鄒志明，陳 迅

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

0 引言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟高速發(fā)展，取得了舉世矚目的偉大成就，現(xiàn)已穩(wěn)居世界第二大經(jīng)濟體。然而，多年來的粗放型生產(chǎn)模式導(dǎo)致資源消耗和環(huán)境污染問題日益嚴重，影響經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展[1]。習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中作出“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段”的重要論斷，強調(diào)“必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”[2]。2021年10月，中共十九屆六中全會進一步強調(diào)“堅持實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，推進綠色發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量增長”。由此可見，黨和政府已將綠色發(fā)展理念及促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展上升到前所未有的高度。

2020年1月1日，我國正式實施《中華人民共和國外商投資法》，以法律形式明確要進一步擴大對外開放，積極促進外商投資，保護外商投資合法權(quán)益，規(guī)范外商投資環(huán)境，推動形成全面開放的新格局，促進社會主義市場經(jīng)濟健康發(fā)展。外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)是獲取國外先進技術(shù)、提高國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力的重要渠道[3]。受新冠肺炎疫情影響，隨著國內(nèi)外環(huán)境的變化，全球經(jīng)濟陷入自2008年金融危機以來最嚴重的衰退，我國利用外資工作面臨新挑戰(zhàn)。在此背景下，以習(xí)近平總書記為核心的黨中央提出“雙循環(huán)”戰(zhàn)略，即“加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”，并強調(diào)“對外開放是基本國策，我們要全面提高對外開放水平，建設(shè)更高水平的開放型經(jīng)濟新體制，形成國際合作和競爭新優(yōu)勢”。利用外資是我國實現(xiàn)更高水平對外開放的重要手段，是構(gòu)建更高層次開放型經(jīng)濟新體制的重要內(nèi)容[4]。因此，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展必須高度重視利用外資。

在中國特色社會主義進入新時代背景下，高質(zhì)量發(fā)展是指能夠很好地滿足人民日益增長的多方面美好生活需要的發(fā)展，是體現(xiàn)新發(fā)展理念的發(fā)展，是實現(xiàn)創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享五大理念的發(fā)展，是對經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的深刻揭示[5]。在推進更高水平對外開放過程中，如何更好地引進和利用外資，特別是高質(zhì)量外資促進創(chuàng)新發(fā)展，是亟待解決的現(xiàn)實問題。在現(xiàn)行環(huán)境政策條件下，F(xiàn)DI是否有利于促進我國技術(shù)創(chuàng)新及經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？中國經(jīng)濟區(qū)域廣闊，不同地區(qū)地理位置、資源稟賦迥異，F(xiàn)DI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響是否存在顯著地區(qū)差異？ FDI影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機制是什么？如何更好地利用FDI助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？這是首先需要厘清和解決的現(xiàn)實問題，對促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

目前，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量，相關(guān)文獻沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。有些學(xué)者采用單一指標(biāo)，如陳詩一和陳登科[6]采用勞動生產(chǎn)率對其進行測量；也有學(xué)者采用多個維度指標(biāo)進行綜合測算[7]；還有不少學(xué)者將全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)[8]。現(xiàn)有文獻對FDI、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究主要集中在以下3個方面：一是FDI對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。Richard等[9]認為FDI存在技術(shù)溢出效應(yīng)，對東道國創(chuàng)新能力具有顯著促進作用；梁圣蓉和羅良文(2019)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI研發(fā)資本技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升作用最顯著；田紅彬等[10]認為，F(xiàn)DI對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響不顯著，甚至還會抑制技術(shù)創(chuàng)新能力提升；傅京燕等[11]認為，分析FDI對技術(shù)創(chuàng)新的影響還需要考慮其它因素，如FDI對綠色創(chuàng)新效率的影響不僅與環(huán)境規(guī)制有關(guān)，還取決于環(huán)境規(guī)制類型。二是技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。大多數(shù)學(xué)者都認為技術(shù)創(chuàng)新是促進經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。時樂樂和趙軍(2018)研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新能力提升有利于促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，進而促進經(jīng)濟增長；吳傳清等[12]采用地級市城市面板數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新能有效促進長江經(jīng)濟帶城市群綠色全要素生產(chǎn)率提升；隨洪光等[13]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對我國經(jīng)濟增長具有抑制作用；上官緒明等[14]認為技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進效應(yīng)，同時還存在正向空間溢出。三是FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。一些學(xué)者認為FDI有利于促進全要素生產(chǎn)率提升，進而推動?xùn)|道國經(jīng)濟增長[15]；也有學(xué)者認為FDI對經(jīng)濟增長沒有顯著促進作用[16]；還有學(xué)者認為FDI對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在異質(zhì)性。周忠寶等[17]認為FDI對中國中西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著正向促進作用，而東部地區(qū)則相反。

綜上所述，現(xiàn)有研究對FDI、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系進行了深入探討，但是在環(huán)境規(guī)制約束下對FDI影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機理，尤其是技術(shù)創(chuàng)新傳導(dǎo)途徑的探討較少。基于此，本文首先將FDI、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一框架，提出相應(yīng)理論假設(shè)，基于中國省級面板數(shù)據(jù)對理論預(yù)期進行實證檢驗；其次，利用一般中介效應(yīng)模型和有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機理；最后，利用面板門檻模型對技術(shù)創(chuàng)新中介傳導(dǎo)路徑進行分析，可為我國更好地利用外資驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供理論支撐和經(jīng)驗證據(jù)，并為相關(guān)政策的制定提供新思路。

1 理論分析與研究假設(shè)

本文通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI通過技術(shù)效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)影響東道國經(jīng)濟發(fā)展(Kokko，1994)。在開放經(jīng)濟條件下，F(xiàn)DI不僅可以對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生直接影響，還能通過環(huán)境規(guī)制等間接效應(yīng)促進經(jīng)濟發(fā)展。其中，直接效應(yīng)體現(xiàn)為外資流入不僅有助于東道國資本形成，而且還伴隨著技術(shù)轉(zhuǎn)移；間接效應(yīng)體現(xiàn)為FDI通過示范、競爭、人力資本流動和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)4種途徑影響東道國技術(shù)創(chuàng)新能力，從而促進經(jīng)濟發(fā)展。

一方面，F(xiàn)DI受東道國環(huán)境政策的影響，發(fā)達國家考慮到高昂的環(huán)境成本，傾向于通過對外投資等途徑將高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，以降低環(huán)境規(guī)制約束，節(jié)約生產(chǎn)成本。而發(fā)展中國家在經(jīng)濟發(fā)展初期為獲得更大的競爭優(yōu)勢，往往會采用降低環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的方式吸引外資。但是，降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)有可能會引來污染密集型產(chǎn)業(yè)和低技術(shù)產(chǎn)業(yè)，甚至造成“逐底競爭”，加劇東道國環(huán)境污染，最終淪為“污染天堂”[18]；另一方面，F(xiàn)DI會為東道國帶來充裕的資本及先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理理念，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升，提高綠色經(jīng)濟競爭力，產(chǎn)生“污染光環(huán)”效應(yīng)[19]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：在環(huán)境規(guī)制約束下，F(xiàn)DI通過技術(shù)和環(huán)境雙重效應(yīng)影響東道國經(jīng)濟發(fā)展，進而促進東道國技術(shù)創(chuàng)新能力提升。

H2：在環(huán)境規(guī)制約束下，F(xiàn)DI通過技術(shù)和環(huán)境雙重效應(yīng)影響東道國經(jīng)濟發(fā)展，進而促進東道國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

環(huán)境規(guī)制影響東道國外資流入，其對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在“遵循成本說”和“波特假說”兩種觀點。一方面，環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)環(huán)境治理成本，導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本增加，抑制企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴張，阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升，進而間接抑制經(jīng)濟高發(fā)展質(zhì)量，即“遵循成本說”[20]；另一方面，Porter &Linde[21]指出合理的環(huán)境規(guī)制有助于激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)升級，減少企業(yè)生產(chǎn)投入，增加企業(yè)產(chǎn)出，提高企業(yè)綜合競爭力，抵消由環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升帶來的凈收益，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，即產(chǎn)生“創(chuàng)新補償”效應(yīng)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：環(huán)境規(guī)制對FDI起調(diào)節(jié)作用，合理的環(huán)境規(guī)制能夠正向調(diào)節(jié)FDI與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的關(guān)系。

通常，F(xiàn)DI母國經(jīng)濟發(fā)展更成熟，環(huán)境保護法律法規(guī)更完善，環(huán)保技術(shù)水平也更高。東道國引進外資可以帶來先進生產(chǎn)方式和環(huán)保技術(shù)，促進東道國環(huán)保技術(shù)在企業(yè)之間轉(zhuǎn)移和擴散，帶動?xùn)|道國企業(yè)清潔生產(chǎn)，促進東道國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。然而，F(xiàn)DI技術(shù)溢出也存在一定的負面影響，如果東道國相關(guān)環(huán)保法律法規(guī)不完善，地方政府為吸引外資會不惜降低環(huán)境準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，而過低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)將會引來大量高污染、低技術(shù)、落后的工藝和產(chǎn)能，導(dǎo)致FDI負向技術(shù)溢出，進而抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[22]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H4：在環(huán)境規(guī)制約束下，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新影響東道國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

在FDI進入東道國初期，由于東道國技術(shù)創(chuàng)新水平與發(fā)達國家相比存在較大差距，因此不需要東道國吸收能力達到較高水平就能發(fā)揮FDI的溢出效應(yīng)，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；但是，隨著FDI規(guī)模的不斷擴張，東道國需要不斷對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級。如果東道國經(jīng)濟發(fā)展水平不高，技術(shù)吸收能力達不到所需的技術(shù)創(chuàng)新水平，將會導(dǎo)致FDI技術(shù)外溢不能很好地發(fā)揮作用，甚至還會產(chǎn)生“低端鎖定”效應(yīng)[23]，抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；只有當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新達到較高水平，即能夠較大程度上吸收、消化FDI技術(shù)外溢時，才會顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展?？梢?，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)，會因技術(shù)創(chuàng)新水平不同而產(chǎn)生差異化影響，即存在非線性特征[24]。

如果東道國環(huán)境規(guī)制較為寬松，F(xiàn)DI引入將帶來更多污染和粗放型產(chǎn)業(yè)，從而加劇當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染，抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；而如果地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度超過臨界值，“波特假說”成立，合理的環(huán)境規(guī)制則會激發(fā)東道國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生“創(chuàng)新補償”效應(yīng)，抵消企業(yè)“遵循成本”，最終提升東道國企業(yè)資源利用率，促進綠色技術(shù)創(chuàng)新[25]。因此，東道國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)隨著環(huán)境規(guī)制強度不同而不同，環(huán)境規(guī)制需要達到一定門檻值后，F(xiàn)DI才能促進東道國技術(shù)創(chuàng)新并促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，即存在非線性影響[26]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H5：FDI、技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響具有非線性特征，對東道國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制等門檻條件。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

(1)基準(zhǔn)回歸模型。本文為驗證假設(shè)H1和H2，即在環(huán)境規(guī)制約束下FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，將基準(zhǔn)計量模型設(shè)定為：

Innovit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(1)

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(2)

為驗證假設(shè)H3，即在環(huán)境規(guī)制約束下，檢驗FDI與環(huán)境規(guī)制交互作用(FDI×ER)對FDI與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)，設(shè)定模型如下：

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+β3(FDIit×ERit)+αControlit+μi+εit

(3)

其中，i表示省份(i=1,2,…，30)，t表示年份(t=2003,2004,…，2019)；Innovit表示技術(shù)創(chuàng)新水平；Gtfpit表示綠色全要素生產(chǎn)率，即經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)；FDIit表示外商直接投資；ERit表示環(huán)境規(guī)制水平；FDIit×ERit表示外商直接投資與環(huán)境規(guī)制的交互項；Controlit表示一系列控制變量，包括對外貿(mào)易水平(tradeit)、人力資本(hrit)、研發(fā)支出(rdit)、經(jīng)濟發(fā)展水平(gdppcit)、金融發(fā)展水平(finit)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Structit)等；α為控制變量系數(shù)；μi為不可觀測的個體效應(yīng)；εit為隨機擾動項。

(2)中介效應(yīng)模型。為驗證假設(shè)H4，即FDI是否通過技術(shù)創(chuàng)新作用于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(4)

Mit=ω0+ω1FDIit+ω3Controlit+νi+θit

(5)

(6)

進一步，考慮環(huán)境規(guī)制對FDI的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建有調(diào)節(jié)作用的中介效應(yīng)模型進行擴展分析。

Gtfpit=β0+β1FDIit++β2ERit+β3(FDIit×ERit)+αControlit+μi+εit

(7)

Mit=ω0+ω1FDIit+ω2(FDIit×ERit)+ω3Controlit+νi+θit

(8)

(9)

對于有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，參考溫忠麟和葉寶娟[28]的調(diào)節(jié)作用檢驗步驟：第一，檢驗式(7)中環(huán)境規(guī)制對FDI的調(diào)節(jié)作用是否顯著，若顯著說明存在調(diào)節(jié)作用，可進行下一步檢驗；若不顯著，則中止下一步檢驗。第二，分別檢驗式(8)、式(9)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)系數(shù)是否顯著，若兩者系數(shù)均顯著，說明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立；若不顯著，則說明不存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。第三，如果調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)均顯著，則說明總中介效應(yīng)包含中介路徑中的調(diào)節(jié)效應(yīng)部分。

(3)面板門檻模型。為檢驗假設(shè)H5，即技術(shù)創(chuàng)新、FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是否存在非線性影響和門檻條件，本文進一步構(gòu)建非線性模型。根據(jù)Hansen[29]提出的面板門檻回歸模型估算相應(yīng)門檻值，并檢驗不同門檻區(qū)間樣本組參數(shù)是否存在顯著差異(Che，2013)，此方法可以有效避免主觀估計偏誤。面板門檻回歸模型設(shè)定如下：

Gtfpit=β0+β1Innovit·1(qit≤γ)+β2Innovit·1(qit>γ)+αControlit+εit

(10)

Gtfpit=β0+β1FDIit·1(qit≤γ)+β2FDIit·1(qit>γ)+αControlit+εit

(11)

相應(yīng)地，如果模型中存在多重門檻情形，以雙門檻模型為例，可將模型擴展為：

Gtfpit=β0+β1Innovit·1(qit≤γ1)+β2Innovit·1(γ1γ2)+αControlit+εit

(12)

Gtfpit=β0+β1FDIit·1(qit≤γ1)+β2FDIit·1(γ1γ2)+αControlit+εit

(13)

其中，1(?)代表指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)表達式為正時，取值為1；反之，則取值為0；qit表示門檻變量，即技術(shù)創(chuàng)新水平(lnInnovit)、環(huán)境規(guī)制(lnERit)；γ為相應(yīng)的門檻值，其中γ1<γ2；其余變量名稱及含義同前文所述。

2.2 變量選取

2.2.1 主要變量

(1)主要被解釋變量：經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(Gtfp)。黨的十九大報告提出要提高全要素生產(chǎn)率，全要素生產(chǎn)率作為驅(qū)動經(jīng)濟增長的核心指標(biāo)，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的源泉，用它衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有一定的合理性[30]?？紤]到綜合指數(shù)法指標(biāo)體系建立尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，部分指標(biāo)存在不可觀測因素，無法保證指標(biāo)的穩(wěn)定性，因此本文選取包含非期望產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)，采用非徑向非導(dǎo)向松弛測度SBM方向性距離函數(shù)(Fukuyama等,2009)和Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)(Oh, 2010)，將能源消耗和環(huán)境污染納入全要素生產(chǎn)率核算體系，測算中國內(nèi)地30個省份綠色全要素生產(chǎn)增長率，再利用累乘思路計算綠色全要素生產(chǎn)率。

(14)

其次，構(gòu)造環(huán)境約束條件下的SBM方向性距離函數(shù)。

(15)

(16)

(17)

最后，根據(jù)Chung等(1997)提出的Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，測算第t期到t+1期的綠色全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)(Gtfp)。

秦立紅等[47]通過大鼠腎上腺嗜鉻細胞瘤克隆化細胞株(PC12)實驗，發(fā)現(xiàn)從仙草中分離出的咖啡酸、3-(4-乙氧基-3-羥基-苯基) 烯丙酸、咖啡酸乙酯、山奈酚、高山黃芩素、2-十六烷基-十八烷酸、熊果酸和豆甾醇等8個單體化合物有較高的抗缺氧活性。

(18)

(19)

(20)

其中，Effe、Tech分別表示第t期到第t+1期的技術(shù)利用效率變化和技術(shù)進步。

投入要素包括勞動、資本和能源投入。勞動投入以各省城鎮(zhèn)就業(yè)人員年末數(shù)衡量；資本投入采用永續(xù)盤存法計算，折舊率參考吳延瑞(2008)的做法，以張軍等(2004)估算的資本投資額作為當(dāng)年的資本投資額；能源投入以各省市區(qū)的能源消費總量為指標(biāo)；期望產(chǎn)出以各省市區(qū)1978年基期不變價的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)衡量；非期望產(chǎn)出用CO2排放量衡量。由于CO2排放量數(shù)據(jù)無法直接獲取，本文通過IPCC 2006方法計算得到。

(2)被解釋變量和中介變量：技術(shù)創(chuàng)新水平(Innov)。通常而言，地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平越高，被授予的專利也就越多，因此本文選取國內(nèi)3類專利授權(quán)數(shù)衡量各省份技術(shù)創(chuàng)新水平。

(3)外商直接投資(FDI)。本文采用FDI占地區(qū)GDP的比重衡量外商直接投資水平。FDI指各省份實際利用外資額(萬美元)，本文將歷年中國人民銀行公布的年均匯率轉(zhuǎn)換成人民幣價格(億人民幣)進行測算。

(4)環(huán)境規(guī)制水平(ER)。參考傅京燕(2010)的計算方法，采用改進的熵值法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)。選取廢水排放量比值、SO2排放量和固體廢物綜合利用率(“三廢”指標(biāo))與工業(yè)總產(chǎn)值的比值測算環(huán)境規(guī)制水平，數(shù)值越小，說明環(huán)境規(guī)制強度越大。

2.2.2 控制變量

本文選取以下控制變量：①人力資本(hr)，用各省份就業(yè)人員平均受教育程度衡量，本文采用吳延瑞(2008)的做法，將各種受教育水平按一定的受教育年限折算，并根據(jù)各教育程度人口比重加權(quán)加總得到人均受教育水平，單位為年，其中，大學(xué)及以上為16年，高中為12年，初中為9年，小學(xué)為6年，文盲為0年；②研發(fā)支出(rd)，用各省份科研經(jīng)費(R&D)內(nèi)部支出費用占地區(qū)GDP的比重衡量；③貿(mào)易開放度(trade)，用各省份進出口貿(mào)易總額占GDP 的比重衡量；④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(struct)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占該地區(qū)總產(chǎn)值的比重衡量；⑤經(jīng)濟發(fā)展水平(gdppc)，以1978年為基期，用各省份實際人均GDP衡量；⑥金融發(fā)展水平(fin)，采用各省份非國有部門貸款比重衡量；⑦制度質(zhì)量(institute)，采用王小魯和樊綱編制的中國各省份市場化綜合指數(shù)作為代理指標(biāo)；⑧政府支持(gov)，采用地區(qū)財政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重衡量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2003-2019年我國內(nèi)地30個省份(西藏因數(shù)據(jù)不全，未納入統(tǒng)計)相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報等。本文采用線性插值等方法對數(shù)據(jù)進行補充，并對部分離群值較大的指標(biāo)縮尾進行處理，主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果和方差膨脹因子(VIF)檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Descriptive statistics of the main variables

3 實證檢驗

3.1 FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響

3.1.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為得到更加準(zhǔn)確有效的估計結(jié)果，需要對估計模型進行篩選，基準(zhǔn)回歸檢驗結(jié)果如表2所示。為消除異方差和量綱的影響，提高邏輯嚴密性和結(jié)果合理性，本文對原始變量進行對數(shù)處理，對經(jīng)濟發(fā)展水平等控制變量取滯后一期，具體分析如下：

(1)環(huán)境規(guī)制約束下FDI對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。表2中第(1)、(2)列為方程(1)的POLS和FE模型回歸結(jié)果?？梢钥闯?，在兩種估計方法中，F(xiàn)DI回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為正，且環(huán)境規(guī)制系數(shù)在10%水平上顯著為負，假設(shè)H1得到驗證。這表明，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，且對我國技術(shù)創(chuàng)新能力具有正向促進作用，環(huán)境規(guī)制有利于提高我國技術(shù)創(chuàng)新能力。納入控制變量后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展、制度質(zhì)量、政府支持對技術(shù)創(chuàng)新水平均具有顯著正向促進作用，而人力資源和研發(fā)支出對技術(shù)創(chuàng)新能力的系數(shù)盡管為正但影響作用不顯著。

(2)環(huán)境規(guī)制約束下FDI對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。表2方程(2)采用POLS和FE模型的回歸結(jié)果具有一致性。表2第(3)列POLS估計結(jié)果顯示，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制回歸系數(shù)均在5%水平上顯著；第(4)列FE模型估計結(jié)果顯示，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制回歸系數(shù)依然在5%水平上顯著，假設(shè)H2得到驗證。這表明，在環(huán)境規(guī)制約束下，F(xiàn)DI通過技術(shù)效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。由此可見，“污染天堂”現(xiàn)象在中國并不成立。環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著促進作用，初步驗證了“波特假說”的存在，即現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制能夠有效激勵企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新并促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(3)環(huán)境規(guī)制對FDI與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表2第(5)列FE模型估計結(jié)果顯示：FDI與環(huán)境規(guī)制交互項在1%水平上顯著為正，假設(shè)H3得到驗證，說明環(huán)境規(guī)制對FDI與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。隨著環(huán)境規(guī)制水平的提升，環(huán)境規(guī)制通過激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)效率改進帶來的收益抵消了因環(huán)境規(guī)制引致的“凈效益”，從而產(chǎn)生“創(chuàng)新補償”效應(yīng)。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.2 Estimated results of basic model

3.1.2 異質(zhì)性分析

為檢驗FDI、環(huán)境規(guī)制及其交互項對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是否存在地區(qū)異質(zhì)性，本文按照經(jīng)濟區(qū)劃功能將樣本劃分為沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)。為避免OLS和FE模型引發(fā)內(nèi)生性問題，本文引入經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展等控制變量；另外， FDI、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量或技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在雙向因果關(guān)系，因此本文進一步采用工具變量法進行回歸。根據(jù)內(nèi)生性檢驗結(jié)果，選取環(huán)境規(guī)制滯后一期、二期作為環(huán)境規(guī)制工具變量，采用IV-2SLS進行回歸，因篇幅所限，回歸結(jié)果不再列示。

在控制內(nèi)生性偏誤后，從全國層面看，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制均有利于促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且環(huán)境規(guī)制對FDI進入門檻具有正向篩選作用。從理論上講，不同地區(qū)FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響可能存在顯著差異。因此，本文引入地區(qū)虛擬變量(Sea)，將沿海地區(qū)賦值為1，內(nèi)陸地區(qū)賦值為0，引入交乘項(Sea×FDI)、(Sea×FDI×ER)后進行回歸。結(jié)果顯示，相比全國層面，我國東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)FDI、環(huán)境規(guī)制及其交互項對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在顯著地區(qū)差異。FDI對沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正向影響作用更加顯著。在環(huán)境規(guī)制的影響下，沿海地區(qū)環(huán)境規(guī)制及其調(diào)節(jié)效應(yīng)能引導(dǎo)FDI轉(zhuǎn)向“清潔產(chǎn)業(yè)”，提高外資準(zhǔn)入門檻。

3.2 FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機制

根據(jù)前文理論分析，F(xiàn)DI通過技術(shù)溢出效應(yīng)影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，本文通過中介效應(yīng)模型檢驗假設(shè)H4。表3結(jié)果顯示，F(xiàn)DI技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H4得到驗證。

(1)一般中介效應(yīng)。表3式(1)～(3)為一般中介效應(yīng)檢驗結(jié)果?？梢钥闯?，F(xiàn)DI對技術(shù)創(chuàng)新水平具有正向促進作用，環(huán)境規(guī)制能夠促進技術(shù)創(chuàng)新水平提升；FDI通過技術(shù)創(chuàng)新水平這一中介路徑對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生負向影響，不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。加入技術(shù)創(chuàng)新水平的平方項發(fā)現(xiàn)系數(shù)為正且在5%水平上顯著，說明其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在顯著非線性特征。

(2)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。考慮到環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，加入FDI與環(huán)境規(guī)制的交互項。表3式(4)～(6)為有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。可以看出，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制依然能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，環(huán)境規(guī)制對FDI具有正向調(diào)節(jié)作用。同時，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新水平這一中介路徑對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生負面影響。這是因為，盡管FDI和環(huán)境規(guī)制均能促進技術(shù)創(chuàng)新水平提升，但由于我國經(jīng)濟發(fā)展不均衡，地區(qū)間差異較大，所以影響作用也不同。在式(6)中加入技術(shù)創(chuàng)新水平的平方項發(fā)現(xiàn)系數(shù)依然顯著為正，再次說明技術(shù)創(chuàng)新水平對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在顯著非線性特征。

3.3 進一步分析：門檻效應(yīng)實證檢驗

由前文理論和實證檢驗可知，環(huán)境規(guī)制對FDI與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有正向調(diào)節(jié)作用，但環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用是否存在異質(zhì)性及門檻條件，本文對此展開深入分析。以技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制為門檻變量分別進行單一門檻值、雙重門檻值、三重門檻值檢驗，運用Hansen(1999)提出的“自助法”(bootstrap)，通過State16統(tǒng)計軟件反復(fù)抽樣500次得出統(tǒng)計量F值及相應(yīng)P值，得到門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果(李虹和鄒慶，2018)，如表4所示。

由表4可知，以技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制為門檻變量的檢驗結(jié)果均為雙門檻模型，假設(shè)H5得到驗證，即技術(shù)創(chuàng)新、FDI對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制門檻。根據(jù)Hansen(1999)提出的估計法，門檻值是似然比統(tǒng)計量LR趨于0時對應(yīng)的γ值，據(jù)此繪制相應(yīng)門檻估計值在95%置信區(qū)間下的LR圖。圖1為以技術(shù)創(chuàng)新為門檻變量的LR圖，對應(yīng)的門檻值分別為8.885、10.024；圖2為環(huán)境規(guī)制門檻值為-3.792和0.656對應(yīng)的LR圖。其中，LR統(tǒng)計量最低點為對應(yīng)的真實門檻值，虛線代表臨界值為7.35，由于臨界值均位于門檻值下方，由此判定門檻值真實有效。

表3 機制分析估計結(jié)果Tab.3 Estimated results of mechanism analysis

表4 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.4 Results of the threshold effect test

圖1 技術(shù)創(chuàng)新雙門檻估計LR圖Fig.1 LR diagram of double threshold estimation of technological innovation

圖2 環(huán)境規(guī)制雙門檻估計LR圖Fig.2 LR diagram of double thresholde estimation of environmental regulation

表5為以技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制為門檻變量的雙門檻模型估計結(jié)果?？梢钥闯?，在不同技術(shù)創(chuàng)新水平下，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響作用不同。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新處于較低水平(lnInnov≤8.885)時，其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)在5%水平上顯著為負，說明此時技術(shù)創(chuàng)新水平會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新處于中間水平(8.88510.024)時，其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變?yōu)檎蛴绊懽饔?，說明技術(shù)創(chuàng)新水平提升對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著促進作用，這就解釋了“FDI和環(huán)境規(guī)制均能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但技術(shù)創(chuàng)新這一中介路徑則會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展”的結(jié)論。因此，技術(shù)創(chuàng)新水平需要跨越較高門檻值才能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。進一步分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國已跨越較高技術(shù)創(chuàng)新水平的省份有北京、上海、江蘇和廣東等，大多集中在東部發(fā)達地區(qū)，而多數(shù)中西部地區(qū)如內(nèi)蒙古、青海、甘肅和新疆等省份遠低于高門檻值，這就解釋了為何“總體上技術(shù)創(chuàng)新水平對我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響并非理論期望那樣會起到顯著正向促進作用”的結(jié)論。

表5 面板門檻模型估計結(jié)果Tab.5 Estimated results of the panel data threshold model

由表5可知，當(dāng)門檻變量為環(huán)境規(guī)制(lnER)時，隨著環(huán)境規(guī)制強度的加大，F(xiàn)DI對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響由不利轉(zhuǎn)為積極促進作用，呈現(xiàn)“U”型結(jié)構(gòu)特征。FDI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的負面影響隨著環(huán)境規(guī)制水平的提高而逐漸降低，當(dāng)跨越第二個門檻值后才能顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，說明環(huán)境規(guī)制起到正向篩選作用。這是因為，在環(huán)境規(guī)制第一個門檻值內(nèi)，由于地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平過低，通過“搭便車行為”就可以為外商帶來巨大利益，導(dǎo)致外資對環(huán)境技術(shù)改進和創(chuàng)新的積極性不高、創(chuàng)新動力不足，從而抑制了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；但是隨著環(huán)境規(guī)制水平提高直至跨越第二個門檻值，外資需要采取更清潔環(huán)保的技術(shù)以避免政府較為嚴格的環(huán)境規(guī)制，此時利用外資進行技術(shù)創(chuàng)新能夠有效獲取“創(chuàng)新補償”，最終促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

綜上所述，無論是技術(shù)創(chuàng)新還是環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量均存在顯著雙門檻效應(yīng)。在不同門檻區(qū)間，技術(shù)創(chuàng)新、FDI對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響不同，技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制均需達到一定門檻值后才能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本文基于2003-2019年中國內(nèi)地30個省份面板數(shù)據(jù)構(gòu)建中介效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型，考察環(huán)境規(guī)制約束下FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，得出以下結(jié)論：第一，在環(huán)境規(guī)制約束下，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，F(xiàn)DI能夠促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制具有“創(chuàng)新補償”效應(yīng)；FDI與環(huán)境規(guī)制交互項能夠顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，環(huán)境規(guī)制對FDI具有一定的正向篩選作用。第二，在考慮內(nèi)生性后，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制及其交互項對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的核心結(jié)論依然成立，并且存在地區(qū)異質(zhì)性。第三，兩種中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新機制作用于我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第四，總體而言，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新水平這一中介路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負面影響，這與理論預(yù)期不符。進一步分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在顯著門檻效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新需要達到一定門檻值后才能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，在不同門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有不同的影響，環(huán)境規(guī)制需要達到較高的門檻值才能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.2 研究啟示

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：

(1)在提高對外開放水平、加大外資引進力度的同時，要有效發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的倒逼效應(yīng)，高效合理地推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由于歷史原因，我國各地區(qū)在區(qū)域條件、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度等方面存在較大差異，因此各地區(qū)應(yīng)因地制宜地制定差異化發(fā)展政策，努力實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和生態(tài)環(huán)境改善。

(2)不同行業(yè)和地區(qū)應(yīng)該合理引進外資，注重外資引進質(zhì)量。我國經(jīng)濟較為落后的中西部地區(qū)引進外資時應(yīng)充分考慮自身吸收能力，引進更能發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)的行業(yè)和產(chǎn)業(yè)。對于東部沿海發(fā)達地區(qū)，要注重外資引進質(zhì)量，適度控制外資引進規(guī)模，充分吸收FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

(3)為更好地發(fā)揮FDI的正向溢出效應(yīng)，各地區(qū)要根據(jù)FDI對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的不同中介傳導(dǎo)路徑，充分考慮各地區(qū)不同的技術(shù)創(chuàng)新水平，在不同發(fā)展階段制定差異化政策。目前，我國大部分地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平尚未跨越較高的門檻值，提高技術(shù)創(chuàng)新水平有助于促進FDI技術(shù)溢出。因此，各地區(qū)應(yīng)根據(jù)自身條件，實施合理的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)平衡，通過改善科技創(chuàng)新環(huán)境、加大科技人才培養(yǎng)力度等措施提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，發(fā)揮FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.3 不足與展望

本文存在如下不足：第一，影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的因素不僅包括技術(shù)創(chuàng)新，還包括結(jié)構(gòu)效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)。第二，對異質(zhì)性的考察只區(qū)分沿海和內(nèi)陸地區(qū)，未考慮其它因素的影響，如2008年金融危機、新冠肺炎疫情等。第三，受限于數(shù)據(jù)可得性和穩(wěn)定性，選用綠色全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟指標(biāo)不全面，未來可構(gòu)建更加科學(xué)有效的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度指標(biāo)體系，并對上述問題進行深入探討。