張小玲 劉憶思

(三江學(xué)院 江蘇南京 210012)

在“走出去”背景下，中國對(duì)外直接投資進(jìn)入了一個(gè)高速增長(zhǎng)時(shí)期。中國在2012年的對(duì)外直接投資流量(FDI)達(dá)到了878億美元，首次成為世界FDI三大國之一。2020年，中國FDI達(dá)到1537.1億美元，較2019年同期增加了12.3%，流量規(guī)模首次成為世界第一。截止到2022年底，在世界189個(gè)國家(地區(qū))擁有超45，000家OFDI企業(yè)，世界范圍超過80%以上都有中國的投資，年底海外公司的總資產(chǎn)達(dá)到了7.9萬億美元。隨著中國FDI規(guī)模的不斷擴(kuò)大，中國對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)受到越來越多學(xué)者的重視，學(xué)術(shù)界對(duì)技術(shù)溢出的研究從傳統(tǒng)的FDI領(lǐng)域轉(zhuǎn)向了OFDI領(lǐng)域，對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的探討與研究隨之增多。

能源在中國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中貢獻(xiàn)很大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需的能源消耗量較高，《2021年BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，中國已成為最大的能源消費(fèi)大國。二氧化碳排放量的不斷增加導(dǎo)致中國霧霾天氣的增多，因此如何提高能源利用效率和降低二氧化碳排放量已成為當(dāng)務(wù)之急。目前，在我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中存在著能源消耗較高、能源利用效率低等問題。

“新常態(tài)”下，中國經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期持續(xù)發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步密切相關(guān)，加快技術(shù)進(jìn)步，提高能源利用效率，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式是當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的重要課題。OFDI快速增長(zhǎng)能否通過反向溢出推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)降低制造業(yè)能源消耗和碳排放總量，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展，其中對(duì)外直接投資的情況也會(huì)受到東道國相應(yīng)制度環(huán)境的要素影響。因此，推測(cè)東道國制度環(huán)境要素可能會(huì)通過中國對(duì)其直接投資這一中介變量來影響中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率和制造業(yè)碳排放變動(dòng)比率。為了驗(yàn)證東道國制度環(huán)境的中介效應(yīng)，本文選取了2005—2020年中國和48個(gè)東道國的數(shù)據(jù)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

為了確保數(shù)據(jù)的可獲得性，本文運(yùn)用2005—2020年中國和48個(gè)東道國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，所有數(shù)據(jù)均來自EPS數(shù)據(jù)庫和世界銀行公開數(shù)據(jù)庫。為保障數(shù)據(jù)的正確性和合理性，除了比值類的數(shù)據(jù)之外，其他缺失的數(shù)據(jù)使用插值法補(bǔ)齊。

基于理論框架和模型設(shè)定，本文使用Stata15.0軟件，并運(yùn)用面板中介效應(yīng)模型研究東道國對(duì)制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效果。本文構(gòu)建核心解釋變量法治水平與被解釋變量制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率，選取中國對(duì)外直接投資為中介變量，將量化結(jié)果作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。控制變量為政治穩(wěn)定度、監(jiān)管質(zhì)量、腐敗控制、政府效能、話語權(quán)和問責(zé)制，分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

一是核心解釋變量：即法治水平RL，基于上文收集的各個(gè)國家與東道主國家的面板數(shù)據(jù)。

二是控制變量：即政治穩(wěn)定度PS、監(jiān)管質(zhì)量RQ、腐敗控制CC、政府效能GE、話語權(quán)和問責(zé)制VA，源于東道國特征對(duì)國家制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

三是被解釋變量：制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率、制造業(yè)碳排放變動(dòng)比率。

四是中介變量：本文選取中國對(duì)外直接投資為中介變量，這些指標(biāo)與制造業(yè)綠色創(chuàng)新密切相關(guān)(見表1)。

表1 變量定義與符號(hào)說明

2 模型構(gòu)建

本文共收集到768條數(shù)據(jù)，缺失值用插值法補(bǔ)齊。基于以上分析，為檢驗(yàn)東道國法治水平與中國制造業(yè)能源消費(fèi)的關(guān)系，構(gòu)建計(jì)量模型：

式(1)中：i表示中國；j表示東道國；t表示年份；a0為常數(shù)項(xiàng)，和為各變量系數(shù)；Rijt表示t年東道國j的法治水平；Xjt表示t年東道國j的控制變量指標(biāo)，包括腐敗控制、政府效能、政治穩(wěn)定度、監(jiān)管質(zhì)量、話語權(quán)和問責(zé)制；β是核心解釋變量法治水平RL待估計(jì)參數(shù)；ρ是控制變量，即腐敗控制CoC、政府效能GE、政治穩(wěn)定度PS、監(jiān)管質(zhì)量RQ、話語權(quán)和問責(zé)制VA待估計(jì)參數(shù)。本文關(guān)注的是β和ρ的估計(jì)系數(shù)結(jié)果，若其符號(hào)為負(fù)，則說明解釋變量和被解釋變量為負(fù)相關(guān)。

東道國的法治水平促進(jìn)了中國對(duì)該東道國的對(duì)外直接投資，進(jìn)而影響中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率，中國對(duì)外直接投資影響了中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率，以此推斷東道國法治水平可能通過促進(jìn)中國對(duì)其的對(duì)外直接投資這一中介變量來影響中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率。為了驗(yàn)證東道國法治水平的中介效應(yīng)，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型如式(2)、式(3)、式(4)所示：

式(2)、式(3)、式(4)中：OFDIijt為中介變量中國t年對(duì)j國的直接對(duì)外投資；β0、δ0、α0是常數(shù)項(xiàng)；δ1是東道國法治水平對(duì)中介變量的影響；θ和φ是控制變量待估計(jì)參數(shù)；εit是殘差項(xiàng)；α1、α2分別是東道國法治發(fā)展水平、中介變量對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的直接效應(yīng)；將式(3)代入式(4)，即可得到中國對(duì)外直接投資的間接效應(yīng)δ1α2。

3 東道國制度環(huán)境對(duì)母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響的實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

首先，如果式(2)顯著，則說明東道國法治水平對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率產(chǎn)生了影響；其次，如果式(3)顯著，則說明東道國法治水平對(duì)中國對(duì)外直接投資產(chǎn)生影響；最后，通過檢驗(yàn)式(4)中的回歸結(jié)果，確定中介效應(yīng)是否存在：如果a1的絕對(duì)值小于β1，說明存在部分中介效應(yīng)，即東道國法治水平對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率的影響部分來自中國對(duì)外直接投資的推動(dòng)；如果a不顯著、a2顯著，則存在完全中介效應(yīng)，即東道國法治水平對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的影響完全基于中國對(duì)外直接投資。

3.2 Hausman檢驗(yàn)

在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模之前，需進(jìn)行一項(xiàng)檢驗(yàn)，以確定使用固定效應(yīng)回歸還是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行判別分析，以確保模型的準(zhǔn)確性。在Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)中采用隨機(jī)效應(yīng)模型，而在備擇假設(shè)中應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，卡方檢驗(yàn)的值為50.57，對(duì)應(yīng)的p值為0.0000，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析(見表3)。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 基準(zhǔn)回歸

由上文可知是平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，本文檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了F檢驗(yàn)的原假設(shè)(建立混合回歸模型)和豪斯曼檢驗(yàn)的原假設(shè)(建立隨機(jī)效應(yīng)模型)，認(rèn)為結(jié)果選用固定效應(yīng)模型，且下文實(shí)證分析中皆采用固定效應(yīng)模型。

控制變量的回歸結(jié)果與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)基本相符。在基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果中，法治水平和監(jiān)管質(zhì)量的系數(shù)顯著為負(fù)，說明法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管質(zhì)量限制條件越嚴(yán)格，制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率越小。腐敗控制系數(shù)、政府效能系數(shù)、政治穩(wěn)定度、話語權(quán)和問責(zé)制的系數(shù)均顯著為正，表明這些指標(biāo)越好，越能促進(jìn)制造業(yè)出口總額，這一結(jié)論也有理論依據(jù)，即穩(wěn)定程度越高、貪污控制得越好、話語權(quán)與問責(zé)制越高，中國對(duì)東道國制造業(yè)出口的市場(chǎng)規(guī)模就越大，進(jìn)而中國將會(huì)在一定程度上擴(kuò)大對(duì)該類東道國的出口，導(dǎo)致制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率提高(見表4)。

表4 基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，進(jìn)一步識(shí)別“東道國環(huán)境→OFDI→母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新”的傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)式(2)、式(3)、式(4)進(jìn)行了回歸，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，三組回歸模型的核心變量法治水平均在5%的顯著性水平上顯著。其中，模型(2)顯著為負(fù)，說明法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管貿(mào)易限制條件越嚴(yán)格，對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率抑制效果越大；模型(3)顯著為正，說明良好的法律制度能夠顯著地促進(jìn)中國對(duì)東道國的制造業(yè)投資水平，其原理在于越完善的法律環(huán)境，越能提高外國投資資金的安全性，營造更加完善的市場(chǎng)環(huán)境，從而促進(jìn)投資總量的增加；模型(4)顯著為負(fù)，同時(shí)中介變量中國直接對(duì)外投資指數(shù)(OFDI)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，模型(4)中的回歸系數(shù)與模型(2)中的回歸系數(shù)相比明顯變小，說明東道國OFDI在傳導(dǎo)路徑中起到部分中介作用。綜上，中介效應(yīng)檢驗(yàn)驗(yàn)證了“東道國環(huán)境→OFDI→母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新”的傳導(dǎo)機(jī)制。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

出口國法治水平的差異與我國制造業(yè)出口具有密切的相關(guān)性，法治水平發(fā)展較高的地區(qū)，進(jìn)口貨物的要求也相對(duì)更加嚴(yán)格，帶來我國制造業(yè)出口和能源消耗水平的相應(yīng)降低，從而影響我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的發(fā)展水平。對(duì)此，本文將出口國的法治水平劃分為低、中、高階段進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表6所示。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，低、中、高程度的出口國法治水平對(duì)我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的影響系數(shù)分別為-0.0620881、-0.2107236、-0.0897936，且結(jié)果都是顯著的，表明法治水平對(duì)我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的作用呈先上升后下降的倒“U”型特征。出口國法治水平在較低水平時(shí)，對(duì)進(jìn)口的制造業(yè)產(chǎn)品的要求較低，因而對(duì)我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的抑制作用要更弱；當(dāng)法治水平處在更高層次時(shí)，會(huì)減少一些低質(zhì)量產(chǎn)品的進(jìn)口，但由于法律規(guī)定還不完善，此時(shí)容易盲目地減少制造業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品，于是在中法治水平階段對(duì)我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的抑制作用最強(qiáng)；在法治水平高級(jí)階段，可以對(duì)制造業(yè)進(jìn)口商品有一個(gè)客觀判斷，這個(gè)結(jié)果體現(xiàn)在與中法治水平相比，對(duì)我國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率的抑制作用要更低一些。

3.6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性和避免內(nèi)生性的影響，首先，需要將核心解釋變量滯后一期，檢驗(yàn)核心解釋變量RL與被解釋變量PS、RQ、CC、GE、VA之間是否互為因果關(guān)系，并解決因互為因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。將第t期的被解釋變量與第 t+1期的核心解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果表明互為因果對(duì)研究結(jié)論的影響較小，如表7第2列。其次，使用替換變量法。本文選擇用制造業(yè)二氧化碳排放量變動(dòng)比率來替換制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率，衡量我國的外貿(mào)水平?；貧w結(jié)果如表7第3列所示，估計(jì)系數(shù)顯著，與預(yù)期相一致，即法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管貿(mào)易限制條件越嚴(yán)格，對(duì)中國制造業(yè)碳排放變動(dòng)的比率抑制效果越大。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文從對(duì)外直接投資OFDI的角度分析境外東道國環(huán)境制度，以對(duì)外直接投資為媒介，分析對(duì)我國制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。利用2005—2020年中國和48個(gè)東道國的面板數(shù)據(jù)，針對(duì)東道國環(huán)境制度六個(gè)要素及中國制造業(yè)能源消耗和二氧化碳排放變動(dòng)率進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯著，但推測(cè)中國對(duì)外直接投資OFDI是否作為中介變量影響其變動(dòng)比率，從而構(gòu)建中介效應(yīng)模型揭示實(shí)證結(jié)果與分析相符。

本文的結(jié)論如下：(1)東道國法治水平越高，貿(mào)易監(jiān)管限制條件就越嚴(yán)格，越顯著促進(jìn)中國對(duì)東道國的投資水平，對(duì)中國制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)的比率和制造業(yè)碳排放變動(dòng)的比率抑制效果越大；(2)東道國政治穩(wěn)定程度越高、貪污控制越好、話語權(quán)和問責(zé)制越高，中國對(duì)東道國的制造業(yè)出口的市場(chǎng)規(guī)模越大，進(jìn)而促進(jìn)中國對(duì)外出口，導(dǎo)致制造業(yè)能源消費(fèi)變動(dòng)比率和碳排放變動(dòng)比率增大。

4.2 政策建議

4.2.1. 加大對(duì)發(fā)達(dá)國家的直接投資力度，促進(jìn)逆向技術(shù)溢出產(chǎn)生

中國應(yīng)抓住“一帶一路”倡議帶來的機(jī)遇，積極拓展國際市場(chǎng)，到經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家投資設(shè)立工廠，充分利用當(dāng)?shù)氐膭趧?dòng)力資源和能源資源，引進(jìn)發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，獲得逆向技術(shù)溢出，提升國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。提升行業(yè)技術(shù)水平，有助于推動(dòng)能源利用技術(shù)的研發(fā)，從而促進(jìn)能源利用效率的提高。

4.2.2 注重外資引入質(zhì)量，推動(dòng)國內(nèi)技術(shù)不斷創(chuàng)新與進(jìn)步

外商直接投資在推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與科技進(jìn)步中扮演著至關(guān)重要的角色，但目前中國在能源利用技術(shù)方面仍處于相對(duì)低效的階段，許多經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的省份仍然追求以高能耗為代價(jià)的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，這種模式缺乏可持續(xù)性?！靶鲁B(tài)”背景下，我國面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)和節(jié)能減排多重挑戰(zhàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式必須從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)期目標(biāo)。外商直接投資作為技術(shù)溢出的一種重要渠道，需通過提高外資引入的質(zhì)量，促進(jìn)產(chǎn)生外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)，推動(dòng)提升能源利用技術(shù)水平，加快技術(shù)開發(fā)，從而達(dá)到降低耗能、增加產(chǎn)出的目的。

4.2.3 推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)

“十三五”規(guī)劃明確指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，即從依賴第二產(chǎn)業(yè)逐步向第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動(dòng)的方向轉(zhuǎn)變，以實(shí)現(xiàn)更高效的發(fā)展，這也意味著我國今后將進(jìn)入一個(gè)以服務(wù)業(yè)為主的新時(shí)期，在這樣的背景下，對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重新布局尤為重要。

當(dāng)前，中國第三產(chǎn)業(yè)所占的比重不斷提高，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)離不開產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的戰(zhàn)略重點(diǎn)是提升制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快制造業(yè)由大到強(qiáng)的轉(zhuǎn)變。當(dāng)前，中國第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重不斷提高，而第二產(chǎn)業(yè)在不斷下降，政府不斷加強(qiáng)對(duì)服務(wù)業(yè)的支持力度。到2014年，第三產(chǎn)業(yè)的比重超過了第二產(chǎn)業(yè)，但比重仍然較低，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化還存在很大的發(fā)展空間。

4.2.4 推動(dòng)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善，提高能源綜合利用效率

推動(dòng)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改善是加快優(yōu)化能源供給結(jié)構(gòu)、有效提升能源利用效率水平的重要舉措。因此，我國要以加快新能源的開發(fā)和利用為突破口，積極促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，降低對(duì)化石燃料的依賴，提高能源綜合利用效率，以減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)外部能源的依賴。