朱于珂 ，高紅貴，徐運保

（1. 湖南工程學(xué)院 管理學(xué)院，湖南 湘潭 411104；2. 中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430073）

在經(jīng)濟全球化背景下，中國積極貫徹“引進(jìn)來”和“走出去”相結(jié)合的雙向開放戰(zhàn)略。2018 年，中國吸引外商直接投資額達(dá)1 349.7 億美元，占全球總量的10%以上。據(jù)商務(wù)部等各部門發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，中國對外直接投資額達(dá)1 298.3 億美元，F(xiàn)DI（foreign direct investment） 與OFDI（outward foreign direct investment）總量均位居世界前列。自改革開放后我國經(jīng)濟得到了“量”的提升，但如何確保經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，關(guān)鍵還要看經(jīng)濟發(fā)展的“質(zhì)”。從黨的十七大提出“生態(tài)文明建設(shè)”戰(zhàn)略目標(biāo)到黨的十九大“人與自然和諧共生的現(xiàn)代化”與“建設(shè)美麗中國”號召，中國須在經(jīng)濟新常態(tài)背景下積極尋求綠色經(jīng)濟發(fā)展模式。如何利用好外資和對外投資逐漸成為一個亟待解決的問題。考慮到對外貿(mào)易拉動經(jīng)濟增長的同時，也造成了環(huán)境污染等負(fù)面效應(yīng)，對綠色發(fā)展道路的建設(shè)已迫在眉睫。

貿(mào)易不僅是影響一個地區(qū)環(huán)境狀況的重要因素，同時還是促進(jìn)知識流動與技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要動力[1]。由于相對寬松的環(huán)境法規(guī)，發(fā)展中國家正逐漸淪為一些跨國公司的“污染避風(fēng)港”。此外，為吸引外國投資，發(fā)展中國家或區(qū)域可以主動降低環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)，即“競相抄底”。因此，發(fā)展中國家將逐漸成為發(fā)達(dá)國家的“污染天堂”[2]。此外，對外直接投資作為推動我國經(jīng)濟快速發(fā)展的重要驅(qū)動力，創(chuàng)造了經(jīng)濟快速發(fā)展奇跡的同時，也造成了產(chǎn)能持續(xù)上升、加劇污染排放等問題。然而，一些學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)跨國公司以較低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)入發(fā)展中國家時，會帶來比東道國企業(yè)更環(huán)保的生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)和技術(shù)，通過“示范效應(yīng)”，倒逼東道國實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新[3]，這就是“污染光環(huán)”假說。與此同時，IFDI 的流入提升了國內(nèi)企業(yè)的OFDI能力，進(jìn)而促使企業(yè)通過對外投資引進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)。IFDI 是OFDI 的基礎(chǔ)，OFDI 是IFDI 的有力支持，雙向FDI 之間呈現(xiàn)一定的協(xié)調(diào)發(fā)展性。

對中國而言，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展無疑是一把“雙刃劍”，應(yīng)當(dāng)趨利避害，深入激發(fā)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)以有效治理能源消耗與環(huán)境污染問題。各級地方政府將在對外貿(mào)易與節(jié)能環(huán)保之間扮演著重要角色。政府可以制定較高的環(huán)境污染控制標(biāo)準(zhǔn)，引導(dǎo)企業(yè)積極響應(yīng)國家環(huán)保號召。同時高質(zhì)量的地方政府通過有效的產(chǎn)權(quán)保護(hù)、嚴(yán)格的法律供給和優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)，為企業(yè)積極學(xué)習(xí)引進(jìn)先進(jìn)綠色環(huán)保技術(shù)提供良好的政治環(huán)境。工業(yè)是國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，工業(yè)企業(yè)既是能耗與排污的主力軍，又是綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要主體。如何借助雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展，有效提升工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率，是深入貫徹“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”新發(fā)展理念的關(guān)鍵路徑。

為探究在政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展將對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生何種影響？其影響是否存在非線性特征？本文將構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，研究雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機制以及政府質(zhì)量在二者之間產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，隨后構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型，探討在政府質(zhì)量調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的非線性影響。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，以往研究對于雙向FDI 與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的衡量與測度較為模糊，本文以雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率為研究對象，研究主體及其測度更加系統(tǒng)明確；第二，基于“污染光環(huán)”假說，從政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)視角，探討雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升路徑，并探討在政府質(zhì)量調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的非線性影響，極大豐富了雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制理論體系；第三，通過使用海外市場接近度作為內(nèi)生變量雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的工具變量，有效解決雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率關(guān)系相關(guān)研究中存在的內(nèi)生性問題；第四，在當(dāng)前以市場為基礎(chǔ)、政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、各類組織互動交融的創(chuàng)新機制背景下，為政府因地制宜，有效治理雙向FDI 引致的污染排放問題，促進(jìn)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)提供建設(shè)性的政策建議。

1 理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述

1.1 雙向FDI與綠色技術(shù)創(chuàng)新

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，IFDI 和OFDI 之間的互動效應(yīng)會顯著增強。具體而言，IFDI 是OFDI 的基礎(chǔ)，OFDI 是IFDI 的有力支持[4]。

當(dāng)IFDI 進(jìn)入中國，外資企業(yè)投產(chǎn)前期和試運營階段生產(chǎn)規(guī)模較小，其產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)不明顯。此外，外商進(jìn)入中國設(shè)立企業(yè)，在企業(yè)建設(shè)前期將產(chǎn)生對技術(shù)設(shè)備和中間品等的較大進(jìn)口需求[5]，進(jìn)口的技術(shù)設(shè)備和中間品會對國內(nèi)產(chǎn)品產(chǎn)生一定程度的替代效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)。IFDI 會擠出一部分無效率的國內(nèi)企業(yè)，進(jìn)而通過技術(shù)溢出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[6]，優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)品的需求結(jié)構(gòu)，也一定程度上促進(jìn)提升了技術(shù)創(chuàng)新與生產(chǎn)效率[7-8]，即支持“污染光環(huán)”假說。先進(jìn)節(jié)能減排技術(shù)隨著IFDI 的引入降低了企業(yè)排污成本，國內(nèi)企業(yè)能夠?qū)⒏湓５馁Y金投入到自身發(fā)展，提升OFDI 能力。由于OFDI 在資金投向上具有更大的主動權(quán)，因此企業(yè)通過技術(shù)尋求的OFDI 可以獲取國外先進(jìn)的技術(shù)，進(jìn)而通過技術(shù)反饋機制實現(xiàn)母國（地區(qū)）技術(shù)的趕超，最終形成雙向FDI 的協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新[3]。中國OFDI 分為“順梯度”和“逆梯度”兩種方向[9]。“順梯度”O(jiān)FDI 更多是將國內(nèi)低端高能耗的企業(yè)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)要素更為廉價的東道國，為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提供空間[10]，從而發(fā)揮結(jié)構(gòu)效應(yīng)，促進(jìn)清潔生產(chǎn)?！澳嫣荻取監(jiān)FDI 更多目標(biāo)定位在兼并收購發(fā)達(dá)國家先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，通過學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)與管理經(jīng)驗[11]，產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出，提升母公司資源利用率[12]，進(jìn)而提升母國企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。因此，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展促進(jìn)了資金、技術(shù)與人力資本的雙重流動，正向與逆向技術(shù)溢出效應(yīng)作用更加顯著。

張涵與李曉瀾[13]以R&D 人員為門檻變量，得出IFDI 溢出對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域創(chuàng)新具有門檻效應(yīng)且呈現(xiàn)出倒“U”型結(jié)構(gòu)。楊朝均等[14]構(gòu)建演化博弈模型，實證得出FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)能顯著影響工業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新路徑演化。Yang 等[15]研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對節(jié)能技術(shù)的進(jìn)步具有顯著的正向促進(jìn)作用。Hu 等[2]證實了不同類型的FDI 均有利于綠色技術(shù)溢出。Song 等[16]研究發(fā)現(xiàn)，IFDI 不僅改善了中國的投資環(huán)境，同時通過技術(shù)溢出提高了中國企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力。

孫海波和劉忠璐[17]將人力資本聚集作為門檻變量，實證得出，當(dāng)OFDI 高于門檻值時，OFDI 逆向技術(shù)促進(jìn)了母國工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。衣長軍等[18]建立門檻回歸模型得出OFDI 逆向技術(shù)溢出能夠加快國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。李娟等[19]基于省際面板數(shù)據(jù)的研究得出，OFDI 的逆向技術(shù)溢出在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)的溢出效應(yīng)顯著，在經(jīng)濟不發(fā)達(dá)的地區(qū)溢出效應(yīng)不顯著。吉生保和姜美旭[20]則研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對母國存在顯著的污染效應(yīng)，但其可通過技術(shù)溢出效應(yīng)降低污染排放，同時FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)與污染效應(yīng)因時間與區(qū)域差異存在顯著的異質(zhì)性特征。

基于此，本文提出假設(shè)1：

雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展將對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，但在不同的實際現(xiàn)狀條件下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響可能存在非線性特征。

1.2 政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

政府質(zhì)量是政府治理水平的主要反映，地方政府質(zhì)量直接關(guān)系到資源配置的效率與國家政策的執(zhí)行，進(jìn)而影響企業(yè)的經(jīng)營決策。一方面，通過有效的政府治理，增加治污支出可以直接提升環(huán)境質(zhì)量[21]，嚴(yán)格的環(huán)境稅費可有效約束企業(yè)生產(chǎn)排污，實現(xiàn)環(huán)境治理[22]；另一方面，地方政府可以通過加強產(chǎn)權(quán)保護(hù)[23]，甚至給予稅收優(yōu)惠、提供公共服務(wù)等手段，有效保護(hù)企業(yè)創(chuàng)新成果，給予創(chuàng)新投入支持，必將在很大程度上激發(fā)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性[24]。若企業(yè)所在轄區(qū)的地方政府質(zhì)量、效率和能力較低，則勢必弱化對轄區(qū)企業(yè)排污行為的約束，無法有效保護(hù)創(chuàng)新者合法權(quán)益，導(dǎo)致企業(yè)追逐短期經(jīng)濟利益，主動放棄利于環(huán)境保護(hù)的高附加值項目投資。最后，由于回彈效應(yīng)的存在，技術(shù)創(chuàng)新所帶來的預(yù)期節(jié)能減排效應(yīng)可能會被折抵，而政府的有效治理與引導(dǎo)是降低回彈效應(yīng)的關(guān)鍵[25]。王艷麗和鐘奧[26]證實了地方政府確有為吸引外資而降低污染排放標(biāo)準(zhǔn)的行為，“污染避難所”與“逐底競爭”假說是同時成立的。而楊子暉和田磊[27]認(rèn)為“污染天堂”假說只在中國部分省份成立，各地區(qū)環(huán)境監(jiān)管力度的加強將對FDI 的污染排放行為產(chǎn)生抑制效果。Hu 等[2]構(gòu)建面板門檻模型研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度處于高門檻區(qū)時，F(xiàn)DI 將產(chǎn)生顯著的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)。王鋒正等[24]通過實證研究得出，地方政府質(zhì)量正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新的影響。同時制度質(zhì)量較高的地區(qū)，形成了更有效的技術(shù)溢出環(huán)境，更有利于技術(shù)效率提升[28]。

基于此，本文提出假設(shè)2：

政府質(zhì)量正向調(diào)節(jié)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用。

綜上所述，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展、政府質(zhì)量與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響與傳導(dǎo)機制可歸納為圖1。當(dāng)前，學(xué)界對雙向FDI 的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)關(guān)注較少，尤其是鮮有針對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的研究，且大部分均是孤立單獨地研究IFDI 或OFDI 對國內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，目前尚未有研究系統(tǒng)論證雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系；其次在政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展將對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生怎樣的影響？其影響存在怎樣的非線性特征？仍需要更加系統(tǒng)深入地研究?；诖耍疚膶?gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，研究雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機制以及政府質(zhì)量在二者之間產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，從政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)視角，探討雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升路徑。隨后構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型，探討在政府質(zhì)量調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率影響的非線性特征。

圖1 雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、政府質(zhì)量與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響與傳導(dǎo)機制

2 變量選取與模型方法

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。本文在規(guī)模報酬可變（VRS）的基礎(chǔ)上，考慮技術(shù)創(chuàng)新生產(chǎn)過程中環(huán)境非期望產(chǎn)出、投入過多與產(chǎn)出不足的特征事實，將綠色技術(shù)創(chuàng)新過程分為綠色科技研發(fā)和綠色成果轉(zhuǎn)化兩階段，建立非徑向非角度兩階段超效率網(wǎng)絡(luò)SBM-DEA 模型，測算中國各省份工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。

科技創(chuàng)新活動由科技研發(fā)和科技成果轉(zhuǎn)化兩個階段組成，在創(chuàng)造市場經(jīng)濟價值與科技成果的同時也會產(chǎn)生損害環(huán)境的非期望產(chǎn)出。根據(jù)兩階段的特性，以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測算中國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率，具體各階段的投入產(chǎn)出指標(biāo)選取如表1 所示。其中資本投入與非研發(fā)投入均采用存量指標(biāo)；各地區(qū)工業(yè)能源消費總量根據(jù)各地區(qū)能源平衡表，參考各種能源與標(biāo)準(zhǔn)煤的折標(biāo)系數(shù)，將工業(yè)消費的煤、石油、熱力、電力以及其他能源消費量統(tǒng)一折算成標(biāo)準(zhǔn)煤，計算工業(yè)能源消費總量；非期望產(chǎn)出以環(huán)境綜合指數(shù)表示，通過對單位工業(yè)GDP 工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙粉塵排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量5 個相對指標(biāo)進(jìn)行熵權(quán)法處理獲得，其值越大，環(huán)境質(zhì)量越差。

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性原則，選取中國30個省份（除西藏與港澳臺地區(qū)）歷年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.1.2 核心解釋變量

雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展。本文借鑒龔夢琪和劉海云[3]的做法，通過使用脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗IFDI 與OFDI 之間存在互動效應(yīng)之后，利用耦合系統(tǒng)模型測度雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展水平。耦合度公式計算如下：

表1 綠色技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)選取

式中：IFDIit和OFDIit分別表示i 省份在t 年份的IFDI（萬美元）和OFDI（萬美元）流量，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，本文采用人民幣匯率年均價將美元數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為人民幣之后進(jìn)行核算。α和β 分別表示IFDI 和OFDI 的權(quán)重，借鑒龔夢琪和劉海云[3]的做法，將α 和β 均設(shè)置為0.5。γ 為調(diào)節(jié)系數(shù)，參照黃凌云等[29]的設(shè)定原則，將其設(shè)定為2。根據(jù)耦合度公式進(jìn)一步引入耦合協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平的計算公式具體如下：

2.1.3 調(diào)節(jié)變量

政府質(zhì)量（GQ）。本文借鑒王鋒正等[24]的做法，選取《中國市場化指數(shù)》中減輕企業(yè)的稅外負(fù)擔(dān)指數(shù)、對生產(chǎn)者合法權(quán)益的保護(hù)指數(shù)、減少政府對企業(yè)的干預(yù)指數(shù)和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)分別度量各地方政府的減輕企業(yè)稅外負(fù)擔(dān)程度、對生產(chǎn)者合法權(quán)益保護(hù)水平、對企業(yè)生產(chǎn)的干預(yù)程度和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。計算上述四個分項指數(shù)的平均數(shù)，進(jìn)而得出各地方政府的綜合政府質(zhì)量指數(shù)。數(shù)值越大，則表明地方政府的質(zhì)量越高。同時根據(jù)馬連福等[30]的研究，將市場化指數(shù)以及各細(xì)分維度指數(shù)推算至2018 年。

2.1.4 控制變量

經(jīng)濟開放程度（EO），使用地區(qū)出口總額除以地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量區(qū)域經(jīng)濟開放程度；環(huán)境規(guī)制（ER），通過計算各省份各類污染物（工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙粉塵排放量與工業(yè)廢水排放量）的綜合指數(shù)來度量各省份環(huán)境規(guī)制強度，其中主要利用單位產(chǎn)值各類污染物的排放量計算環(huán)境規(guī)制強度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），采用第二產(chǎn)業(yè)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平；市場化水平（ML），本文選取國有及國有控股企業(yè)工業(yè)增加值與工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量市場化水平。以上數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》與《中國環(huán)境年鑒》。

本文基于中國30 個省份（除港澳臺與西藏地區(qū)）2004—2018 年數(shù)據(jù)，所有價格數(shù)據(jù)均已根據(jù)GDP 平減指數(shù)以及相應(yīng)的價格指數(shù)進(jìn)行平減處理（以2004 年價為基準(zhǔn)）。具體而言，R&D 經(jīng)費數(shù)據(jù)使用研發(fā)價格指數(shù)進(jìn)行平減，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入采用工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減，GDP 數(shù)據(jù)使用GDP 平減指數(shù)進(jìn)行平減。各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

2.2 模型方法

2.2.1 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

本文首先探討雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，構(gòu)建基礎(chǔ)模型（4）如下：

為進(jìn)一步檢驗政府質(zhì)量對雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)，參考溫忠麟和葉寶娟[31]的研究，根據(jù)前文政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)機制，考慮雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)，在模型（4）中加入政府質(zhì)量以及政府質(zhì)量與雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的交乘項，通過檢驗該交乘項系數(shù)的顯著性來檢驗政府質(zhì)量對雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)建基礎(chǔ)模型（5）如下：

可通過雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸系數(shù)與交互項回歸系數(shù)，計算政府主導(dǎo)下，雙向FDI 對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的偏效應(yīng)，并取絕對值：

2.2.2 面板分位數(shù)回歸模型

分位數(shù)回歸在不同分位點水平，均可得到不同分位數(shù)函數(shù)。傳統(tǒng)的均值回歸可能會遺漏掉一些重要信息，甚至無法檢測到變量之間的真實關(guān)系[32]。相對于OLS方法，分位數(shù)回歸可以研究各影響因素所帶來的非線性影響，且分位數(shù)回歸更加穩(wěn)健[33]。分位數(shù)回歸方法結(jié)合應(yīng)用了回歸分析與條件分位數(shù)，可應(yīng)用于估計解釋變量X 與被解釋變量Y 分位數(shù)之間的關(guān)系，并反映解釋變量在不同分位數(shù)水平上對被解釋變量的影響差異。為了將分位數(shù)回歸應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)，許多學(xué)者集中對相關(guān)的計量經(jīng)濟學(xué)理論進(jìn)行了研究，如Canay[34]。具有固定效應(yīng)的面板分位數(shù)回歸模型具體如下：

其中，τ 是各分位數(shù)，γ(τ)是指τ 分位數(shù)上自變量x影響因變量y 的回歸系數(shù)。根據(jù)前文影響機制分析，構(gòu)建相應(yīng)的面板分位數(shù)回歸模型，研究雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與政府質(zhì)量在不同分位點處分別對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響差異，具體模型如下：

其中，τ 是各分位數(shù)，本文對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率 由 低 到 高 的10th、20th、30th、40th、50th、60th、70th、80th以及90th（10%, 20%, 30%, …, 90%）這9 個分位數(shù)上進(jìn)行回歸分析，而γ(τ)是指τ 分位數(shù)上影響工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)。

3 實證結(jié)果分析

3.1 相關(guān)性分析

對各個變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗，結(jié)果如表3 所示，絕大部分變量間的相關(guān)系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗。其中，部分變量相關(guān)系數(shù)偏高，高相關(guān)性可能使得解釋變量存在多重共線性問題，影響后文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；诖耍疚倪M(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，結(jié)果如表3 所示。各變量VIF 值都小于10，說明自變量之間的多重共線性是可以接受的，即回歸結(jié)果是有效的。

3.2 平穩(wěn)性檢驗

首先對面板數(shù)據(jù)的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用LLC 檢驗以及IPS 檢驗兩種檢驗方法，對各變量進(jìn)行面板單位根檢驗。通過表4 可以發(fā)現(xiàn)，使用LLC 檢驗方法結(jié)果顯示，所有的變量在水平狀態(tài)下都是平穩(wěn)的，所有變量的水平項都在1%的顯著水平上拒絕“存在單位根”的原假設(shè)。而從IPS 檢驗結(jié)果看，有部分變量存在單位根。因此，有必要對各回歸模型進(jìn)行面板協(xié)整檢驗，進(jìn)而研究變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。本文采用的面板協(xié)整檢驗方法是Kao 檢驗，檢驗結(jié)果如表5 所示。在Kao檢驗方法下，模型（4）與模型（5），三種檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的P 值均為0.000 0，故強烈拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，認(rèn)為在樣本期內(nèi)，這些變量存在長期均衡關(guān)系。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣與VIF檢驗

表4 面板單位根檢驗結(jié)果

表5 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果分析

為解決模型存在的內(nèi)生性問題，使得回歸結(jié)果更加穩(wěn)健可靠，本文主要從以下兩個方面進(jìn)行系數(shù)估計：（1）運用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型對模型進(jìn)行回歸，面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型可以解決個體差異所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，同時使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，消除異方差影響，使回歸結(jié)果更為穩(wěn)??；（2）將方程引入被解釋變量的滯后一期項，將其拓展成動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用兩階段系統(tǒng)廣義矩估計與兩階段差分廣義矩估計（兩階段系統(tǒng)GMM 與兩階段差分GMM）進(jìn)行動態(tài)面板分析?；貧w結(jié)果如表6 所示。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

根據(jù)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，各模型豪斯曼檢驗結(jié)果均驗證了使用固定效應(yīng)模型的有效性；在使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的前提下，各模型F 檢驗統(tǒng)計量結(jié)果得出固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸的結(jié)論；各模型R2值也說明了各模型的擬合程度較好。以上檢驗在一定程度上驗證了使用固定效應(yīng)模型的合理有效性。在固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果中，模型（4）和模型（5）雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.354 與0.358，且分別通過了1%與5%的顯著水平檢驗，說明雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了顯著的正向影響。同時在模型（5）中政府質(zhì)量與交互項的回歸系數(shù)顯著為正，說明政府質(zhì)量不僅與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，同時政府質(zhì)量在雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率之間存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即政府質(zhì)量有利于擴大雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用。與假設(shè)1、2 相符。

再考察兩階段系統(tǒng)GMM 與兩階段差分GMM 的可靠性，對于模型的聯(lián)合顯著性檢驗而言，所有模型的Wald 檢驗結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下均拒絕“所有解釋變量系數(shù)為0”的原假設(shè)，說明模型回歸結(jié)果整體顯著；所有模型AR(1)的P 值均小于0.1，而AR(2)的P 值均大于0.1，可知所有模型擾動項的差分只存在一階序列相關(guān)而不存在二階序列相關(guān)；由所有模型的Hansen 檢驗值P 值可知，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，表明所有模型所選用的工具變量與殘差項不相關(guān)。因此，兩階段系統(tǒng)GMM 與兩階段差分GMM 的估計結(jié)果可信。

根據(jù)兩階段系統(tǒng)GMM 與兩階段差分GMM 的估計結(jié)果可知，模型（4）和模型（5）雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展在兩種估計方法下所有結(jié)果均顯著為正，同時政府質(zhì)量與交互項的回歸系數(shù)亦均顯著為正，進(jìn)一步驗證了上述結(jié)果，即雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，同時政府質(zhì)量正向調(diào)節(jié)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用。

3.4 內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

基于前文理論機制分析可知，當(dāng)某地利用外資或當(dāng)?shù)仄髽I(yè)對外投資帶來經(jīng)濟增長效益的同時，會促進(jìn)資金、技術(shù)、人力資本與生產(chǎn)管理經(jīng)驗的雙重流動，進(jìn)而提升國內(nèi)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。一方面，工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升將為雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)I造良好的技術(shù)環(huán)境；另一方面，工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升促進(jìn)了國內(nèi)企業(yè)綜合實力的提升，技術(shù)進(jìn)步帶來的盈利為企業(yè)提供資金與技術(shù)支持，更加有利于企業(yè)實行“引進(jìn)來”與“走出去”戰(zhàn)略。此外，各地政府鑒于經(jīng)濟增長與環(huán)境保護(hù)的雙重目標(biāo)壓力，若雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展在促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的同時，帶來了顯著的經(jīng)濟增長效益，各地政府則會就提升雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平予以相應(yīng)的政策照顧與支持。因此，國內(nèi)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的變化對雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平產(chǎn)生逆向影響。因此，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展之于工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率并不一定是完全外生的，內(nèi)生性問題的存在極大程度上會影響回歸結(jié)果的可靠性。為解決模型存在的內(nèi)生性問題，使得回歸結(jié)果更加穩(wěn)健可靠，本文主要從以下兩個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：

（1）將海外市場接近度作為雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的工具變量，對調(diào)節(jié)效應(yīng)模型使用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸，同時使用自助法估計標(biāo)準(zhǔn)誤。海外市場接近度，采用各省份省會城市到海岸線的距離的倒數(shù)（乘以100）進(jìn)行度量，該指標(biāo)是常用于作為國際貿(mào)易發(fā)展水平的工具變量之一，選擇該工具變量主要基于以下兩方面的考慮：①海外市場接近度（各省份省會城市到海岸線的距離）是由地理因素決定，對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率并不存在直接顯著的影響，符合外生性條件；②海外市場接近度與各地企業(yè)對外貿(mào)易活躍程度直接相關(guān)，距離海岸線較近的區(qū)域更加接近國外市場，無論是對于外商直接投資還是對外直接投資，都具備一定的天然優(yōu)勢，進(jìn)而更有利于雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平的提升，因此海外市場接近度與內(nèi)生變量高度相關(guān)。

（2）替換被解釋變量。借鑒王鋒正等[24]的做法，從技術(shù)實施的應(yīng)用對象將工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新劃分為綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（GPTI）和綠色工藝創(chuàng)新（GPSI），以此來替代工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。其中，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新用工業(yè)企業(yè)單位能耗新產(chǎn)品銷售收入進(jìn)行衡量，其中各地區(qū)工業(yè)企業(yè)能源消耗根據(jù)各地區(qū)能源平衡表，參考各種能源與標(biāo)準(zhǔn)煤的折標(biāo)系數(shù)，將工業(yè)消費的煤、石油、熱力、電力以及其他能源消費量統(tǒng)一折算成標(biāo)準(zhǔn)煤，計算工業(yè)能源消費總量；工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入替代。工業(yè)企業(yè)單位能耗新產(chǎn)品銷售收入越大，意味著在生產(chǎn)過程中對環(huán)境的友好程度越高，且工業(yè)企業(yè)從新產(chǎn)品中獲益程度較高，有利于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。綠色工藝創(chuàng)新選用工業(yè)增加值與工業(yè)污染物排放量的比值來度量，其中工業(yè)污染物排放量以工業(yè)廢氣（工業(yè)二氧化碳、工業(yè)二氧化硫與工業(yè)煙粉塵）排放總量來替代，比值越大，則越有利于綠色工藝創(chuàng)新。

IV-2SLS 回歸結(jié)果如表7 所示。表7 中，方程異方差穩(wěn)健的DWH 檢驗結(jié)果均證明雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展（lnIDFDI）是內(nèi)生解釋變量，需要引入工具變量；所有Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量及其對應(yīng)的P 值結(jié)果顯示，強烈拒絕“不可識別”的原假設(shè)；Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量顯示，內(nèi)生解釋變量的名義顯著性為5%時，真實顯著性水平不超過10%，拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)；Hansen J 統(tǒng)計量用于進(jìn)行過度識別檢驗，檢驗結(jié)果顯示接受“所有工具變量均外生”的原假設(shè)，證實了選擇海外市場接近度作為工具變量的合理可靠性。以上檢驗結(jié)果在一定程度上證實了內(nèi)生性問題的存在以及所選取的工具變量的合理性與有效性。同時從IV-2SLS 的系數(shù)回歸結(jié)果來看，核心解釋變量的顯著性與前文實證結(jié)果并無顯著差異，且所得結(jié)論與前文基本一致：雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，同時政府質(zhì)量正向調(diào)節(jié)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用。

3.5 面板分位數(shù)回歸結(jié)果分析

模型（9）與模型（10）的面板分位數(shù)回歸結(jié)果如表8 與表9 所示，除各分位點處回歸系數(shù)外，還可通過樣本中個體的具體數(shù)據(jù)計算出所有個體雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的偏效應(yīng)，同時取平均值作為各分位點處的偏效應(yīng)值。首先，根據(jù)表8，在0.4 ～0.9 分位點處，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，而在其余分位點處，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸系數(shù)未通過顯著性水平檢驗。說明當(dāng)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較低時，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響并不顯著，雙向FDI 只有在中高分位點處方能顯著促進(jìn)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升。這是由于在工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較低的地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施落后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，致使雙向FDI 引致的規(guī)模效應(yīng)更為顯著。而工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較高的地區(qū)往往有著更為合理的生產(chǎn)消費結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、合理化水平較高，科技生產(chǎn)力水平較高，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的技術(shù)溢出效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)更為顯著。此外，表8 中雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響系數(shù)最小值為0.035 6，位于0.4 分位點，最大值為0.188 2，位于0.9分位點。說明隨著分位點的提升，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向作用大致呈逐漸上升趨勢。

表7 IV-2SLS回歸結(jié)果

其次，根據(jù)模型（10）的面板分位數(shù)回歸結(jié)果（表9），雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展在各分位點的影響系數(shù)均顯著為負(fù)，相較于模型（9）的回歸結(jié)果，模型（10）中雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展在低分位點處的回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗。雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展各分位點回歸系數(shù)結(jié)果顯示，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)顯著為負(fù)。這是由于當(dāng)一國或地區(qū)將環(huán)境作為一種低廉的要素投入，輔之以廉價勞動力和生產(chǎn)成本以吸引IFDI 時，這類外資會帶動能源需求的增加，導(dǎo)致環(huán)境污染水平上升。同時，為了吸引外國投資，發(fā)展中國家主動降低環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)，從而吸引高資源消耗、高污染排放的跨國直接投資，這類外資并不能帶來先進(jìn)的節(jié)能減排技術(shù)。IFDI 有利于驅(qū)動國內(nèi)企業(yè)對外直接投資。中國OFDI 在短期刺激了母國生產(chǎn)設(shè)備、中間品等的出口，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展促進(jìn)產(chǎn)能規(guī)模擴大，規(guī)模效應(yīng)更加顯著。此外，中國OFDI 企業(yè)在東道國建立時間尚短，其對母國的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)尚不明顯。在這種發(fā)展模式下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平十分有限，短期內(nèi)不利于工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升。

表8 面板分位數(shù)回歸結(jié)果[模型（9）]

表9 面板分位數(shù)回歸結(jié)果[模型（10）]

然而政府質(zhì)量與交互項（lnDFDI×lnGQ）系數(shù)在各分位點處均顯著為正，說明各分位點處，政府質(zhì)量對雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向調(diào)節(jié)作用顯著。政府通過研發(fā)支持、創(chuàng)新補貼、產(chǎn)權(quán)保護(hù)等一系列措施，有效保護(hù)企業(yè)創(chuàng)新成果，刺激雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)。偏效應(yīng)計算結(jié)果顯示，各分位點處，在政府質(zhì)量的作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的偏效應(yīng)均為正，可知雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用需要通過政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用來實現(xiàn)。在政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展將顯著促進(jìn)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升。表9 中交互項lnIDFDI×lnGQ 回歸系數(shù)最大值為0.216 8，位于0.1 分位點；最小值為0.085 7，位于0.9分位點。隨著分位點的增加，交互項lnIDFDI×lnGQ 的回歸系數(shù)大致呈逐漸下降的趨勢。說明隨著工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升，政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出邊際效益遞減的規(guī)律，工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率對政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用敏感度逐漸降低。盡管當(dāng)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較高時，政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用相對低分位點處較弱，但由于雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高，為工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的貿(mào)易交流與宏觀經(jīng)濟環(huán)境，致使雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向偏效應(yīng)自低分位點至高分位點呈逐漸上升的趨勢。

4 主要結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，研究雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機制以及政府質(zhì)量在二者之間產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，隨后構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型，探討在政府質(zhì)量調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的非線性影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，同時政府質(zhì)量正向調(diào)節(jié)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極作用；（2）在0.1 ～0.3 分位點處，即當(dāng)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較低時，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響并不顯著，雙向FDI 只有在中高分位點處方能顯著促進(jìn)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升；（3）各分位點處，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，但在政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用下，雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的偏效應(yīng)均為正，即雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的積極影響只有通過政府質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用方能實現(xiàn)；（4）隨著工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升，政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出邊際效益遞減的規(guī)律，工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率對政府質(zhì)量的正向調(diào)節(jié)作用敏感度逐漸降低，但雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的偏效應(yīng)自低分位點至高分位點呈逐漸上升的趨勢。

基于以上結(jié)論，為探索工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展的雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展新路徑，提出以下政策建議：（1）加大政府產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，提升創(chuàng)新服務(wù)質(zhì)量。提供技術(shù)創(chuàng)新公共服務(wù)，擴大科研支持，引導(dǎo)工業(yè)企業(yè)在雙向FDI 的協(xié)同發(fā)展下，為國內(nèi)工業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造良好的經(jīng)濟政治環(huán)境，促進(jìn)雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展的正向與逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。（2）積極推動雙向FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展，促進(jìn)資金、技術(shù)、人力資本與生產(chǎn)管理經(jīng)驗的雙重流動，促進(jìn)雙向FDI 與市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系協(xié)調(diào)互動。（3）努力提升各級政府環(huán)境治理水平，提高政府環(huán)境治理質(zhì)量。通過有效治理，加大治污投入，提升污染排放標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)清潔節(jié)能技術(shù)的進(jìn)步與應(yīng)用，降低規(guī)模效應(yīng)；（4）進(jìn)一步強化IFDI 和OFDI，兼顧“引進(jìn)來”和“走出去”并舉戰(zhàn)略，促進(jìn)雙向 FDI 協(xié)調(diào)發(fā)展是未來提升工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的關(guān)鍵。