屈小娥 胡琰欣 駱海燕

內(nèi)容提要：基于中國(guó)省際層面的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板門檻回歸方法，從吸收能力和制度環(huán)境兩個(gè)視角出發(fā)，實(shí)證分析了對(duì)外直接投資如何影響能源環(huán)境效率。研究結(jié)果表明：從吸收能力角度看，金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚條件下，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的作用均表現(xiàn)為單一門檻特征。當(dāng)金融發(fā)展水平超過(guò)門檻值時(shí)，對(duì)外直接投資才能顯著地推動(dòng)能源環(huán)境效率提升。大部分省市突破了金融發(fā)展水平的門檻值；產(chǎn)業(yè)集聚門檻條件下，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)出遞增規(guī)律。越過(guò)產(chǎn)業(yè)集聚門檻的主要集中在少量東部省市；從制度環(huán)境角度看，在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的正向作用在跨過(guò)門檻值后變得顯著。大部分省市越過(guò)了環(huán)境規(guī)制門檻，個(gè)別中部省份環(huán)境規(guī)制不足；政府資源配置能力和政府參與程度均呈現(xiàn)出雙重門檻特征，大部分中西部省市的政府資源配置和政府參與過(guò)度，阻礙了逆向綠色技術(shù)溢出。鑒于此，政府應(yīng)該根據(jù)各地區(qū)特有的吸收能力和制度環(huán)境條件，采取有針對(duì)性的、靈活多變的對(duì)外直接投資政策。

一、 引 言

隨著國(guó)家“走出去”戰(zhàn)略的推出和企業(yè)海外投資的快速增加，我國(guó)逐步從以吸收外資為主轉(zhuǎn)向吸收和對(duì)外投資并重。商務(wù)部統(tǒng)計(jì)資料顯示，中國(guó)對(duì)外直接投資流量從2004年到2014年的年平均增長(zhǎng)率高達(dá)34.59%。2014年中國(guó)占全球?qū)ν庵苯油顿Y存量的份額達(dá)到3.4%，投資規(guī)模進(jìn)入全球前十。眾多研究證實(shí)了對(duì)外直接投資是國(guó)際技術(shù)溢出的一條重要途徑，但在當(dāng)前資源、環(huán)境壓力驟增的情況下，要保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和節(jié)能減排，必須提高能源環(huán)境效率。對(duì)外直接投資引致的逆向技術(shù)溢出、技術(shù)擴(kuò)散以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)是提升母國(guó)能源環(huán)境效率的關(guān)鍵引擎。一方面對(duì)外直接投資使企業(yè)吸收國(guó)際先進(jìn)綠色節(jié)能環(huán)保技術(shù)，并通過(guò)逆向溢出傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)；另一方面促使企業(yè)參與全球范圍的競(jìng)爭(zhēng)。這都有助于提高我國(guó)的綠色技術(shù)水平。然而現(xiàn)有研究很少涉及對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)能源環(huán)境效率的影響。在當(dāng)前綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的背景下，迅速增長(zhǎng)的對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)能源環(huán)境效率造成了怎樣的影響？要實(shí)現(xiàn)正向效應(yīng)，需要什么制度環(huán)境條件？對(duì)我國(guó)的吸收能力有怎樣的要求？此外，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展水平、制度環(huán)境發(fā)展不均衡，OFDI對(duì)各地區(qū)能源環(huán)境效率的影響也呈現(xiàn)出異質(zhì)性。因此，深入研究對(duì)外直接投資與能源環(huán)境效率的關(guān)系以及地區(qū)差異并探究其內(nèi)在原因，對(duì)于新常態(tài)下促進(jìn)區(qū)域綠色轉(zhuǎn)型，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

1.基于吸收能力視角的研究

國(guó)外關(guān)于對(duì)外直接投資的母國(guó)生產(chǎn)率效應(yīng)的研究較多，但基于吸收能力視角的并不多。Borensztein(1995)較早研究了人力資本和FDI效應(yīng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)人力資本水平越過(guò)特定門檻值時(shí)，F(xiàn)DI才能對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響。Xu(2000)基于1966-1994年美國(guó)制造業(yè)跨國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，東道國(guó)的人力資本只有達(dá)到1.9年的門檻值，技術(shù)外溢效應(yīng)才顯著。Gorg(2004)認(rèn)為東道國(guó)的吸收能力對(duì)于能否受益于FDI具有關(guān)鍵作用。Herzer(2011)運(yùn)用33個(gè)發(fā)展中國(guó)家的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)總體上OFDI對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率具有長(zhǎng)期正向影響，且這種影響在不同國(guó)家之間差異顯著。勞動(dòng)力市場(chǎng)監(jiān)管的差異是這種影響異質(zhì)性的原因之一。Seyoum et al.(2015)經(jīng)過(guò)研究認(rèn)為，中國(guó)企業(yè)由于吸收能力較弱，顯著阻礙了逆向技術(shù)的獲取。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究開始較晚，趙偉、古廣東、何元慶(2006)較早研究了對(duì)外直接投資引致母國(guó)技術(shù)進(jìn)步的理論機(jī)制。周春應(yīng)(2009)利用1991-2007年全國(guó)層面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)人才、經(jīng)濟(jì)開放度等技術(shù)吸收能力顯著影響我國(guó)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。闞大學(xué)(2010)從地區(qū)差異角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)人力資本相對(duì)不足阻礙了東部地區(qū)從對(duì)外直接投資中獲得先進(jìn)技術(shù)；而經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平較低是中、西部地區(qū)的主要制約因素。李梅和柳世昌(2012)基于R&D強(qiáng)度、人力資本等吸收能力因素，運(yùn)用門檻回歸模型測(cè)算了引發(fā)正向逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力門檻水平。蔣冠宏、蔣殿春(2014)運(yùn)用企業(yè)層面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，但影響強(qiáng)度隨時(shí)間推移遞減。楊世迪等(2017)將能源環(huán)境因素納入研究框架，發(fā)現(xiàn)人力資本、要素稟賦、市場(chǎng)化進(jìn)程和貿(mào)易開放度等吸收能力條件顯著作用于對(duì)外直接投資的綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)。

2.基于制度環(huán)境視角的研究

從母國(guó)制度環(huán)境的視角研究OFDI對(duì)母國(guó)生產(chǎn)率影響的相關(guān)文獻(xiàn)很少，大多數(shù)文獻(xiàn)從東道國(guó)角度探究政治經(jīng)濟(jì)制度對(duì)中國(guó)OFDI技術(shù)獲取的作用，或者從引致OFDI的動(dòng)因角度研究母國(guó)制度環(huán)境與OFDI的關(guān)系。

陳巖等(2012)將母國(guó)制度因素加入中國(guó)對(duì)外直接投資的動(dòng)因中，發(fā)現(xiàn)政府資源配置能力能夠正向調(diào)節(jié)資源與OFDI之間的關(guān)系。李國(guó)祥等(2016)基于環(huán)境規(guī)制視角，發(fā)現(xiàn)在較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制條件下，OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正面作用，且地域差異顯著。Wu(2017)運(yùn)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)良好的制度環(huán)境和OFDI對(duì)企業(yè)和省際全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著的正向影響。

分析以往的文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，首先，目前關(guān)于OFDI與母國(guó)生產(chǎn)率之間關(guān)系的研究雖然不少，但少有文獻(xiàn)將能源環(huán)境因素納入分析框架，鮮有涉及OFDI對(duì)母國(guó)能源環(huán)境效率影響的相關(guān)研究。其次，以往文獻(xiàn)選擇的代表母國(guó)吸收能力的角度較為有限，主要集中在母國(guó)人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、研發(fā)投入、技術(shù)差距等。另外，在研究OFDI與母國(guó)生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系時(shí)，極少考慮母國(guó)的制度環(huán)境因素，多數(shù)集中在對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境的考慮。鑒于此，本文重點(diǎn)研究OFDI對(duì)母國(guó)能源環(huán)境效率的影響效應(yīng)，并將制度環(huán)境因素納入分析框架；同時(shí)，對(duì)于吸收能力因素的選擇，本文重點(diǎn)考察產(chǎn)業(yè)集聚和金融發(fā)展，尤其是產(chǎn)業(yè)集聚，在以往的研究中較為少見；另外，測(cè)算能源環(huán)境效率時(shí)，采用非徑向方向距離函數(shù)，重點(diǎn)突出能源投入和污染排放，不考慮資本和勞動(dòng)力投入的權(quán)重和松弛度，這不同于大多數(shù)研究中將所有投入產(chǎn)出同等考慮的做法。在此基礎(chǔ)上，利用門檻回歸方法，考察OFDI對(duì)母國(guó)能源環(huán)境效率影響的非線性規(guī)律和地區(qū)差異。

三、 研究方法和變量選取

1.面板門檻模型構(gòu)建

本文基于Hansen(1999)提出的面板門檻模型，實(shí)證分析母國(guó)吸收能力和制度環(huán)境的門檻效應(yīng)下，中國(guó)對(duì)外直接投資與能源環(huán)境效率的非線性關(guān)系。代表吸收能力的門檻變量有金融發(fā)展(FIN)和產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)；代表制度環(huán)境的門檻變量包括環(huán)境規(guī)制(ER)、政府資源配置能力(GOV)和政府參與程度(PR)。將這些指標(biāo)分別作為門檻變量，構(gòu)成模型的基本形式如下：

EEIit=μi+?1OFDIit·I(FINit≤Υ1)+?2OFDIit·I(FINit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(FINit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(FINit>Υn)+θxit+εit

(1)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(LQit≤Υ1)+?2OFDIit·I(LQit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(LQit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(LQit>Υn)+θxit+εit

(2)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(ERit≤Υ1)+?2OFDIit·I(ERit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(ERit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(ERit>Υn)+θxit+εit

(3)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(GOVit≤Υ1)+?2OFDIit·I(GOVit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(GOVit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(GOVit>Υn)+θxit+εit

(4)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(PRit≤Υ1)+?2OFDIit·I(PRit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(PRit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(PRit>Υn)+θxit+εit

(5)

其中，F(xiàn)INit、LQit、ERit、GOVit、PRit均為門檻變量，Υ為待估算的門檻值，I(·)為指示函數(shù)。EEIit代表能源環(huán)境效率；OFDIit代表對(duì)外直接投資存量；xit為控制變量，具體包括人力資本(hcit)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)(Igc)、研發(fā)投入(R&Dit)和政府財(cái)政支出(GOVit)。

2.變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

(1) 被解釋變量：能源環(huán)境效率(EEI)。本文采用非徑向方向性距離函數(shù)方法(簡(jiǎn)稱NDDF)測(cè)算能源環(huán)境效率。該方法避免了方向性距離函數(shù)可能存在的松弛偏差問(wèn)題。目前絕大部分研究測(cè)度能源環(huán)境效率時(shí)將資本、勞動(dòng)力和能源投入同等對(duì)待，未能突出能源投入，鑒于研究重點(diǎn)是能源環(huán)境效率而不是傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率，因此不應(yīng)過(guò)度考慮資本和勞動(dòng)力的可縮減程度。根據(jù)林伯強(qiáng)和劉洪汛(2015)的做法，賦予資本投入和勞動(dòng)投入的權(quán)重為0。相較于全效率指標(biāo)，能源環(huán)境效率(EEI)剔除了資本和勞動(dòng)力要素的影響，實(shí)際表示的是能源使用效率和污染排放效率二者的平均值。具體的投入產(chǎn)出變量設(shè)定如下:

① 投入變量：勞動(dòng)力投入，采用各地區(qū)就業(yè)人員年末人數(shù)度量，單位為萬(wàn)人；資本投入，采用永續(xù)盤存法，公式為：

Kit=Kit-1(1-δit)+Iit

(6)

其中K為各省各年的資本存量，δ為折舊率，定為9.6%，I為當(dāng)年投資，用固定資本形成總額度量。為了消除通貨膨脹的影響，用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，單位為億元；能源投入，采用分地區(qū)能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)，單位為萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

② 產(chǎn)出變量：期望產(chǎn)出，采用各地區(qū)生產(chǎn)總值表示，并以2003年為基期，用各地區(qū)GDP平減指數(shù)平減，單位為億元；非期望產(chǎn)出， 由于二氧化硫排放量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的主要環(huán)境污染物，同時(shí)也是大氣污染的主要來(lái)源，故采用二氧化硫排放量作為非期望產(chǎn)出的代理變量。

(2) 核心解釋變量：對(duì)外直接投資(OFDI)。由于短期內(nèi)流量數(shù)據(jù)波動(dòng)較大，而本文考察的主要是變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，因此選擇各地區(qū)歷年對(duì)外直接投資存量數(shù)據(jù)，并用歷年平均匯率將美元換算成人民幣，再以2003年為基期，用GDP平減指數(shù)平減，并對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。對(duì)外直接投資存量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

(3) 門檻變量：基于我國(guó)吸收能力視角選取的門檻變量：

① 金融發(fā)展(FIN)。使用刻畫金融發(fā)展效率的私人部門信貸指標(biāo)度量，具體為非國(guó)有部門貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。

② 產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)。采用制造業(yè)區(qū)位熵指數(shù)。該指標(biāo)反映制造業(yè)的相對(duì)集聚程度，計(jì)算公式為：

(7)

其中，Xit表示i地區(qū)第t年制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，Xt為全國(guó)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)；Qit為i地區(qū)第t年總就業(yè)人數(shù)，Qt為全國(guó)總就業(yè)人數(shù)。該指標(biāo)越大，表示某地區(qū)制造業(yè)集聚程度越高。

基于我國(guó)制度環(huán)境視角選取的門檻變量：

① 環(huán)境規(guī)制(ER)。選用各地區(qū)歷年的環(huán)境污染治理投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，環(huán)境污染治理投資占比越高，表示環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)。

② 政府資源配置能力(GOV)。用政府財(cái)政支出與地方生產(chǎn)總值的比值作為政府資源配置能力的代理變量，該項(xiàng)指標(biāo)用于衡量社會(huì)總資源中政府所能支配的比重。

③ 政府參與程度(PR)。一直以來(lái)，國(guó)有控股企業(yè)是政府參與經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)的一個(gè)重要途徑。采用各地區(qū)歷年國(guó)有固定資產(chǎn)投資占企業(yè)全部固定資產(chǎn)投資的比重表示。

(4) 控制變量：主要包括：① 地方政府競(jìng)爭(zhēng)(Igc)：用地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率表示；② 研發(fā)投入(R&D)：用各地區(qū)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；③ 人力資本(hc)：用各地區(qū)人口受教育年限的加權(quán)平均表示，權(quán)重為小學(xué)、初中、高中、大專、本科、研究生及以上教育程度人口數(shù)占比；④ 政府財(cái)政支出(GOV)：采用財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。

以上數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等。西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，故不包括在分析范圍之內(nèi)，重慶數(shù)據(jù)區(qū)間較短，將其并入四川，由于中國(guó)對(duì)外直接投資存量數(shù)據(jù)從2004年才開始統(tǒng)計(jì)，因此研究的時(shí)間區(qū)間為2004-2014年。各變量描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)如表1所示。[注]OFDI的極小值為負(fù)，是由于一些地區(qū)OFDI存量低于一億元人民幣，取對(duì)數(shù)之后為負(fù)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、 實(shí)證結(jié)果及分析

本文首先估計(jì)了線性模型，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用面板門檻回歸方法，從多個(gè)視角考察OFDI對(duì)我國(guó)省際能源環(huán)境效率的非線性影響。

1.線性影響效應(yīng)

線性模型均采用面板個(gè)體固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的總體影響效應(yīng)。模型1中僅考慮對(duì)外直接投資變量，模型2中加入了其他4個(gè)控制變量?？紤]到可能存在異方差和自相關(guān)問(wèn)題，采用“OLS+聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的方法估計(jì)。另外，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?的設(shè)定是否存在內(nèi)生性問(wèn)題，采用Davidson-MacKinnon(1993)提出的方法，計(jì)算得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.7751，對(duì)應(yīng)的P值為0.3796，表明不能拒絕原假設(shè)，即內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)OLS估計(jì)結(jié)果影響不大。因此，采用OLS估計(jì)方法是合適的。結(jié)果如表2所示。

(1) 由模型1、2的估計(jì)結(jié)果可知，無(wú)論是只考慮OFDI還是加入其他控制變量，OFDI的系數(shù)均為正，且顯著，說(shuō)明從全國(guó)范圍看，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率具有顯著的正向影響。原因可能在于：首先，通過(guò)對(duì)外直接投資，國(guó)內(nèi)企業(yè)滲入東道國(guó)的高科技密集區(qū)，在人員、資源等方面形成廣泛深入的交流共享，通過(guò)跟隨模仿吸收東道國(guó)最前沿的綠色技術(shù)工藝。同時(shí)，將獲取的新知識(shí)和新技術(shù)回饋給母公司，母公司進(jìn)行適應(yīng)本土環(huán)境的技術(shù)再創(chuàng)造，最后通過(guò)行業(yè)間、地區(qū)間的技術(shù)溢出和示范效應(yīng)廣泛提升母國(guó)技術(shù)水平；其次，對(duì)外直接投資促使企業(yè)參與全球范圍內(nèi)的競(jìng)爭(zhēng)，擴(kuò)大市場(chǎng)范圍，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，或者獲取廉價(jià)資源，提高利潤(rùn)，分?jǐn)偰竾?guó)的研發(fā)成本。這都有助于母國(guó)增強(qiáng)綠色技術(shù)水平，提高能源環(huán)境效率。

表2 線性模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的t統(tǒng)計(jì)量為修正異方差后的值，*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下顯著。表8同。

(2) 地方政府競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明在以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為核心的績(jī)效考核機(jī)制下，地方政府弱化環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度來(lái)降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的合規(guī)成本，可能導(dǎo)致環(huán)境污染嚴(yán)重，降低能源環(huán)境效率。研發(fā)投入的系數(shù)為正，但是不顯著，可能由于現(xiàn)階段我國(guó)研發(fā)投入中與能源環(huán)境相關(guān)的研發(fā)項(xiàng)目較少，不能有針對(duì)性地提高能源環(huán)境效率。人力資本的系數(shù)顯著為正，這是因?yàn)閾碛懈咚饺肆Y本的地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率較高，對(duì)技術(shù)的吸收能力較強(qiáng)。政府財(cái)政支出的系數(shù)為顯著的負(fù)向，可能由于地方政府一味追求GDP高增長(zhǎng)率，忽視了節(jié)能減排投資。

(3) 中國(guó)的對(duì)外開放戰(zhàn)略由沿海向內(nèi)陸梯度實(shí)施，我國(guó)東、中、西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、環(huán)境污染和控制力度等方面明顯不同，因此，需要分析東、中、西部地區(qū)OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的差異化影響效應(yīng)。以東部省份為參照，以模型2為基礎(chǔ)，加入中部、西部?jī)蓚€(gè)虛擬變量Central和West，得到模型3?；貧w結(jié)果顯示，東部地區(qū)的OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的作用顯著為正，中部地區(qū)顯著為負(fù)，西部地區(qū)該效應(yīng)為負(fù)但不顯著。我們推測(cè)各地區(qū)制度環(huán)境條件及其他綜合吸收能力可能是決定這種差異的關(guān)鍵。

2.OFDI和我國(guó)能源環(huán)境效率：基于吸收能力的門檻回歸分析

選取金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚兩個(gè)因素代表地區(qū)吸收能力，考察OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的影響效應(yīng)。首先進(jìn)行門檻值的估計(jì)和門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，表3列示了檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚的門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表4、表6—表8同。

由結(jié)果可知，金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)集聚都僅通過(guò)了單一門檻檢驗(yàn)，因此，選取單一門檻回歸模型。表4列示了不同吸收能力視角下，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的門檻回歸估計(jì)結(jié)果。為了避免由于異方差導(dǎo)致的估計(jì)不準(zhǔn)確，選擇穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗(yàn)。

(1) 金融發(fā)展。由估計(jì)結(jié)果可知，金融發(fā)展程度存在顯著的“單一門檻效應(yīng)”，門檻估計(jì)值為0.634。該結(jié)果表明，當(dāng)金融發(fā)展水平未超過(guò)門檻值0.634時(shí)，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的提升不顯著，跨越該門檻后，提升作用顯著，影響系數(shù)為0.0051。原因可能在于，較高的金融發(fā)展程度為企業(yè)提供了多樣化的融資方式，有助于企業(yè)在吸收綠色研發(fā)成果時(shí)獲得低成本的融資支持。同時(shí)，在高新技術(shù)的空間外溢和行業(yè)外溢過(guò)程中，其他企業(yè)也得益于便利的融資條件，推動(dòng)更大范圍的逆向綠色技術(shù)溢出。

表4 吸收能力門檻回歸估計(jì)結(jié)果

(2) 產(chǎn)業(yè)集聚。產(chǎn)業(yè)集聚也存在顯著的“單門檻效應(yīng)”，門檻值為1.3365。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平低于門檻值時(shí)，影響強(qiáng)度是0.0059；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平跨越門檻值時(shí)，影響仍為正，且影響強(qiáng)度有所增強(qiáng)，變?yōu)?.0075。原因可能在于，產(chǎn)業(yè)集聚使那些通過(guò)對(duì)外直接投資獲得先進(jìn)技術(shù)的企業(yè)與其上下游企業(yè)之間密切相連，其他企業(yè)通過(guò)分工協(xié)作學(xué)習(xí)先進(jìn)綠色工藝和技術(shù)；而對(duì)于同處一個(gè)產(chǎn)業(yè)層面的企業(yè),產(chǎn)業(yè)集聚通過(guò)地理上的集中強(qiáng)化了企業(yè)之間的交流和資源共享，因此，產(chǎn)業(yè)集聚增強(qiáng)了集群內(nèi)部的技術(shù)傳播，從而促進(jìn)整個(gè)產(chǎn)業(yè)集群的能源環(huán)境效率。

由于我國(guó)各地區(qū)的金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚水平存在差異，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)能源環(huán)境效率的非線性影響也存在空間異質(zhì)性特征。因此，有必要進(jìn)一步探析吸收能力的空間樣本分布特征。根據(jù)2014年金融發(fā)展的門檻值，將29個(gè)省市劃分為金融發(fā)展不足型和金融發(fā)展推進(jìn)型兩組；根據(jù)產(chǎn)業(yè)集聚門檻值的大小，劃分為產(chǎn)業(yè)集聚不足型和產(chǎn)業(yè)集聚推進(jìn)型，結(jié)果見表5。

表5 吸收能力類型劃分與樣本空間分布

由表5可知，至2014年為止，大部分省級(jí)行政區(qū)邁過(guò)了金融發(fā)展程度門檻，屬于金融發(fā)展推進(jìn)型。這些地區(qū)得益于發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)，企業(yè)能夠以較低的成本獲得資金支持，對(duì)新技術(shù)的吸收更加便捷。對(duì)于這些地區(qū)，政府應(yīng)適度擴(kuò)大對(duì)外直接投資規(guī)模，充分利用金融環(huán)境的有利條件；而黑龍江、內(nèi)蒙古、陜西、新疆四個(gè)省份為金融發(fā)展不足型，這些省份的金融發(fā)展水平制約了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出，應(yīng)加大金融支持力度。

屬于產(chǎn)業(yè)集聚不足型的省市占大多數(shù)，對(duì)于這些地區(qū)，應(yīng)該加快提高產(chǎn)業(yè)集聚水平；而福建、廣東、河南、江蘇、山東、上海、四川、天津越過(guò)了門檻值，屬于產(chǎn)業(yè)集聚推進(jìn)型。對(duì)于這些省市，政府應(yīng)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，提供服務(wù)和平臺(tái)，加強(qiáng)集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)之間的技術(shù)交流，幫助OFDI逆向技術(shù)溢出在集聚區(qū)內(nèi)的縱向和橫向傳播。

3.OFDI和我國(guó)能源環(huán)境效率：基于制度環(huán)境的門檻回歸分析

企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)在特定的制度環(huán)境中進(jìn)行，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、政府干預(yù)、市場(chǎng)化程度等制度因素都深刻影響著企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率水平，因此基于這三個(gè)維度考察OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的非線性影響。表6列示了門檻變量檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 制度環(huán)境視角的門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)

續(xù)表

可以看出，環(huán)境規(guī)制僅通過(guò)了單一門檻檢驗(yàn)，政府資源配置能力和政府參與程度通過(guò)了雙重門檻檢驗(yàn)，未通過(guò)三重門檻檢驗(yàn)。表7、表8列示了不同制度環(huán)境視角下，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的門檻回歸估計(jì)結(jié)果。

表7 環(huán)境規(guī)制門檻回歸估計(jì)結(jié)果

(1) 環(huán)境規(guī)制。由估計(jì)結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制表現(xiàn)為顯著的“單門檻效應(yīng)”，門檻值為0.009，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度未跨越門檻時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的影響為正，但不顯著。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過(guò)0.009時(shí)，呈現(xiàn)出顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.0059。原因可能在于，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，尚不足以對(duì)企業(yè)產(chǎn)生有效的約束和激勵(lì)作用，而隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，為了達(dá)到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)有動(dòng)力引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的綠色生產(chǎn)技術(shù)和專利，提高國(guó)內(nèi)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

(2) 政府資源配置能力。政府資源配置能力存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.121、0.212。當(dāng)政府資源配置能力低于0.121時(shí)，影響強(qiáng)度是0.0067；當(dāng)超過(guò)門檻值0.121，但低于門檻值0.212時(shí)，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的影響強(qiáng)度有所增強(qiáng)，變?yōu)?.0081。而當(dāng)跨越門檻值0.212時(shí)，影響強(qiáng)度變?yōu)?0.0053。說(shuō)明隨著一個(gè)地區(qū)政府資源配置能力的增強(qiáng)，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出先推動(dòng)后抑制的規(guī)律。原因可能在于，政府資源配置有助于擴(kuò)充企業(yè)的技術(shù)研發(fā)資源，如政府對(duì)新產(chǎn)品開發(fā)、人才引進(jìn)進(jìn)行補(bǔ)貼，免費(fèi)提供各種培訓(xùn)等。因此政府資源配置能力首先呈現(xiàn)出推動(dòng)作用；但當(dāng)政府資源配置過(guò)度，政府可能傾向于將財(cái)政支出投向基本建設(shè)等利于拉動(dòng)GDP但高能耗高污染的領(lǐng)域，同時(shí)引導(dǎo)企業(yè)的資金流向，阻礙企業(yè)從逆向綠色技術(shù)溢出中獲益。

表8 基于政府資源配置能力、政府參與

(3) 政府參與程度。政府參與程度也存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.215、0.271。當(dāng)政府參與程度低于0.215時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的影響不顯著。當(dāng)處于門檻值0.215和門檻值0.271之間時(shí)，影響強(qiáng)度為0.0094，且顯著。但當(dāng)跨越門檻值0.271時(shí)，影響變?yōu)樨?fù)向，系數(shù)為-0.0038。政府參與程度較高的企業(yè)在獲得經(jīng)營(yíng)許可和前沿的技術(shù)時(shí)可以借助政府提供的便利條件，花費(fèi)較少的成本。因此，在一定范圍內(nèi)，政府參與程度顯著促進(jìn)OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出。但當(dāng)政府干預(yù)超過(guò)一定的范圍，可能會(huì)導(dǎo)致效率低下和資源浪費(fèi)。

由于不同地區(qū)的制度環(huán)境存在差異，因此，進(jìn)一步探析各地區(qū)制度環(huán)境的空間樣本分布特征。根據(jù)2014年環(huán)境規(guī)制的單一門檻值，將各省市劃分為環(huán)境規(guī)制不足型和環(huán)境規(guī)制推進(jìn)型兩組；根據(jù)政府資源配置能力的兩個(gè)門檻值將樣本劃分為三組；政府參與程度的劃分類似。具體分類結(jié)果如下。

表9 制度環(huán)境類型劃分與樣本空間分布

截至2014年，屬于環(huán)境規(guī)制推進(jìn)型的省市達(dá)23個(gè)，對(duì)于這些省份，環(huán)境規(guī)制已經(jīng)顯著促進(jìn)了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出；只有福建、廣東、海南、河南、湖南、吉林6個(gè)省份沒(méi)有越過(guò)門檻。這些省份需要繼續(xù)采取措施加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，如提高排污標(biāo)準(zhǔn)等。

屬于政府資源配置不足型的只有山東?。粚儆谶m中型的省市有13個(gè)，這些地區(qū)應(yīng)該擴(kuò)大對(duì)外直接投資規(guī)模，同時(shí)將政府對(duì)資源的配置程度控制在合理范圍；屬于過(guò)度型的省市有15個(gè)，基本上屬于中、西部地區(qū)，這些省份應(yīng)該適當(dāng)減弱政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)控。

在政府參與程度門檻條件下，全國(guó)29個(gè)省市基本均勻分布于三組，屬于政府參與不足型的省市有10個(gè)，這些省市需要加強(qiáng)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)。屬于適中型的地區(qū)有8個(gè)，這些地區(qū)的政府參與對(duì)OFDI的能源環(huán)境效應(yīng)起到顯著的正向作用；屬于政府參與過(guò)度型的省市有11個(gè)，同樣集中在中、西部地區(qū)，這些地區(qū)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)已經(jīng)限制了OFDI的能源環(huán)境效率溢出效應(yīng)，應(yīng)該適度降低政府干預(yù)程度。

五、 研究結(jié)論及啟示

本文采用我國(guó)2004-2014年省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的影響及其作用機(jī)制，并測(cè)算了引發(fā)積極能源環(huán)境效應(yīng)的各吸收能力變量和制度環(huán)境變量的門檻水平。主要研究結(jié)論如下：① 從全國(guó)總體看，中國(guó)的對(duì)外直接投資顯著地促進(jìn)了能源環(huán)境效率的提高；分區(qū)域看，東部地區(qū)的對(duì)外直接投資顯著推動(dòng)了能源環(huán)境效率提升，中西部地區(qū)的對(duì)外直接投資還未能引起明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。② 在金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)集聚門檻條件下，對(duì)外直接投資對(duì)能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出單一門檻特征。從地區(qū)差異看，大部分省市邁過(guò)了金融發(fā)展程度門檻，只有黑龍江、內(nèi)蒙古、陜西、新疆四個(gè)省份金融發(fā)展水平還相對(duì)落后，阻礙了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出；邁過(guò)產(chǎn)業(yè)集聚門檻的主要集中在少數(shù)東部省市，大部分地區(qū)仍屬于產(chǎn)業(yè)集聚不足型。③ 在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，OFDI對(duì)能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出從不顯著到顯著正向的單一門檻特征；在政府資源配置能力、政府參與程度的門檻條件下，該影響呈現(xiàn)出雙重門檻特征。從地區(qū)差異看，23個(gè)省市越過(guò)了環(huán)境規(guī)制門檻；屬于政府資源配置能力和政府參與程度過(guò)度型的主要集中在中西部地區(qū)。

以上研究結(jié)論的啟示在于：① 對(duì)于東部地區(qū)，由于金融發(fā)展程度較高，產(chǎn)業(yè)集聚水平較高且政府資源配置能力和政府參與程度基本屬于適中型。應(yīng)該充分利用本地區(qū)的金融資源優(yōu)勢(shì)、集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和政府資源配置優(yōu)勢(shì)，加大對(duì)外直接投資力度，優(yōu)化對(duì)外投資結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)與東道國(guó)技術(shù)先進(jìn)企業(yè)的合作，重點(diǎn)增加綠色技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資。② 對(duì)于中部地區(qū)，其環(huán)境規(guī)制力度較強(qiáng)，但不少省市產(chǎn)業(yè)集聚水平尚屬于不足型。應(yīng)該著力提高產(chǎn)業(yè)集聚水平，發(fā)展地方工業(yè)園區(qū)，健全集聚區(qū)的組織管理制度，建立公共服務(wù)平臺(tái)和有序的信息共享機(jī)制，為企業(yè)提供市場(chǎng)信息、前沿技術(shù)信息、教育培訓(xùn)等服務(wù)，推動(dòng)集群內(nèi)部要素、技術(shù)的自由流動(dòng)。同時(shí)利用環(huán)境規(guī)制對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出的正向?qū)蜃饔?，保持?duì)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制，適度提高排污標(biāo)準(zhǔn)，鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)綠色技術(shù)和再創(chuàng)新。③ 對(duì)于西部地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，吸收能力不強(qiáng)，金融發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)集聚基本屬于不足型，政府資源配置和政府參與都屬于過(guò)度型。因此應(yīng)該重點(diǎn)培養(yǎng)吸收能力，把握“一帶一路”契機(jī)，建立現(xiàn)代金融體系和金融服務(wù)機(jī)制；同時(shí)適當(dāng)降低政府干預(yù)程度，突出市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，這是“供給側(cè)改革”的關(guān)鍵內(nèi)容。政府的主要任務(wù)是穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)，營(yíng)造有利于企業(yè)活動(dòng)的市場(chǎng)環(huán)境，讓企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)有穩(wěn)定的預(yù)期，在市場(chǎng)力量的引導(dǎo)下，促使我國(guó)對(duì)外直接投資帶來(lái)更積極的能源環(huán)境效應(yīng)。