞顿Y于國(guó)內(nèi)企業(yè)的外資是資源要素尋求型和市場(chǎng)需求型外資，這些外資進(jìn)入國(guó)內(nèi)企業(yè)更多是利用相對(duì)廉價(jià)的勞動(dòng)力等資源要素進(jìn)行低技術(shù)特性的生產(chǎn)和尋求廣闊的市場(chǎng)(陳頌和盧晨，2019)。

　　其次，從表2可知，控制變量ens、tfp、rur、wag、rdi的估計(jì)系數(shù)均為正值，其中ens的估計(jì)系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn); epc和fid的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值，其中fid的估計(jì)系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 這表明企業(yè)生產(chǎn)率提高、企業(yè)資源利用率提升、企業(yè)員工工資水平增加、企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度提高均有助于促進(jìn)企業(yè)人力資本效率提升。 除了企業(yè)員工工資水平的估計(jì)系數(shù)較大外，其他變量的估計(jì)系數(shù)均較小，說(shuō)明樣本期內(nèi)中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率整體水平不高、資源利用率有待提升、研發(fā)投入強(qiáng)度較低，致使對(duì)人力資本效率的促進(jìn)作用不大。

　　企業(yè)規(guī)模未顯著提升企業(yè)人力資本效率，說(shuō)明樣本期內(nèi)中國(guó)企業(yè)規(guī)模普遍較小，資金實(shí)力較弱，難以發(fā)揮人力資本的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。 企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩和企業(yè)金融發(fā)展水平對(duì)企業(yè)人力資本效率提升產(chǎn)生了負(fù)面影響，后者不顯著，說(shuō)明樣本期內(nèi)中國(guó)企業(yè)產(chǎn)能利用率不足，產(chǎn)能過(guò)剩較為普遍，不利于人力資本效率提高，也說(shuō)明企業(yè)金融發(fā)展水平較低，獲得外部貸款較為困難，融資難在一定程度上抑制了企業(yè)人力資本效率提高，但該抑制作用并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

　　最后，企業(yè)人力資本效率存在空間溢出效應(yīng)。 所有回歸滯后項(xiàng)參數(shù)ρ均顯著為正，這表明同一城市企業(yè)人力資本效率存在相互影響，本企業(yè)人力資本效率提高有助于同一城市其他企業(yè)人力資本效率提升，本企業(yè)人力資本效率提高也得益于同一城市其他企業(yè)人力資本效率提升，即企業(yè)人力資本效率存在空間溢出效應(yīng)。

　　2.出口和引進(jìn)外資對(duì)不同特征企業(yè)人力資本效率的影響

　　下面進(jìn)一步考察企業(yè)出口和引進(jìn)外資對(duì)人力資本效率的影響是否因企業(yè)所處地區(qū)、行業(yè)屬性和企業(yè)所有制性質(zhì)不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性。 在模型2中分別加入lnExp×ere、lnExp×cws、lnFdi×ere、lnFdi×cws、lnExp×lab、lnExp×cap、lnFdi×lab、lnFdi×cap、lnExp×sts、lnExp×pri、lnFdi×sts、lnFdi×pri交叉項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。 從表3模型3~模型6可知，在加入所有交叉項(xiàng)后，Exp和Fdi的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，表明中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口和外資促進(jìn)了人力資本效率提升，但這一結(jié)果顯然因企業(yè)所處地區(qū)、行業(yè)屬性和所有制性質(zhì)不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性。

　　(1)從企業(yè)所處地區(qū)來(lái)看，模型3和模型6中的lnExp×ere和lnFdi×ere估計(jì)系數(shù)均顯著為正，lnExp×cws和lnFdi×cws的估計(jì)系數(shù)均為正值，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 這說(shuō)明東部地區(qū)企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著提高了企業(yè)人力資本效率，中西部地區(qū)企業(yè)出口和引進(jìn)外資未顯著促進(jìn)企業(yè)人力資本效率提升。 原因可能在于東部地區(qū)企業(yè)中現(xiàn)代生產(chǎn)部門(mén)的工業(yè)企業(yè)比例較高，出口產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值較高，在中高端市場(chǎng)有一定的出口競(jìng)爭(zhēng)力，該地區(qū)企業(yè)出口會(huì)產(chǎn)生較大的技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng); 同時(shí)該地區(qū)企業(yè)本身人力資本水平和管理水平較高、融資能力和研發(fā)能力與員工執(zhí)行力較強(qiáng)、企業(yè)治理結(jié)構(gòu)較為完善、規(guī)章制度較為健全，能較為積極地吸收上述4種效應(yīng)，進(jìn)而顯著提高了企業(yè)人力資本效率。

　　而中西部地區(qū)企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)部門(mén)的工業(yè)企業(yè)比例較高，出口產(chǎn)品深加工不足，技術(shù)含量和附加值較低，在中低端市場(chǎng)出口競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，該地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)較為有限; 同時(shí)該地區(qū)企業(yè)吸收上述效應(yīng)的能力較弱，致使該地區(qū)企業(yè)出口對(duì)人力資本效率的提高作用不顯著。 另外，東部地區(qū)企業(yè)引進(jìn)的外資中戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資占比較高，其技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)較為明顯，對(duì)企業(yè)人力資本效率的提高作用顯著。 而中西部地區(qū)企業(yè)引進(jìn)的外資中資源要素尋求型和市場(chǎng)需求型外資占比較高，其產(chǎn)生的4種效應(yīng)較小，不足以顯著提高企業(yè)人力資本效率。

　　(2)從企業(yè)所屬行業(yè)來(lái)看，模型4和模型6中的lnExp×lab、lnFdi×lab、lnExp×cap、lnFdi×cap估計(jì)系數(shù)均為正值，前兩者的估計(jì)系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 說(shuō)明勞動(dòng)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資未顯著提升人力資本效率，資本技術(shù)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著提高了人力資本效率。 原因可能在于勞動(dòng)密集型企業(yè)出口的產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值較低，依靠相對(duì)成本優(yōu)勢(shì)在出口市場(chǎng)上具備一定的競(jìng)爭(zhēng)力，該類(lèi)型企業(yè)引進(jìn)的外資也主要是利用其相對(duì)廉價(jià)的勞動(dòng)力進(jìn)行低技術(shù)特性生產(chǎn)以及尋求廣闊市場(chǎng)，因此，勞動(dòng)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)均較低。

　　同時(shí)該類(lèi)型企業(yè)吸收這些效應(yīng)的能力較弱，致使該類(lèi)型企業(yè)人力資本效率未能顯著提高。 相對(duì)而言，資本技術(shù)密集型企業(yè)出口的產(chǎn)品技術(shù)含量較高，在出口市場(chǎng)上面臨的競(jìng)爭(zhēng)較為激烈，該類(lèi)型企業(yè)引進(jìn)的外資主要是戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資，因此，資本技術(shù)密集型企業(yè)出口和引進(jìn)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)均較大; 同時(shí)該類(lèi)型企業(yè)吸收這些效應(yīng)的能力較強(qiáng)，致使該類(lèi)型企業(yè)出口和引進(jìn)外資對(duì)人力資本效率的提高作用顯著。

　　(3)從企業(yè)所有制性質(zhì)來(lái)看，模型5和模型6中的lnExp×sts、lnExp×pri、lnFdi×sts、lnFdi×pri估計(jì)系數(shù)也均為正值，后兩者的估計(jì)系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 說(shuō)明國(guó)有企業(yè)出口和引進(jìn)外資顯著促進(jìn)了人力資本效率提升，民營(yíng)企業(yè)出口和引進(jìn)外資未能顯著提高人力資本效率，因?yàn)閲?guó)有企業(yè)所處行業(yè)多是資本密集型產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)占比較低，民營(yíng)企業(yè)所處的行業(yè)多是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集型產(chǎn)業(yè)占比較低。 結(jié)合上述企業(yè)所屬行業(yè)的實(shí)證結(jié)果就可以解釋這里的估計(jì)結(jié)果。

　　最后，從模型3~模型6可知，控制變量ens、tfp、epc、rur、wag、rdi、fid的估計(jì)系數(shù)正負(fù)號(hào)并未發(fā)生改變，僅是估計(jì)系數(shù)大小和顯著性有所變化，但并未推翻表2的估計(jì)結(jié)果，即企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)資源利用率、企業(yè)員工工資水平、企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度有助于提升企業(yè)人力資本效率，其中只有企業(yè)員工工資水平對(duì)人力資本效率的促進(jìn)作用較大，企業(yè)規(guī)模未顯著提升企業(yè)人力資本效率，企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩和企業(yè)金融發(fā)展水平對(duì)企業(yè)人力資本效率提升產(chǎn)生了負(fù)面影響，后者不顯著。 上述控制變量結(jié)果沒(méi)有因?yàn)槠髽I(yè)所處地區(qū)、行業(yè)屬性和所有制性質(zhì)不同而發(fā)生改變。

　　3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

　　為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)論是否可靠，將空間權(quán)重矩陣分別設(shè)定為地理空間距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重矩陣再次實(shí)證檢驗(yàn)，其中當(dāng)i企業(yè)與j企業(yè)位于不同城市時(shí)，地理空間距離權(quán)重為0; 當(dāng)i企業(yè)與j企業(yè)位于同一城市時(shí)，地理空間距離權(quán)重為1/S，S為與企業(yè)i位于同一城市的企業(yè)數(shù)目。 經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重則主要選擇企業(yè)所在城市的人均GDP作為鄰近性權(quán)數(shù)，計(jì)算公式為：

　　依據(jù)上述計(jì)算方法分別得到地理空間距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重矩陣，然后利用空間糾正Sys-GMM估計(jì)。 從模型7和模型12可知，在加入控制變量后，解釋變量Exp和Fdi的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，當(dāng)空間權(quán)重矩陣為地理空間距離權(quán)重矩陣時(shí)，Exp和Fdi分別增長(zhǎng)1%，人力資本效率在10%顯著性水平上提高0.158%和在5%顯著性水平上提高0.079%; 當(dāng)空間權(quán)重矩陣為經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重矩陣時(shí)，Exp和Fdi分別增長(zhǎng)1%，人力資本效率均在5%顯著性水平上提高0.156%和0.077%，說(shuō)明中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口和引進(jìn)外資有助于人力資本效率提高，但提高作用不大。

　　從模型8~模型11和模型13~模型16可知，當(dāng)空間權(quán)重矩陣為地理空間距離權(quán)重矩陣或經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重矩陣時(shí)，lnExp×ere和lnFdi×ere、lnExp×cap和lnFdi×cap、lnExp×sts和lnFdi×sts的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，lnExp×cws和lnFdi×cws、lnExp×lab和lnFdi×lab、lnExp×pri和lnFdi×pri的估計(jì)系數(shù)均為正值，但均不顯著。 說(shuō)明東部地區(qū)企業(yè)、資本技術(shù)密集型企業(yè)、國(guó)有企業(yè)的出口和引進(jìn)外資顯著促進(jìn)了企業(yè)人力資本效率提升，中西部地區(qū)企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)的出口和引進(jìn)外資未顯著提升企業(yè)人力資本效率。 因此，將空間權(quán)重矩陣分別設(shè)定為地理空間距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)重矩陣再次實(shí)證檢驗(yàn)得到的結(jié)論與最初實(shí)證結(jié)果僅在估計(jì)系數(shù)和顯著性水平上有所差異，并未改變最初實(shí)證結(jié)果，表明最初實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

　　四、結(jié)語(yǔ)

　　依據(jù)上述實(shí)證結(jié)論，應(yīng)采取以下對(duì)策提高人力資本效率：(1)中國(guó)企業(yè)尤其是中西部地區(qū)企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)需適時(shí)優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度和出口附加值，努力提升在出口價(jià)值鏈中的地位; 在引進(jìn)外資時(shí)適時(shí)降低資源要素尋求型和市場(chǎng)需求型外資占比，注重戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資引進(jìn); 同時(shí)企業(yè)需健全規(guī)章制度，完善治理結(jié)構(gòu)，提升管理水平，提高融資能力、研發(fā)能力與員工執(zhí)行力，加大研發(fā)投入，進(jìn)而提升企業(yè)吸收能力，通過(guò)獲得較大的出口和外資技術(shù)溢出效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和示范競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)來(lái)提高人力資本效率。

　　(2)政府做好頂層設(shè)計(jì)，改進(jìn)政府服務(wù)，優(yōu)化軟環(huán)境，適時(shí)制定出口補(bǔ)貼、出口退稅、出口信貸融資、出口通關(guān)便利等系列優(yōu)惠政策，支持企業(yè)尤其是中西部地區(qū)企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)出口技術(shù)含量和附加值高的產(chǎn)品; 適時(shí)制定稅收和融資等方面的引資政策，在同等條件下，優(yōu)先支持中西部地區(qū)企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)引進(jìn)戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資。 (3)在采取措施提高企業(yè)人力資本效率時(shí)，無(wú)論是企業(yè)自身還是各地政府均需要考慮到企業(yè)人力資本效率的空間溢出效應(yīng)，特別是政府部門(mén)需努力搭建平臺(tái)，優(yōu)化服務(wù)，促進(jìn)深化企業(yè)間的交流，利用空間溢出效應(yīng)進(jìn)一步提高企業(yè)人力資本效率。

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