類驍，武嘉祎，韓伯棠

（1. 北京信息科技大學 信息管理學院，北京 100192；2. 北京理工大學 管理與經濟學院，北京 100081）

0 引言與文獻綜述

近年來，資源、環(huán)境在經濟高速發(fā)展中面臨的問題日益凸顯，綠色創(chuàng)新作為綠色發(fā)展與創(chuàng)新驅動兩大理念的交匯點，是推進可持續(xù)發(fā)展、突破資源約束的重要手段。長期以來我國始終處于“高投入、高耗能、高污染、低創(chuàng)新、低效率”的粗放型發(fā)展狀態(tài)[1]，對綠色創(chuàng)新的認識、重視程度不夠且應用經驗不足，加之自身研發(fā)能力有限、發(fā)達國家綠色技術轉讓成本過高等客觀原因，導致我國整體綠色創(chuàng)新仍處于落后局面。對外直接投資（outwards foreign direct investment, OFDI）作為國際研發(fā)溢出的主要渠道之一，是發(fā)展中國家獲取東道國先進技術和知識資本，從而實現(xiàn)技術追趕的重要手段[2-3]?！白叱鋈ァ卑l(fā)展戰(zhàn)略碩果累累，當下中國已成為全球第二大OFDI 經濟體，可以斷言OFDI 將在未來我國的綠色創(chuàng)新發(fā)展中扮演日益重要的角色。2021 年7 月商務部聯(lián)合生態(tài)環(huán)境部發(fā)布了《對外投資合作綠色發(fā)展工作指引》，提出要加快推動對外投資合作綠色發(fā)展，鼓勵企業(yè)開展境外綠色投資、綠色建設、綠色生產、綠色運營、綠色創(chuàng)新，把綠色理念貫穿至對外投資合作全過程之中。

綠色創(chuàng)新效率是綠色創(chuàng)新體系中的重要概念和核心內容之一，能更準確地反映創(chuàng)新對資源的中長期利用和改善潛力，是將節(jié)能環(huán)保、資源使用等納入生產研發(fā)體系后對效率指標更加綜合性地考量[4]。目前，國內外學者針對OFDI 與綠色創(chuàng)新、綠色創(chuàng)新效率關系做了部分研究，歸納梳理可形成三類結論。

第一，母國提升論。聶名華和齊昊[5]研究認為OFDI 顯著提升了我國工業(yè)的綠色創(chuàng)新效率；田洪剛和劉亞麗[6]從區(qū)域視角開展研究，認為OFDI 對提升區(qū)域的綠色全要素生產率具有積極的作用；Gong 等[7]研究認為，OFDI 通過規(guī)模效應、資源配置效應顯著促進了企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率提升。

第二，母國抑制論。梁圣蓉和羅良文[8]利用動態(tài)GMM 檢驗了OFDI 等5 種渠道技術溢出與綠色創(chuàng)新效率的關系，認為OFDI 溢出阻礙了綠色創(chuàng)新效率的提升；朱智洺和馬哲[9]研究發(fā)現(xiàn)OFDI 溢出對中國綠色創(chuàng)新具有顯著抑制影響；任松和左暉[10]的研究支持“污染天堂假說”，認為OFDI 顯著抑制了綠色全要素生產率的提高。

第三，母國條件影響論。李國祥等[11]采用交叉項方法實證分析了環(huán)境規(guī)制作用下OFDI 對綠色創(chuàng)新的影響，研究認為環(huán)境規(guī)制強度越強，OFDI 對綠色創(chuàng)新的促進作用越明顯；賈軍等[12]基于異質性東道國視角，分析了環(huán)境規(guī)制對不同投資動機OFDI 的母國綠色創(chuàng)新的影響差異，解釋了OFDI 與綠色創(chuàng)新的“U”型關系；Dai 等[13]通過實證研究發(fā)現(xiàn)OFDI 對綠色創(chuàng)新存在顯著的命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制門檻效應。

綜上，相關研究為本文奠定了扎實的理論基礎和實證經驗，但仍存在改進提升之處：第一，關于綠色創(chuàng)新效率的測算，多數(shù)文章仍采用傳統(tǒng)的DEA、SFA 等非參數(shù)方法，忽視了非期望產出及其引起的松弛偏誤問題[14-15]；第二，推動高技術產業(yè)發(fā)展是實現(xiàn)中國綠色轉型發(fā)展的重要途徑，那么高技術產業(yè)集聚引發(fā)的規(guī)模與輻射作用是否會影響OFDI 綠色創(chuàng)新溢出？目前鮮有研究從該視角展開探討。據(jù)此，文章結合綠色創(chuàng)新理論的最新研究進展，采用非期望產出的DEA-SBM 模型測算了我國省域綠色創(chuàng)新效率；之后，在產業(yè)轉型升級的大背景下，利用Hansen 門檻回歸思想，構建高技術產業(yè)集聚視域下OFDI 與綠色創(chuàng)新效率的門檻面板模型并展開實證，探索OFDI 逆向溢出的非線性異質影響機制，為提升OFDI 綠色創(chuàng)新反向溢出效應提供科學的理論依據(jù)和建議參考。

1 方法、模型與變量

1.1 DEA-SBM模型測算綠色創(chuàng)新效率

DEA-Malmquist 指數(shù)是一種非參數(shù)線性規(guī)劃與數(shù)據(jù)包絡分析的結合，但其在效率測評和處理外部效益問題上存在比較明顯的缺陷，忽視了非期望產出及帶來的松弛問題，據(jù)此本文構建DEA-SBM 模型分析和測度省域的綠色創(chuàng)新效率，設計模型如下：

式中：w-、wg、wb分別表示投入、期望產出、非期望產出的松弛量，并嚴格單調遞減；θ為目標效率值，取值為0 到1 之間。

綜合參考王惠等[16]、劉章生等[17]關于綠色創(chuàng)新效率的研究成果，截取2010—2019 年為被觀測年份，選取我國30 個省份（因數(shù)據(jù)缺失，樣本省域不含西藏、臺灣、香港、澳門）的數(shù)據(jù)進行研究。模型投入要素選取省域R&D 資本投入、勞動力投入、資源性投入。R&D資本投入采用基于永續(xù)盤存法測算的資本存量表示，折舊率取15%，折算成以2010 年價格表示的不變價；勞動力投入采用各省份當年全社會就業(yè)人員數(shù)量表示；資源性投入采用各省份能源消耗總量表示，按等價值折算成標準煤衡量；產出要素指標的選擇既要著眼于創(chuàng)新能力本身，又要反映環(huán)境生態(tài)方面的產出表現(xiàn)，因此，期望產出選取各省份的國內生產總值和專利授權數(shù)，非期望產出選取各省份的CO2排放量和綜合污染物排放量。

1.2 門檻模型構建

文章試圖探索高技術產業(yè)集聚視域下OFDI 對綠色創(chuàng)新的異質溢出效應，根據(jù)Hansen 門檻模型的構建思想，使用“格柵搜索法”連續(xù)給出門檻回歸中的候選門檻值，即當?shù)谝婚T檻值固定后，估計第二門檻值，并依次計算第n重門檻，據(jù)此文章建立n重門檻模型如下所示。

式中：i表示樣本省份，t表示年份；GIE表示綠色創(chuàng)新效率；OFDI表示對外直接投資；X表示一系列控制變量；綜合已有對綠色創(chuàng)新效率影響因素的研究，選取研發(fā)投入（RD）、人力資本（HC）、經濟水平（EL）、政策支持度（GS）、環(huán)境規(guī)制（ER）為模型的控制變量；r為門檻變量，n表示門檻個數(shù)，γ和λ為門檻值；I(·)為示性函數(shù)，當括號內表達式成立時，取值為1，反之為0；α、β、θ為變量系數(shù)；μ、η分別表示個體效應和時間效應，ε表示隨機擾動項。

1.3 變量測度與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量。綠色創(chuàng)新效率（GIE），通過前面介紹的非期望產出DEA-SBM 模型測算得出。

解釋變量。對外直接投資（OFDI），梳理近十年我國對外直接投資的去向和投資額，綜合考量后選取G7國家（美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大）為OFDI 溢出東道國。OFDI 溢出權重由國際部分和國內部分共同構成，既彌補了數(shù)據(jù)的缺失問題，又能較真實地反映各省份與樣本東道國間投資合作的差異性，測算公式如下所示：

式中：j為樣本東道國，ofdii,t表示t年i省份的對外直接投資額，ofdit表示t年我國對外直接投資總額，ofdij,t表示t年我國對j國的OFDI 總額，Yj, t和Sj, t分別表示t年j國的GDP 總額和研發(fā)資本存量，依然采用永續(xù)盤存法以2010 年價格不變?yōu)榛鶞蔬M行計算，折舊率依然取15%，最終值采用自然對數(shù)表示。

門檻變量。高技術產業(yè)集聚（IA），高技術產業(yè)是技術密集型產業(yè)的代表，也是環(huán)境友好型技術研發(fā)和應用相對集中的產業(yè)領域，符合我國綠色轉型與創(chuàng)新驅動的整體發(fā)展思路。通常測度集聚的方法有地理集中度、赫芬達爾指數(shù)、EG 指數(shù)、空間基尼系數(shù)、熵權法等，本文采用區(qū)位熵指數(shù)計算，區(qū)位熵越大，表示該省份的高技術產業(yè)集聚水平越高，公式如下：

式中：Ri, t表示t年i省份的高技術產業(yè)就業(yè)人數(shù)，R t表示t年全國高技術產業(yè)就業(yè)總人數(shù)；Qi, t表示t年i省份的總就業(yè)人數(shù)，Qt表示t年全國總就業(yè)人數(shù)。

研發(fā)投入（RD）采用各省份研發(fā)投入強度表示，利用人均研發(fā)經費的自然對數(shù)測算；人力資本（HC）采用各省份人口的平均受教育年限測算；經濟水平（EL）采用人均GDP 的自然對數(shù)衡量；政府支持度（GS）采用政府研發(fā)經費支出占地方財政支出的比重衡量；環(huán)境規(guī)制（ER）通常用治污投資與工業(yè)產出的比值測算，但該方法未充分考慮區(qū)域間產業(yè)結構的差異，因此文章借鑒沈能[18]的做法，引入表征省域工業(yè)結構的參數(shù)，即ERi, t=Pi, t/Wi, tSt，其中ER表示環(huán)境規(guī)制強度，P表示治污投資額，W表示工業(yè)總產值，S表示工業(yè)產值占GDP 比重。

本文數(shù)據(jù)主要來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》以及各省份統(tǒng)計年鑒、世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫WDI 等。

2 模型實證與結果分析

2.1 綠色創(chuàng)新效率結果分析

使用MaxDEA5.2 測度2010—2019 年各省份的綠色創(chuàng)新效率，并開展東、中、西部比較分析，結果如圖1所示。除2013 年外，其他年份我國整體綠色創(chuàng)新效率均實現(xiàn)正增長，最低觀測值為2010 年的0.422，最高觀測值為2019 年的0.863，年均增長率約為8.27%；東部地區(qū)無論在效率均值還是增速上均處于領先，以2019年為例，東部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率均值高達0.894，是西部的1.7 倍，是中部的1.5 倍。上述結果表明，盡管我國在綠色創(chuàng)新效率方面取得了較快的進步，但區(qū)域不均衡性問題仍很明顯，中西部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率表現(xiàn)遠落后于東部，如何實現(xiàn)綠色創(chuàng)新發(fā)展的區(qū)域間有效聯(lián)動將是今后面臨的重點任務和難題之一。

圖1 2010—2019年全樣本省份和分區(qū)域綠色創(chuàng)新效率值

2.2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸情況的出現(xiàn)，采用LLC、Breitung、IPS、Fisher ADF、Fisher PP 進行單位根檢驗，結果顯示差分值或變量值至少在5%顯著性水平下通過檢驗，說明數(shù)據(jù)序列或一階差分平穩(wěn)。進而采用EG 兩步法的Pedroni 檢驗和Kao 檢驗進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表1 所示。

表1 協(xié)整關系檢驗

除Panel PP 和Panel ADF 在顯著性水平5%下接受原假設外，其余檢驗統(tǒng)計量均在顯著性水平1%下拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，即認為綠色創(chuàng)新效率與選定的自變量間存在協(xié)整關系，可進行面板模型回歸分析。

2.3 門檻檢驗和模型回歸結果

使用Stata15.0 依次進行門檻檢驗以確定門檻個數(shù)，Bootstrap 次數(shù)取1 000，檢驗結果及門檻置信區(qū)間如表2 所示。

表2 門檻檢驗結果和置信區(qū)間

由表2 可知，在一、二、三重門檻檢驗中，F(xiàn)值均在1%的水平下通過了顯著性檢驗，即支持OFDI 綠色創(chuàng)新溢出三重門檻的存在，高技術產業(yè)集聚的3 個門檻值分別是0.874、1.156 和1.345。在計算門檻值的同時，得到面板門檻模型回歸結果，如表3 所示。

由表3 可知，從門檻回歸結果來看。當IA低于0.874 時，回歸系數(shù)為-0.081，通過了5%的顯著性檢驗，OFDI 對綠色創(chuàng)新效率的溢出表現(xiàn)為“擠出效應”；當IA介于0.874 ～1.156 時，回歸系數(shù)為0.037，但未通過顯著性檢驗，OFDI 綠色創(chuàng)新溢出效應不顯著；當IA介于1.156 ～1.345 時，回歸系數(shù)為0.051，通過了5%的顯著性檢驗，OFDI 對綠色創(chuàng)新效率的正向促進作用顯現(xiàn)，可以認為IA等于1.156 是正向溢出作用拐點；進而當IA越過1.345 時，回歸系數(shù)提升至0.084，通過了1%的顯著性檢驗，正向溢出效應得以更充分地釋放。

表3 面板門檻回歸結果

綜上來看，隨著高技術產業(yè)集聚程度的不斷提高，OFDI 對綠色創(chuàng)新效率的影響整體呈現(xiàn)為“顯著抑制—不顯著促進—顯著促進”的“U”型曲線，當且僅當高技術產業(yè)集聚高于1.156 時，OFDI 對綠色創(chuàng)新效率的正向溢出效應才能被激發(fā)，在低水平集聚環(huán)境下，OFDI 的溢出示范作用很難借助集聚的規(guī)模效應、輻射效應開展有效傳播，因而難以惠及“高壁壘、高成本”的綠色創(chuàng)新，甚至可能抑制綠色創(chuàng)新效率的提升。

由表3 同時可見，研發(fā)投入和人力資本作為技術創(chuàng)新的兩大核心要素，對綠色創(chuàng)新效率提升呈顯著的正向影響，回歸系數(shù)分別為0.127 和0.051，均通過了1%的顯著性檢驗；經濟水平對綠色創(chuàng)新效率提升呈顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.046，通過了10%的顯著性檢驗；環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新效率呈顯著“倒逼效應”，回歸系數(shù)為0.228，通過了1%的顯著性檢驗，該結果支持了“波特假說”理論。值得注意的是，政府支持度對綠色創(chuàng)新效率的促進作用并不顯著，究其原因，一來過去政府投資多以發(fā)展地方經濟為首要目標，容易忽視經濟活動帶來的資源和環(huán)境問題；二來當前企業(yè)綠色創(chuàng)新的主體作用并不突出，投資補貼、稅收優(yōu)惠等政策尚不能充分地調動企業(yè)從事綠色創(chuàng)新的積極性，這一點相較國際先進企業(yè)差距明顯，企業(yè)對綠色創(chuàng)新的認識與理解仍需加強。

以IA的三個門檻值為邊界將樣本省份劃歸到區(qū)間一（IA≤0.874）、區(qū)間二（0.874 ＜IA≤1.156）、區(qū)間三（1.156＜IA≤1.345）和區(qū)間四（IA＞1.345）中，分別以2010 年和2019 年為例觀測各區(qū)間分布情況，如表4 所示。2010年位于“正效應”區(qū)間三和區(qū)間四的省份僅有10 個，占樣本數(shù)的33.3%，包括東部地區(qū)8 個省市以及四川和河南，換句話說，超六成以上的省份還無法達成對外直接投資活動對綠色創(chuàng)新效率的正向提升作用；2019 年位于“正效應”區(qū)間三和區(qū)間四的省份增加到21 個，占樣本數(shù)的70%，高技術產業(yè)集聚程度的提升促進了對外直接投資逆向溢出效應的釋放，特別是近年來國家積極引導和推動高技術產業(yè)的發(fā)展和環(huán)境改善型創(chuàng)新成果的產業(yè)化，在長三角、珠三角、環(huán)渤海等地形成了各具特色的高新技術產業(yè)密集帶，同時鼓勵與國際先進企業(yè)在綠色技術領域的投資與合作，推動國內產業(yè)化優(yōu)勢對接融合，挖掘綠色發(fā)展的新動能。

表4 門檻區(qū)間省份分布

3 結論與政策建議

如何實現(xiàn)投資活動、環(huán)境保護、創(chuàng)新發(fā)展的“共贏”是近些年學術界關注的焦點問題之一，文章從高技術產業(yè)集聚視角探究對外直接投資對我國綠色創(chuàng)新效率的非線性異質影響，研究對于分析和探索綠色創(chuàng)新效率的內在動因和多元作用機理具有較大意義。文章運用非期望產出的DEA-SBM 模型測度了2010—2019 年我國省域的綠色創(chuàng)新效率，之后實證研究OFDI 對綠色創(chuàng)新效率的高技術產業(yè)集聚門檻特征，結果表明：在高技術產業(yè)集聚門檻下，OFDI 與綠色創(chuàng)新效率整體呈“U”型關系，當且僅當高技術產業(yè)集聚水平高于1.156 時，OFDI 溢出對綠色創(chuàng)新效率表現(xiàn)為正向影響；研發(fā)投入、人力資本、經濟水平、環(huán)境規(guī)制是提高綠色創(chuàng)新效率的關鍵因素，而政府支持度對綠色創(chuàng)新效率的提升作用不顯著。

基于以上研究結論，提出幾點政策建議：一是要堅決拋棄“先污染、后治理”的發(fā)展模式，重視綠色創(chuàng)新的區(qū)域均衡發(fā)展，加強省域間的交流合作，積極引導創(chuàng)新要素和成果的共享與優(yōu)化配置，推動綠色創(chuàng)新的協(xié)同聯(lián)動發(fā)展；二是各地政府要進一步明確基礎現(xiàn)狀與發(fā)展障礙，借鑒文章對綠色創(chuàng)新效率的影響因素、約束條件、異質性特征的研究結論，針對性地采取諸如提升對外投資質量、合理調控環(huán)境規(guī)制、加大綠色創(chuàng)新研發(fā)投入等措施，實現(xiàn)綠色創(chuàng)新效率的穩(wěn)定提升；三是要以高新技術產業(yè)發(fā)展引領地區(qū)經濟增長，加快調整并持續(xù)優(yōu)化產業(yè)結構，打造國際知名的高新技術產業(yè)集聚區(qū)，營造更有利于綠色創(chuàng)新產出和應用的產業(yè)環(huán)境。