出口和引進(jìn)外資對人力資本效率的影響
——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析

闞大學(xué)

（南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330099）

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了顯著成就，但當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨較為復(fù)雜嚴(yán)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(jì)平穩(wěn)高質(zhì)量的增長成為亟待解決的問題之一。眾多學(xué)者認(rèn)為提高全要素生產(chǎn)率是中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)增長的唯一源泉（任保平，2018；蔡昉，2018）。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于中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)增長至關(guān)重要。目前中國人力資本效率不高，主要表現(xiàn)為中國進(jìn)入老齡化社會，勞動力資源已不再豐富，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(xué)術(shù)界對此鮮有研究，本文從外源因素即出口和引進(jìn)外資兩方面來實證分析兩者對人力資本效率的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）人力資本效率測度

相關(guān)文獻(xiàn)多集中于測度人力資本，尚未發(fā)現(xiàn)國外學(xué)者對于人力資本效率的衡量，國內(nèi)學(xué)者對于人力資本效率的測度進(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(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(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(xùn)、居民經(jīng)濟(jì)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(rèn)為技術(shù)進(jìn)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(dǎo)致技術(shù)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(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(xué)界一般用人力資本增長貢獻(xiàn)率和人力資本生產(chǎn)率來衡量，其中關(guān)于人力資本增長貢獻(xiàn)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(xiàn)率，故主要對人力資本生產(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(zhǔn)確。而基于DEA法和隨機(jī)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(xiàn)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(xiàn)未考慮空間溢出效應(yīng)，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(yán)格，存在估計結(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(jìn)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(yīng)，構(gòu)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(jìn)外資對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。

二、模型構(gòu)建、變量測度和數(shù)據(jù)說明

（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(yīng)，ε和W分別為隨機(jī)誤差項和空間權(quán)重矩陣?？紤]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。

（二）變量測度

首先，關(guān)于人力資本效率的測度。借鑒Tone和Tsutsui（2010）構(gòu)建的EBM模型來測度，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(quán)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(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(jìn)外資的情況。

最后，關(guān)于控制變量的測度。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(yīng)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(qiáng)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(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《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》更新到2013年，故本文數(shù)據(jù)截至2013年。由于該數(shù)據(jù)庫存在諸如指標(biāo)缺失、異常值和明顯的統(tǒng)計誤差等問題，因此，借鑒闞大學(xué)和呂連菊（2016）的做法對其進(jìn)行處理。

三、實證分析

（一）空間自相關(guān)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(guān)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將空間權(quán)重矩陣設(shè)定為0～1權(quán)重矩陣。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(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）空間動態(tài)面板模型選擇

基于空間自相關(guān)檢驗結(jié)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。從表1可知，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。

表1 模型選擇的LM和Robust LM統(tǒng)計量

（三）內(nèi)生性問題

在估計前，由于可能存在內(nèi)生性問題導(dǎo)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(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(jìn)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(jié)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(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）實證結(jié)果分析

1.出口和引進(jìn)外資對企業(yè)人力資本效率的影響

首先，從表2可知，模型1是沒有納入控制變量的估計結(jié)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(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)能過剩等控制變量進(jìn)行檢驗，結(jié)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(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，通過技能偏向性技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、示范競爭效應(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際市場競爭，會促使企業(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)跨國生產(chǎn)經(jīng)營所要掌握的知識，引進(jìn)外資后的企業(yè)往往會增加員工教育培訓(xùn)機(jī)會，加大員工教育培訓(xùn)力度；且引進(jìn)外資后的企業(yè)易成為跨國公司的供應(yīng)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(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的估計系數(shù)均不大，說明企業(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(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)和示范競爭效應(yīng)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(jìn)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(jìn)行低技術(shù)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(fù)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(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(qiáng)度較低，致使對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(jì)效應(yīng)。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(fù)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，從表2可知，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(jìn)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(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。

表2 出口和引進(jìn)外資對企業(yè)人力資本效率影響的估計結(jié)果

表3 出口和引進(jìn)外資對不同特征企業(yè)人力資本效率影響的估計結(jié)果

（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(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(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)和示范競爭效應(yīng)；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(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，在中低端市場出口競爭力較強(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)和示范競爭效應(yīng)較為有限；同時該地區(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)和示范競爭效應(yīng)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(jìn)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(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(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(jìn)的外資也主要是利用其相對廉價的勞動力進(jìn)行低技術(shù)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(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)和示范競爭效應(yīng)均較低；同時該類型企業(yè)吸收這些效應(yīng)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(shù)密集型企業(yè)出口的產(chǎn)品技術(shù)含量較高，在出口市場上面臨的競爭較為激烈，該類型企業(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)和示范競爭效應(yīng)均較大；同時該類型企業(yè)吸收這些效應(yīng)的能力較強(qiáng)，致使該類型企業(yè)出口和引進(jìn)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(jìn)外資顯著促進(jìn)了人力資本效率提升，民營企業(yè)出口和引進(jìn)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(jié)合上述企業(yè)所屬行業(yè)的實證結(jié)果就可以解釋這里的估計結(jié)果。

最后，從模型 3～模型6可知，控制變量ens、tfp、epc、rur、wag、rdi、fid的估計系數(shù)正負(fù)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(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(fù)面影響，后者不顯著。上述控制變量結(jié)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。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述實證結(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)重矩陣再次實證檢驗，其中當(dāng)i企業(yè)與j企業(yè)位于不同城市時，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，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)，計算公式為：

依據(jù)上述計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，具體結(jié)果如表4所示。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(dāng)空間權(quán)重矩陣為地理空間距離權(quán)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(dāng)空間權(quán)重矩陣為經(jīng)濟(jì)空間距離權(quán)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(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，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(shù)密集型企業(yè)、國有企業(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)、勞動密集型企業(yè)、民營企業(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)重矩陣再次實證檢驗得到的結(jié)論與最初實證結(jié)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(jié)果，表明最初實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)語

依據(jù)上述實證結(jié)論，應(yīng)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(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度和出口附加值，努力提升在出口價值鏈中的地位；在引進(jìn)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(jìn)；同時企業(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)和示范競爭效應(yīng)來提高人力資本效率。（2）政府做好頂層設(shè)計，改進(jìn)政府服務(wù)，優(yōu)化軟環(huán)境，適時制定出口補(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)、勞動密集型企業(yè)和民營企業(yè)出口技術(shù)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(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，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(yīng)，特別是政府部門需努力搭建平臺，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。