出口和引進外資對人力資本效率的影響

　　摘 要： 構建空間動態(tài)面板模型，基于1998~2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用空間糾正Sys-GMM法實證發(fā)現(xiàn)，中國工業(yè)企業(yè)出口和引進外資與人力資本效率均存在空間自相關，企業(yè)人力資本效率存在空間溢出效應; 中國工業(yè)企業(yè)出口和引進外資有助于人力資本效率提高，但提高作用不大，這一結果因企業(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)出口和引進外資未顯著促進企業(yè)人力資本效率提升; 勞動密集型企業(yè)出口和引進外資未顯著提升人力資本效率，資本技術密集型企業(yè)出口和引進外資顯著提高了人力資本效率; 國有企業(yè)出口和引進外資顯著促進了人力資本效率提升，民營企業(yè)出口和引進外資未能顯著提高人力資本效率‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。

　　關鍵詞：出口; 外資; 人力資本效率; 空間糾正Sys-GMM

　　改革開放以來，中國經(jīng)濟取得了顯著成就，但當前中國經(jīng)濟發(fā)展面臨較為復雜嚴峻的國內(nèi)外環(huán)境，特別是在國內(nèi)人口紅利趨于消失殆盡、勞動力成本日益上漲的背景下，如何保持中國經(jīng)濟平穩(wěn)高質(zhì)量的增長成為亟待解決的問題之一。 眾多學者認為提高全要素生產(chǎn)率是中國經(jīng)濟高質(zhì)量可持續(xù)增長的唯一源泉(任保平，2018; 蔡昉，2018)。

　　作者：闞大學

　　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創(chuàng)新的重要手段，因此，人力資本效率提高對于中國經(jīng)濟高質(zhì)量可持續(xù)增長至關重要。 目前中國人力資本效率不高，主要表現(xiàn)為中國進入老齡化社會，勞動力資源已不再豐富，人力資本出現(xiàn)結構性短缺，落后地區(qū)人力資本不足，發(fā)達地區(qū)人力資本出現(xiàn)知識性失業(yè)，高層次人力資本緊缺，如何提高中國人力資本效率亟待解決。 學術界對此鮮有研究，本文從外源因素即出口和引進外資兩方面來實證分析兩者對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、文獻綜述

　　(一)人力資本效率測度

　　相關文獻多集中于測度人力資本，尚未發(fā)現(xiàn)國外學者對于人力資本效率的衡量，國內(nèi)學者對于人力資本效率的測度進行了相關研究，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和產(chǎn)出指標，測算中國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。 二是構建隨機前沿生產(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(錢雪亞等，2014; 賀俊等，2016; 馬磊，2017)。

　　(二)人力資本效率的影響因素

　　國內(nèi)外學術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。 闞大學和羅良文(2010)運用Sys-GMM法實證研究了對外貿(mào)易和外資對人力資本效率的影響。 吳小立(2011)以客商為例，理論分析了不同類型儒家意識對企業(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、居民經(jīng)濟狀況、對外貿(mào)易和制度變遷顯著影響了中國人力資本投資效率。 呂連菊和陳國柱(2014)認為技術進步提升了中國所有地區(qū)的人力資本投資產(chǎn)出效率，但規(guī)模效率降低導致技術效率不利于人力資本投資產(chǎn)出效率增長。 劉婉琪和任毅(2018)利用三階段 DEA 模型實證發(fā)現(xiàn)，教育投入、出口和技術水平等因素影響了成渝城市群的人力資本效率。

　　綜上所述，學界認為人力資本效率包括4個環(huán)節(jié)的效率：投資環(huán)節(jié)的投資積累率、積累環(huán)節(jié)的積累運行率、流動環(huán)節(jié)的配置效率、運行環(huán)節(jié)的投入產(chǎn)出率，其中最主要的是投入產(chǎn)出率。 而對于人力資本的投入產(chǎn)出率，學界一般用人力資本增長貢獻率和人力資本生產(chǎn)率來衡量，其中關于人力資本增長貢獻率均是回歸分析得出，有回歸的最短時間限制，因此，無法計算出每一年的人力資本增長貢獻率，故主要對人力資本生產(chǎn)率水平進行考察。

　　闞大學和羅良文(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)出水平來衡量人力資本效率顯然不準確。 而基于DEA法和隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)測算得到的人力資本效率也不可靠，前者沒有將投入產(chǎn)出松弛性問題予以考慮; 后者則不能同時模擬期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的情形。 而且，現(xiàn)有文獻均是基于宏觀層面數(shù)據(jù)實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。 最后，現(xiàn)有文獻未考慮空間溢出效應，對于估計過程中產(chǎn)生的變量內(nèi)生性一般使用Sys-GMM法克服，但該方法的適用條件較為嚴格，存在估計結果有偏等不足。

　　本文區(qū)別于上述文獻主要有：(1)構建EBM模型彌補現(xiàn)有衡量方法的不足，準確測度人力資本效率(人力資本的投入產(chǎn)出率); (2)利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)進行檢驗，相對于全國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企業(yè)行為的有效檢驗方面比宏觀數(shù)據(jù)更有優(yōu)勢; (3)考慮到空間溢出效應，構建空間動態(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出口和外資的影響等產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，實證研究企業(yè)出口和引進外資對人力資本效率的影響，進一步分地區(qū)、行業(yè)屬性、所有制性質(zhì)進行檢驗。

　　二、模型構建、變量測度和數(shù)據(jù)說明

　　(一)模型構建

　　依據(jù)人力資本水平、結構和效率的影響因素文獻，借鑒Lesage和Pace(2009)的研究，設定以人力資本效率(Hef)為被解釋變量，出口(Exp)和外資(Fdi)為解釋變量，同時納入控制變量的空間動態(tài)面板模型：

　　其中，i和t分別表示第i個企業(yè)和第t年，Z為控制變量，μ和φ分別為企業(yè)i和時間t的固定效應，ε和W分別為隨機誤差項和空間權重矩陣。 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，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。

　　(二)變量測度

　　首先，關于人力資本效率的測度。 借鑒Tone和Tsutsui(2010)構建的EBM模型來測度，克服DEA法和隨機前沿生產(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分別是權重向量、徑向θ和非徑向松弛的核心參數(shù)、投入要素的權重，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、養(yǎng)老醫(yī)療保險費、勞動失業(yè)保險費、研究開發(fā)費、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)和權重，再利用上述公式計算出包含期望產(chǎn)出(企業(yè)總產(chǎn)值)和非期望產(chǎn)出(企業(yè)應收賬款凈額)的人力資本效率值。

　　其次，關于出口和外資的測度。 分別用出口交貨值除以企業(yè)銷售額、企業(yè)港澳臺資本金與外商資本金之和除以企業(yè)實收資本衡量出口和企業(yè)引進外資的情況。

　　最后，關于控制變量的測度。 結合現(xiàn)有文獻與數(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)值測度; (2)企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)采用索洛余額法測算; (3)企業(yè)產(chǎn)能過剩(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)增加值與流動資產(chǎn)總值的比值測度; (5)企業(yè)員工工資水平(wag)采用企業(yè)應付工資總額除以全部職工數(shù)測算; (6)企業(yè)研發(fā)投入強度(rdi)采用企業(yè)研發(fā)費用除以銷售額測度;

　　(7)企業(yè)金融發(fā)展水平(fid)采用企業(yè)利息支出測度; (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)屬于勞動密集型行業(yè)(lab=1，否則lab=0)和資本技術密集型行業(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)為國有企業(yè)(sts=1，否則sts=0)和民營企業(yè)(pri=1，否則pri=0)。

　　(三)數(shù)據(jù)說明

　　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《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。 ①由于該數(shù)據(jù)庫存在諸如指標缺失、異常值和明顯的統(tǒng)計誤差等問題，因此，借鑒闞大學和呂連菊(2016)的做法對其進行處理。

　　三、實證分析

　　(一)空間自相關檢驗

　　利用Moran’I指數(shù)檢驗企業(yè)出口和外資與人力資本效率的空間自相關性，計算發(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，各自存在較強的空間依賴特征。 具體表現(xiàn)是出口和引進外資較多的企業(yè)傾向于接近其他較多企業(yè)，出口和引進外資相對較少的企業(yè)趨于和其他較少企業(yè)相鄰。 該結論也適用于人力資本效率變量。 進一步研究發(fā)現(xiàn)，較多出口和引進外資的企業(yè)和較高人力資本效率的企業(yè)存在空間相關性，較低出口和引進外資的企業(yè)和較低人力資本效率的企業(yè)存在空間相關性，說明企業(yè)出口和引進外資與人力資本效率的關系均為正相關。

　　(二)空間動態(tài)面板模型選擇

　　基于空間自相關檢驗結果，引入空間動態(tài)面板模型，但還需判斷模型種類，本文依據(jù)LM與Robust LM兩類統(tǒng)計量的顯著性水平來選擇。 相對于LM(error)統(tǒng)計量，LM(lag)統(tǒng)計量更為顯著，且Robust LM(lag)統(tǒng)計量在10%水平上通過了顯著性檢驗，Robust LM(error)統(tǒng)計量不顯著，故選擇空間動態(tài)面板滯后模型。

　　(三)內(nèi)生性問題

　　在估計前，由于可能存在內(nèi)生性問題導致估計偏差，因此，首先確定解釋變量有無內(nèi)生性，Hausman檢驗結果拒絕了所有解釋變量均為外生變量的原假設，故存在內(nèi)生性問題。 即使回歸結果表明人力資本效率與出口和外資關系顯著，也不能斷言出口和外資對人力資本效率有影響，這里OLS法已經(jīng)不能一致和無偏地估計系數(shù)，故運用空間糾正Sys-GMM進行估計，克服內(nèi)生性問題。

　　在估計時，選取解釋變量的部分已知值(原變量加滯后2期)作為估計的工具變量，具體結果見表2。 Sargan檢驗的P值大于10%，說明不能拒絕工具變量有效的零假設。 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。

　　(四)實證結果分析

　　1.出口和引進外資對企業(yè)人力資本效率的影響

　　首先，模型1是沒有納入控制變量的估計結果，其中變量Exp和Fdi的估計系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，說明在其他條件不變的情況下，企業(yè)出口和引進外資越多，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)能過剩等控制變量進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，變量Exp和Fdi的估計系數(shù)依然顯著為正，變量Exp和Fdi分別增長1%，人力資本效率提高0.102%和0.074%，說明企業(yè)出口和引進外資有助于人力資本效率提高。 原因在于企業(yè)出口和引進外資通過技術溢出效應與干中學效應直接提高了人力資本效率，通過技能偏向性技術進步效應、示范競爭效應使得企業(yè)中高人力資本效率員工與低人力資本效率員工的相對收入差距拉大，進而提高了企業(yè)員工人力資本效率提升后收入增加的預期，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際市場競爭，會促使企業(yè)加大教育培訓投入，提升人力資本效率。 為了了解企業(yè)所需的較為先進的技術和管理方法以及企業(yè)跨國生產(chǎn)經(jīng)營所要掌握的知識，引進外資后的企業(yè)往往會增加員工教育培訓機會，加大員工教育培訓力度; 且引進外資后的企業(yè)易成為跨國公司的供應商和經(jīng)銷商，成為跨國公司在全球產(chǎn)業(yè)鏈條中的一環(huán)，跨國公司往往會對這些上下游企業(yè)提供更多的教育培訓，這均促進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的估計系數(shù)均不大，說明企業(yè)出口和引進外資促進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)部門的工業(yè)企業(yè)，從事的多是加工貿(mào)易，以技術含量不高的產(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)的勞動力等要素成本高于東南亞等國家，但仍然在中低端和中高端市場上有一定的競爭力。 因此，企業(yè)出口通過技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應對人力資本效率的提高作用不大。 后者主要是因為一部分投資于國內(nèi)企業(yè)的外資是資源要素尋求型和市場需求型外資，這些外資進入國內(nèi)企業(yè)更多是利用相對廉價的勞動力等資源要素進行低技術特性的生產(chǎn)和尋求廣闊的市場(陳頌和盧晨，2019)。

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

　　企業(yè)規(guī)模未顯著提升企業(yè)人力資本效率，說明樣本期內(nèi)中國企業(yè)規(guī)模普遍較小，資金實力較弱，難以發(fā)揮人力資本的規(guī)模經(jīng)濟效應。 企業(yè)產(chǎn)能過剩和企業(yè)金融發(fā)展水平對企業(yè)人力資本效率提升產(chǎn)生了負面影響，后者不顯著，說明樣本期內(nèi)中國企業(yè)產(chǎn)能利用率不足，產(chǎn)能過剩較為普遍，不利于人力資本效率提高，也說明企業(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顯著性檢驗。

　　最后，企業(yè)人力資本效率存在空間溢出效應。 所有回歸滯后項參數(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。

　　2.出口和引進外資對不同特征企業(yè)人力資本效率的影響

　　下面進一步考察企業(yè)出口和引進外資對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交叉項進行檢驗。 從表3模型3~模型6可知，在加入所有交叉項后，Exp和Fdi的估計系數(shù)仍然顯著為正，表明中國工業(yè)企業(yè)出口和外資促進了人力資本效率提升，但這一結果顯然因企業(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)來看，模型3和模型6中的lnExp×ere和lnFdi×ere估計系數(shù)均顯著為正，lnExp×cws和lnFdi×cws的估計系數(shù)均為正值，但未通過顯著性檢驗。 這說明東部地區(qū)企業(yè)出口和引進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)出口和引進外資未顯著促進企業(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)部門的工業(yè)企業(yè)比例較高，出口產(chǎn)品技術含量和附加值較高，在中高端市場有一定的出口競爭力，該地區(qū)企業(yè)出口會產(chǎn)生較大的技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應; 同時該地區(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、企業(yè)治理結構較為完善、規(guī)章制度較為健全，能較為積極地吸收上述4種效應，進而顯著提高了企業(yè)人力資本效率。

　　而中西部地區(qū)企業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)部門的工業(yè)企業(yè)比例較高，出口產(chǎn)品深加工不足，技術含量和附加值較低，在中低端市場出口競爭力較強，該地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)生的技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應較為有限; 同時該地區(qū)企業(yè)吸收上述效應的能力較弱，致使該地區(qū)企業(yè)出口對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，其技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應較為明顯，對企業(yè)人力資本效率的提高作用顯著。 而中西部地區(qū)企業(yè)引進的外資中資源要素尋求型和市場需求型外資占比較高，其產(chǎn)生的4種效應較小，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)來看，模型4和模型6中的lnExp×lab、lnFdi×lab、lnExp×cap、lnFdi×cap估計系數(shù)均為正值，前兩者的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗。 說明勞動密集型企業(yè)出口和引進外資未顯著提升人力資本效率，資本技術密集型企業(yè)出口和引進外資顯著提高了人力資本效率。 原因可能在于勞動密集型企業(yè)出口的產(chǎn)品技術含量和附加值較低，依靠相對成本優(yōu)勢在出口市場上具備一定的競爭力，該類型企業(yè)引進的外資也主要是利用其相對廉價的勞動力進行低技術特性生產(chǎn)以及尋求廣闊市場，因此，勞動密集型企業(yè)出口和引進外資的技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應均較低。

　　同時該類型企業(yè)吸收這些效應的能力較弱，致使該類型企業(yè)人力資本效率未能顯著提高。 相對而言，資本技術密集型企業(yè)出口的產(chǎn)品技術含量較高，在出口市場上面臨的競爭較為激烈，該類型企業(yè)引進的外資主要是戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資，因此，資本技術密集型企業(yè)出口和引進外資的技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應均較大; 同時該類型企業(yè)吸收這些效應的能力較強，致使該類型企業(yè)出口和引進外資對人力資本效率的提高作用顯著。

　　(3)從企業(yè)所有制性質(zhì)來看，模型5和模型6中的lnExp×sts、lnExp×pri、lnFdi×sts、lnFdi×pri估計系數(shù)也均為正值，后兩者的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗。 說明國有企業(yè)出口和引進外資顯著促進了人力資本效率提升，民營企業(yè)出口和引進外資未能顯著提高人力資本效率，因為國有企業(yè)所處行業(yè)多是資本密集型產(chǎn)業(yè)，勞動密集型產(chǎn)業(yè)占比較低，民營企業(yè)所處的行業(yè)多是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集型產(chǎn)業(yè)占比較低。 結合上述企業(yè)所屬行業(yè)的實證結果就可以解釋這里的估計結果。

　　最后，從模型3~模型6可知，控制變量ens、tfp、epc、rur、wag、rdi、fid的估計系數(shù)正負號并未發(fā)生改變，僅是估計系數(shù)大小和顯著性有所變化，但并未推翻表2的估計結果，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)員工工資水平對人力資本效率的促進作用較大，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)能過剩和企業(yè)金融發(fā)展水平對企業(yè)人力資本效率提升產(chǎn)生了負面影響，后者不顯著。 上述控制變量結果沒有因為企業(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

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

　　依據(jù)上述計算方法分別得到地理空間距離權重矩陣和經(jīng)濟空間距離權重矩陣，然后利用空間糾正Sys-GMM估計。 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的估計系數(shù)均顯著為正，當空間權重矩陣為地理空間距離權重矩陣時，Exp和Fdi分別增長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%; 當空間權重矩陣為經(jīng)濟空間距離權重矩陣時，Exp和Fdi分別增長1%，人力資本效率均在5%顯著性水平上提高0.156%和0.077%，說明中國工業(yè)企業(yè)出口和引進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，當空間權重矩陣為地理空間距離權重矩陣或經(jīng)濟空間距離權重矩陣時，lnExp×ere和lnFdi×ere、lnExp×cap和lnFdi×cap、lnExp×sts和lnFdi×sts的估計系數(shù)均顯著為正，lnExp×cws和lnFdi×cws、lnExp×lab和lnFdi×lab、lnExp×pri和lnFdi×pri的估計系數(shù)均為正值，但均不顯著。 說明東部地區(qū)企業(yè)、資本技術密集型企業(yè)、國有企業(yè)的出口和引進外資顯著促進了企業(yè)人力資本效率提升，中西部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、民營企業(yè)的出口和引進外資未顯著提升企業(yè)人力資本效率。 因此，將空間權重矩陣分別設定為地理空間距離權重矩陣和經(jīng)濟空間距離權重矩陣再次實證檢驗得到的結論與最初實證結果僅在估計系數(shù)和顯著性水平上有所差異，并未改變最初實證結果，表明最初實證結果是穩(wěn)健的。

　　四、結語

　　依據(jù)上述實證結論，應采取以下對策提高人力資本效率：(1)中國企業(yè)尤其是中西部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、民營企業(yè)需適時優(yōu)化出口產(chǎn)品結構，提高出口產(chǎn)品技術復雜度和出口附加值，努力提升在出口價值鏈中的地位; 在引進外資時適時降低資源要素尋求型和市場需求型外資占比，注重戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型和效率尋求型外資引進; 同時企業(yè)需健全規(guī)章制度，完善治理結構，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，進而提升企業(yè)吸收能力，通過獲得較大的出口和外資技術溢出效應、干中學效應、技能偏向性技術進步效應和示范競爭效應來提高人力資本效率。

　　(2)政府做好頂層設計，改進政府服務，優(yōu)化軟環(huán)境，適時制定出口補貼、出口退稅、出口信貸融資、出口通關便利等系列優(yōu)惠政策，支持企業(yè)尤其是中西部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型企業(yè)和民營企業(yè)出口技術含量和附加值高的產(chǎn)品; 適時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)、勞動密集型企業(yè)和民營企業(yè)引進戰(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，無論是企業(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，特別是政府部門需努力搭建平臺，優(yōu)化服務，促進深化企業(yè)間的交流，利用空間溢出效應進一步提高企業(yè)人力資本效率。

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