周慧穎 王世進(jìn)

(江蘇師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇 徐州 221116)

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶來社會(huì)生活的巨大變革，但資源能源短缺、環(huán)境惡化的現(xiàn)實(shí)正制約著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，如何轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、控制環(huán)境污染、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展是重要問題。綠色技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效手段，在環(huán)境規(guī)制措施日趨嚴(yán)厲、對(duì)外直接投資(OFDI)規(guī)模不斷擴(kuò)大的情況下，研究兩者與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系對(duì)探究中國經(jīng)濟(jì)綠色持續(xù)發(fā)展具有實(shí)際意義。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究，主要有三種結(jié)論。一是OFDI具有顯著的逆向技術(shù)溢出作用，正向影響母國綠色技術(shù)創(chuàng)新，且該效應(yīng)具有區(qū)域異質(zhì)性[1]。二是OFDI逆向技術(shù)溢出未能提升母國綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，甚至產(chǎn)生負(fù)向作用。冉啟英和楊小東(2020)的研究表明，OFDI的逆向技術(shù)溢出作用不顯著，未能引致國外的技術(shù)反饋來提高中國的綠色全要素生產(chǎn)率，主要原因是OFDI的影響具有滯后性[2]。三是OFDI與母國的綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系并非單一的促進(jìn)或抑制作用，而是存在非線性規(guī)律，即呈現(xiàn)“U”型或倒“U”型關(guān)系[3]，表明OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人力資本等不同變量的門檻作用[4]。

學(xué)者們普遍認(rèn)為綠色技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制之間存在關(guān)聯(lián)性。自Potter和Lichtenberg(1995)提出“波特假說”以來[5]，不少學(xué)者基于此假說對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行探究，李瑞琴(2019)的研究支持了“波特假說”，環(huán)境規(guī)制通過創(chuàng)新補(bǔ)償、市場激勵(lì)等機(jī)制促使企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新與擴(kuò)散，提高綠色創(chuàng)新能力[6]。但也有學(xué)者對(duì)“波特假說”提出質(zhì)疑，Dean等(1995)研究發(fā)現(xiàn)，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[7]；原毅軍和陳喆(2019)研究證實(shí)，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間存在正“U”型關(guān)系[8]，原因是環(huán)境規(guī)制的考察標(biāo)準(zhǔn)差異性以及地區(qū)、行業(yè)等可變因素的影響[9]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)就OFDI、環(huán)境規(guī)制分別對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響作用，從不同角度運(yùn)用多種方法進(jìn)行了研究，取得了積極的研究成果。本文從長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市2005—2017年的面板數(shù)據(jù)出發(fā)，建立動(dòng)態(tài)面板GMM模型，將環(huán)境規(guī)制、OFDI與綠色技術(shù)創(chuàng)新置于同一框架內(nèi)進(jìn)行分析，考察在環(huán)境規(guī)制影響下OFDI引致的綠色技術(shù)創(chuàng)新提升效應(yīng)，從而對(duì)長江經(jīng)濟(jì)帶沿線區(qū)域如何吸收OFDI的溢出效應(yīng)進(jìn)而提升綠色技術(shù)創(chuàng)新提出建議。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 模型建立

動(dòng)態(tài)面板模型。傳統(tǒng)靜態(tài)模型不能避免變量間內(nèi)生性問題，而系統(tǒng)GMM(SYS-GMM)通過引入因變量的一階差分滯后項(xiàng)作為工具變量，有效地處理結(jié)果偏差。此外，為了驗(yàn)證對(duì)外直接投資對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)以及環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，引入OFDI和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)。因此，構(gòu)建如下系統(tǒng)GMM動(dòng)態(tài)面板模型：

(1)

其中，GTIit表示第i個(gè)省市第t年綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，OFDIit表示第i個(gè)省市第t年的對(duì)外直接投資水平，ERSit為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，OFDIit×ERSit為交互項(xiàng)，Xit表示控制變量，α為截距項(xiàng)，υi為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

門檻面板模型。本文設(shè)定面板門檻模型分析OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用是如何受環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的影響，同時(shí)還選擇吸收能力指標(biāo)，即人力資本和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量，考察不同吸收能力水平下的OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的閾值效應(yīng)。參照Hansen(1999)門檻面板回歸分析模型，構(gòu)建如下門檻模型[10]：

GTIit=α+β1OFDIit+β2(OFDIit×ERSit)+γXit+ω1OFDIit×I(Wit≤λ)+ω2OFDIit×I(Wit>λ)+εit

(2)

其中，λ為對(duì)應(yīng)的門檻值，I(·)為門檻示性函數(shù)，不同的區(qū)間對(duì)應(yīng)不同的回歸系數(shù)ω1和ω2。

2.2 變量選取

綠色技術(shù)創(chuàng)新(GTI)為被解釋變量，目前關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新的研究較多，沒有統(tǒng)一的衡量方法，因此，本文參考李瑞琴(2019)的方法[6]，利用綠色產(chǎn)品創(chuàng)新衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。因?yàn)榫G色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)涵中包括綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，該過程實(shí)現(xiàn)了資源節(jié)約、污染減少、能耗降低。而綠色產(chǎn)品創(chuàng)新指標(biāo)用各地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量，新產(chǎn)品銷售收入越高，占比越高，綠色技術(shù)創(chuàng)新程度就越強(qiáng)。

核心解釋變量是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(ERS)和對(duì)外直接投資(OFDI)。本文依據(jù)Yuan等(2017)對(duì)環(huán)境規(guī)制變量的設(shè)定，避免了由于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異所造成的環(huán)境規(guī)制測算誤差[11]，并在此基礎(chǔ)上修正得出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)：ERSi,t=EPIi,t/GDPi,t，其中EPIi,t為各省市每年環(huán)境污染治理投資額，GDPi,t為各省市每年地區(qū)生產(chǎn)總值，ERS值越大，表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越強(qiáng)。本文選取各地區(qū)對(duì)外直接投資存量金額與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比重衡量OFDI，同時(shí)將地區(qū)對(duì)外直接投資存量金額用人民幣兌美元的年平均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣金額。

控制變量：研發(fā)強(qiáng)度(RDI)選取各省市研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比重進(jìn)行衡量，比重越大，表明研發(fā)強(qiáng)度越高；人力資本水平(HUM)以研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展(R&D)人員全時(shí)當(dāng)量(人/年)衡量各地區(qū)的人力資本豐富程度；對(duì)外開放程度(OPEN)以按境內(nèi)目的地和貨源地分貨物進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為衡量指標(biāo)；以人均GDP(PGDP)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(EDL)，代表區(qū)域吸收能力。

由于數(shù)據(jù)缺失和統(tǒng)計(jì)口徑原因，本文實(shí)證分析采用2005—2017年長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2006—2018年《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基本回歸結(jié)果分析

表1為全樣本下動(dòng)態(tài)面板基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，其中模型1-4是系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果，顯示逐步添加變量以克服多重共線性影響的回歸模型估計(jì)結(jié)果，模型5為動(dòng)態(tài)面板混合OLS的估計(jì)結(jié)果，模型6為2SLS回歸結(jié)果，分別作為SYS-GMM估計(jì)結(jié)果的參考。在系統(tǒng)GMM估計(jì)中，AR(1)檢驗(yàn)均未通過顯著性檢驗(yàn)，而AR(2)檢驗(yàn)均通過顯著性檢驗(yàn)，表明動(dòng)態(tài)面板模型的擾動(dòng)項(xiàng)存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)；同時(shí)，Sargan檢驗(yàn)均不顯著，說明在10%顯著性水平下，不能拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，證明SYS-GMM估計(jì)的結(jié)果是可接受的。被解釋變量一階滯后項(xiàng)在不同顯著水平下均有統(tǒng)計(jì)意義，表明上一期綠色技術(shù)創(chuàng)新有利于本期綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗(yàn)證了綠色技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)逐步積累、受前期影響的過程，具有“慣性效應(yīng)”。

從表1的模型1-4結(jié)果可以看出，核心解釋變量OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正向作用。這表明企業(yè)現(xiàn)階段的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升主要是由于中國企業(yè)對(duì)外直接投資渠道引致的技術(shù)吸收，這與當(dāng)前中國進(jìn)入外商投資和對(duì)外投資并重的階段特征相符合。環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)、二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，即隨著環(huán)境規(guī)制水平的提高，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平先下降后上升，說明環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在“U”型關(guān)系。原因是環(huán)境規(guī)制初期，企業(yè)總成本中環(huán)境污染治理成本占比較低，企業(yè)污染治理水平也較低，從而污染治理成本擠占企業(yè)創(chuàng)新資金，導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新難以開展；隨著環(huán)境規(guī)制的不斷增強(qiáng)，企業(yè)需要投入大量成本來治理環(huán)境污染，此時(shí)，環(huán)境規(guī)制會(huì)倒逼企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，來減少污染排放、提升競爭力，從而后期環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)。

模型3和模型4中，交互項(xiàng)(lnOFDI×lnERS)的系數(shù)均顯著為正，表明在環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)下，逆向技術(shù)溢出積極作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新，環(huán)境規(guī)制通過淘汰對(duì)本土企業(yè)造成污染威脅的技術(shù)工藝，使逆向技術(shù)反饋效果達(dá)到最佳。考察控制變量，發(fā)現(xiàn)研發(fā)強(qiáng)度、人力資本水平、對(duì)外開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均顯著為正，說明各控制變量均正向影響綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。其中對(duì)外開放程度的系數(shù)大于其他變量，證明現(xiàn)階段對(duì)外開放是獲取國外專業(yè)化生產(chǎn)要素、先進(jìn)知識(shí)和領(lǐng)先技術(shù)的重要途徑，開放程度是影響綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的重要因素。且研發(fā)強(qiáng)度和人力資本水平的系數(shù)也顯著為正，說明加強(qiáng)研發(fā)投入，尤其是人力資本，是提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平、促進(jìn)綠色發(fā)展的重要手段。

模型5和模型6的邏輯與模型4一致，在顯著性和符號(hào)方面，關(guān)鍵解釋變量中對(duì)外直接投資和環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)均未發(fā)生明顯變化，仍是穩(wěn)健的。主要解釋變量的交互項(xiàng)(lnOFDI×lnERS)系數(shù)顯著為正，表明對(duì)于中國企業(yè)的對(duì)外直接投資渠道帶來的技術(shù)進(jìn)步，環(huán)境規(guī)制起促進(jìn)作用。換言之，中國企業(yè)積極尋求對(duì)外直接投資的過程中，環(huán)境規(guī)制淘汰落后的生產(chǎn)技術(shù)，引致積極的反向技術(shù)溢出，從而較大程度提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，對(duì)外開放程度與人力資本水平的估計(jì)系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，因此得到檢驗(yàn)分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.2 分地區(qū)樣本估計(jì)結(jié)果分析

中國雖然總體經(jīng)濟(jì)較強(qiáng)，但仍存在地區(qū)差異，OFDI規(guī)模以及由此引致的技術(shù)吸收也呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異?；诖?，本文從區(qū)域?qū)用嫜芯縊FDI、環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響作用，從地理位置分布將長江經(jīng)濟(jì)帶的11個(gè)省市劃分為長江上游地區(qū)(重慶、四川、云南和貴州)、長江中游地區(qū)(江西、湖北和湖南)和長江下游地區(qū)(上海、江蘇、浙江和安徽)，并分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

三個(gè)區(qū)域的實(shí)證結(jié)果見表2，回歸結(jié)果表明各變量對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在顯著的區(qū)域差異。首先，被解釋變量的一階滯后項(xiàng)顯著為正，說明無論是長江下游、中游還是上游地區(qū)，上一期的綠色技術(shù)創(chuàng)新均有利于本期的綠色技術(shù)創(chuàng)新，綠色技術(shù)創(chuàng)新的初步積累性和“慣性”效應(yīng)在長江流域的各區(qū)域內(nèi)部同樣存在，且下游地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新累積效應(yīng)較中上游地區(qū)更顯著。其次，考察核心解釋變量OFDI，發(fā)現(xiàn)長江下游地區(qū)的對(duì)外投資顯著促增綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，而中上游地區(qū)的促增作用不明顯，甚至上游地區(qū)的OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了負(fù)向影響，原因在于長江上游地區(qū)的對(duì)外投資發(fā)展較為緩慢，逆向溢出效應(yīng)存在一定的滯后性。再者，中上游地區(qū)環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)、二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，說明中上游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響還處于遵循成本的負(fù)效應(yīng)階段，尚未到達(dá)“拐點(diǎn)”；而長江下游地區(qū)環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)、二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明下游地區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系呈“U”型，與整體樣本的估計(jì)結(jié)果一致。在考慮環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用時(shí)，長江下游地區(qū)的OFDI起到了反向技術(shù)反饋和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用，這表明環(huán)境規(guī)制政策的約束下，下游地區(qū)企業(yè)的對(duì)外投資主要受資源和市場需求的驅(qū)動(dòng)，秉承綠色發(fā)展的生產(chǎn)理念，環(huán)境技術(shù)反饋?zhàn)饔玫靡园l(fā)揮，從而提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。最后，長江上游地區(qū)的人力資本在促進(jìn)綠色創(chuàng)新方面發(fā)揮著重要作用，而下游地區(qū)的研發(fā)強(qiáng)度、對(duì)外開放程度、人力資本水平在提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平方面有顯著作用。

表1 全樣本回歸結(jié)果

表2 分區(qū)域樣本回歸結(jié)果

3.3 門檻檢驗(yàn)結(jié)果分析

從實(shí)際情況來看，吸收能力的差異使得OFDI的逆向技術(shù)溢出仍存在一定程度上的“門檻特征”，為了進(jìn)一步分析OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高的影響，本文對(duì)環(huán)境規(guī)制進(jìn)行了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。首先，確定環(huán)境規(guī)制的門檻個(gè)數(shù)，本文采取自抽樣檢驗(yàn)依次基于單一門檻、雙重門檻以及三重門檻的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，其結(jié)果見表3，確定對(duì)環(huán)境規(guī)制的分析將基于雙重門檻模型。其次，估計(jì)環(huán)境規(guī)制的門檻值，確定較小的門檻值是0.134%，較大的門檻值是0.654%。據(jù)此可將環(huán)境規(guī)制分為：低強(qiáng)度環(huán)境規(guī)制(lnERS≤0.134%)、中等強(qiáng)度環(huán)境規(guī)制(0.134%≤lnERS≤0.654%)和高強(qiáng)度環(huán)境規(guī)制(lnERS≥0.654%)。

表3 環(huán)境規(guī)制的門檻模型自抽樣檢驗(yàn)

面板門檻模型估計(jì)結(jié)果見表4。從表4中可以發(fā)現(xiàn)，第一，在不同的環(huán)境規(guī)制水平下，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不同。當(dāng)區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平較低時(shí)，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著為正，且規(guī)制強(qiáng)度每提高1%，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)則顯著提升0.071%；隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不斷提高，OFID對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的正向作用依然顯著且呈上升態(tài)勢；但是當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平繼續(xù)提高，跨越門檻值0.654%時(shí)，OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)將下降，且在1%水平上顯著為負(fù)，這間接表明OFDI與綠色技術(shù)創(chuàng)新呈倒“U”型關(guān)系。第二，交互項(xiàng)(lnOFDI×lnERS)的系數(shù)較大，在5%顯著性水平上的值為0.066，因此在考慮環(huán)境調(diào)節(jié)作用的情況下，OFDI對(duì)提高綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進(jìn)效應(yīng)。此外，本文將其他影響因素(人力資本和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平)也進(jìn)行了門檻檢驗(yàn)，結(jié)果顯示人力資本水平存在單一門檻，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在雙重門檻?？偟膩碚f，在某地區(qū)環(huán)境規(guī)制程度較低時(shí)，該地區(qū)OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正的促進(jìn)效應(yīng)；但是，當(dāng)某一地區(qū)環(huán)境規(guī)制初始水平較高，不斷提高環(huán)境規(guī)制水平時(shí)，就會(huì)扭曲經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制和市場信號(hào)，制約創(chuàng)新能力，加大綠色技術(shù)創(chuàng)新的難度。這就意味著，在考慮環(huán)境規(guī)制的情況下，OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)倒“U”型，這在一定程度上驗(yàn)證了楊朝均等(2019)的觀點(diǎn)，即OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響具有倒“U”型的階段性特征[12]。

表4 門檻模型估計(jì)結(jié)果

4 結(jié)論與對(duì)策建議

首先，OFDI對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有積極促進(jìn)作用。應(yīng)繼續(xù)實(shí)施對(duì)外投資，發(fā)揮逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，在新常態(tài)下，我國企業(yè)要緊跟“一帶一路”倡議和“走出去”戰(zhàn)略，積極向發(fā)達(dá)國家和地區(qū)進(jìn)行直接投資，該過程中要注重學(xué)習(xí)和吸收東道國的先進(jìn)技術(shù)，突破技術(shù)引進(jìn)的瓶頸。其次，OFDI、環(huán)境規(guī)制影響綠色技術(shù)創(chuàng)新具有區(qū)域異質(zhì)性。因此，應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，確定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，對(duì)于經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)的下游地區(qū)，政府應(yīng)減少區(qū)域保護(hù)，繼續(xù)加大對(duì)外投資的力度，提供投資政策便利；而對(duì)于經(jīng)濟(jì)相對(duì)不發(fā)達(dá)的中上游地區(qū)，加大區(qū)域保護(hù)力度則更為重要。最后，OFDI的作用效應(yīng)存在顯著的環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本門檻，因此要注重提高研發(fā)強(qiáng)度，加大科研經(jīng)費(fèi)投入，調(diào)動(dòng)科研人員的積極性。