生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與外資研發(fā)嵌入的關(guān)系研究:梧桐樹與金鳳凰嗎?

馬淑娟 吉生保 崔新健

一、引言

改革開放30年,是中國大規(guī)模利用外資、特別是研發(fā)類外資的30年,更是中國生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到挑戰(zhàn)的30年。自1994年研發(fā)類外資落戶中國以來,發(fā)展勢頭迅猛,到2013年已經(jīng)達(dá)到2 015.1億元人民幣 (中國科技統(tǒng)計資料匯編),規(guī)模可觀；同時,隨著“中國制造”逐步走向世界,越來越多的生態(tài)經(jīng)濟(jì)問題不斷暴露出來 (例如:水體污染、霧霾、沙塵暴以及極端天氣),加重了人們對于“中國制造”以及作為其背后主要推手之一的外資的質(zhì)疑和詬病。實際上,除“中國制造”以及傳統(tǒng)的制造類外資以外,利用研發(fā)類外資及其相關(guān)問題對東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)造成的影響也是一個持久、熱點的跨學(xué)科研究話 題(Abate 等, 2000［1］； Amigun 等, 2011［2］；Jarosz,2012［3］；Dukic,2014［4］)。一個典型的例子是,長期以來,歐洲一些國家對于世界農(nóng)業(yè)跨國公司巨頭孟山都開發(fā)和使用轉(zhuǎn)基因玉米和有機(jī)磷農(nóng)藥的批評鋪天蓋地,認(rèn)為轉(zhuǎn)基因玉米涉嫌導(dǎo)致本土和移民婦女生育率的降低,甚至認(rèn)為有機(jī)磷農(nóng)藥與生化武器不無聯(lián)系 (Charles,2001［5］)。雖然這些質(zhì)疑目前尚缺乏直接有力的科學(xué)證據(jù),有的僅僅源自某些直覺(比如,動物一般不食用含有轉(zhuǎn)基因成分的飼料),甚至不排除某些有意無意的牽強(qiáng)附會 (比如,個別兒童對轉(zhuǎn)基因食品產(chǎn)生過敏反應(yīng)、轉(zhuǎn)基因相關(guān)產(chǎn)品的消費會導(dǎo)致基因壟斷甚至基因污染等),但是此類事件如此高頻率、大規(guī)模地爆發(fā)已經(jīng)超出任何意義上“偶發(fā)性”概念范疇,單純地依賴危機(jī)管理和公共關(guān)系的應(yīng)急思路恐難滿足實踐需要,亟需從理論上厘清東道國利用研發(fā)類外資與自身生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。

理論上,研發(fā)類外資不同于傳統(tǒng)意義上的外資,屬于外資當(dāng)中技術(shù)含量較高的部分,是中國這樣的發(fā)展中國家最為需要和最受歡迎的外資部分；相比傳統(tǒng)意義上的外資,特別是制造類外資對于東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的較多研究 (李惠茹和楊麗,2010［6］；呂雄鷹,2014［7］),研發(fā)類外資對東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的關(guān)注明顯偏少。另外,伴隨東道國經(jīng)濟(jì)的普遍進(jìn)步,東道國原住民發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)的意識普遍增強(qiáng),每單位傳統(tǒng)類外資所能產(chǎn)生的拉動就業(yè)和GDP增長的邊際效應(yīng)遞減,在東道國民族情結(jié)的影響下,對于那些可能對生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生明顯負(fù)面影響的傳統(tǒng)類外資,已經(jīng)不再是東道國“眾星捧月”的香餑餑；相比之下,發(fā)展中東道國吸引研發(fā)類外資雖然不一定能夠在原始創(chuàng)新能力的提升上獲得技術(shù)溢出,卻可以在消化吸收創(chuàng)新能力方面得到研發(fā)類外資的啟示和溢出 (吉生保和王曉珍,2016［8］),這是傳統(tǒng)的制造類外資所不具有的。

現(xiàn)實當(dāng)中,從對地方官員行政量化考核的視角來看,東道國利用研發(fā)類外資,主要是用來彌補國內(nèi)相關(guān)專業(yè)化資本缺乏的短板,為拉動經(jīng)濟(jì)乃至完善國家創(chuàng)新體系做貢獻(xiàn),屬于東道國的剛性目標(biāo)范疇 (孫瑤,2009［9］；崔新健,2011［10］)；相比之下, 以生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為代表的可持續(xù)發(fā)展能力屬于東道國的軟性目標(biāo)范疇。在此基礎(chǔ)上,我們所期望的一個自然思路是,能否在不斷實現(xiàn)剛性目標(biāo)的過程中,不斷培育和營造實現(xiàn)軟性目標(biāo)的條件和氛圍,進(jìn)一步完善國家創(chuàng)新體系和增強(qiáng)可持續(xù)性。我們感興趣的是,上述邏輯只是一個理論假想還是一種現(xiàn)實可行方案?設(shè)置軟性目標(biāo)是否有助于實現(xiàn)剛性目標(biāo)?我們對于剛性目標(biāo)的追求是否會影響軟性目標(biāo)的實現(xiàn)?兩者可以兼顧嗎?對于不同的省份和區(qū)域,兩者的關(guān)系是否不同?

既有研究當(dāng)中,李惠茹和楊麗 (2010)［6］、張煊等 (2014)［11］在研究選題和研究方法上與本文最為接近。李惠茹和楊麗 (2010)［6］是國內(nèi)較早地辯證看待東道國外資利用與自身生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證研究,作者在得到外資利用規(guī)模與中國工業(yè)污染規(guī)模同向變化結(jié)論的基礎(chǔ)上,承認(rèn)外資利用的技術(shù)效應(yīng)可以對東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正效應(yīng),但是作者的研究明顯粗糙。一方面,鑒于研發(fā)類外資與傳統(tǒng)類外資的本質(zhì)不同,相比專門的外資研發(fā)嵌入 (研發(fā)類外資利用強(qiáng)度),用東道國社會固定資產(chǎn)中的傳統(tǒng)類外資份額 (外資利用強(qiáng)度)來衡量所謂外資技術(shù)效應(yīng)不夠確切；另一方面,東道國利用外資與自身生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的復(fù)雜的互動關(guān)系,特別是東道國利用研發(fā)類外資的水平和態(tài)度完全可能影響自身生態(tài)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r,需重視其中的內(nèi)生性問題。對此,本文在研究選題上聚焦外商直接投資 (FDI)當(dāng)中的研發(fā)類外資,重點研究研發(fā)類外資和中國生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相互影響,使FDI與生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究處于更加前沿的位置。在研究內(nèi)容和方法上,張煊等 (2014)［11］梳理了自 Schaltegger和 Sturm(1990)［12］確立關(guān)于生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率研究的“增加值的比值”的思路以及國內(nèi)外相關(guān)成果,對比并肯定了世界可持續(xù)發(fā)展工商理事會(WBCSD)和經(jīng)合組織 (OECD)給出的生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率理念,即在保障人類生活水平的同時兼顧生態(tài)環(huán)境承載力［13］；另外,鑒于生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率與循環(huán)經(jīng)濟(jì)測度之間的密切聯(lián)系 (諸大建和邱壽豐,2006［14］),在生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率模型構(gòu)建上,作者摒棄單純使用因子分析法和標(biāo)準(zhǔn)化等單維度加總的思路 (Maenpaa和Manty,2004［15］),轉(zhuǎn)而采用循環(huán)網(wǎng)絡(luò)的思路,以體現(xiàn)生態(tài)、社會和經(jīng)濟(jì)三者之間的循環(huán)、互動與耦合。遺憾的是,作者將過多的筆墨放在研究方法的來源和特點介紹上,在實證研究當(dāng)中就生態(tài)經(jīng)濟(jì)而談生態(tài)經(jīng)濟(jì),限制了文章的思想性。對此,本文在研究方法上對張煊等 (2014)［11］進(jìn)行改進(jìn)與拓展,進(jìn)一步使用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法量化考察中國生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對吸引研發(fā)類外資的影響。

除引言外,本文結(jié)構(gòu)如下:第二部分探討生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與外資研發(fā)嵌入的理論關(guān)系；第三部分介紹了研究方法、工具與數(shù)據(jù)；第四部分分別測度外資研發(fā)嵌入水平與生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況 (含各子項的發(fā)展情況),重點考察生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于外資研發(fā)嵌入的影響；最后部分是結(jié)論與政策建議。

二、理論分析

關(guān)于“東道國發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)如何影響其利用研發(fā)類外資以提升外資研發(fā)嵌入水平為目標(biāo)”,我們借助于新古典理論基本框架,在考慮作為研發(fā)基本要素投入的內(nèi)資研發(fā)人員和內(nèi)資研發(fā)資本的基礎(chǔ)上,重點分析生態(tài)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率 (TFP)的系數(shù)是否顯著為正 (軟性目標(biāo)的實現(xiàn)如何影響剛性目標(biāo)；崔新健,2011［10］)。對于“生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與研發(fā)類外資利用能否兼顧”的問題,筆者將主要考察生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP潛在的內(nèi)生性問題 (剛性目標(biāo)的追求是否會影響軟性目標(biāo)的實現(xiàn)；周學(xué)仁和李東陽,2009［16］)。就本文而言,內(nèi)生性問題產(chǎn)生的原因可能在于:一方面,就計量方法來看,與微觀變量不同,多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間本身容易產(chǎn)生復(fù)雜的內(nèi)生性,而且本文研究所聚焦的關(guān)鍵變量,增加了因為遺漏變量引發(fā)內(nèi)生性問題的可能。另一方面,就理論邏輯來看,東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP進(jìn)步與外資研發(fā)嵌入水平提升存在“互為因果”的可能。首先,寡占反應(yīng)理論顯示,東道國生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP進(jìn)步 (軟性目標(biāo))的實現(xiàn)能夠增加其在未來競爭中的國際戰(zhàn)略地位,進(jìn)而增加?xùn)|道國在與母國談判中的話語權(quán),從而有助于吸引優(yōu)質(zhì)研發(fā)類外資落戶東道國,最終提升東道國外資研發(fā)嵌入水平。其次,新增長理論顯示,作為技術(shù)水平和技術(shù)結(jié)構(gòu)變化的反映,東道國外資研發(fā)嵌入水平提升 (剛性目標(biāo))的實現(xiàn)可以從根本上提升自身在國際生產(chǎn)分工中的地位,從而對內(nèi)改變“高能耗、高污染和低技術(shù)含量”的形象,對外擺脫處于國際價值鏈低端的命運,完善以國企研發(fā)效率提升為代表的國家創(chuàng)新體系 (吉生保和王曉珍,2016［8］),最終增強(qiáng)以生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP改進(jìn)為代表的可持續(xù)發(fā)展能力。

針對生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP可能出現(xiàn)的內(nèi)生性,根據(jù)工具變量的選取原則,筆者優(yōu)先考慮使用社保基金支出。一方面,社保基金支出與生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯關(guān)聯(lián)。社?；鹕婕搬t(yī)療、養(yǎng)老、生育和失業(yè)等諸領(lǐng)域,體現(xiàn)了民眾的基本生活、個體發(fā)展和基本權(quán)益等社會福利狀況。顯然,社保事業(yè)的發(fā)展與社會子系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)有明顯的關(guān)聯(lián) (樊彩耀,2000［17］；宋馬林等,2012［18］),作為工具變量的社?；鹬С雠c生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有密切關(guān)聯(lián)。另一方面,社?；鹬С雠c回歸模型的殘差項不相關(guān)。本文研究的核心問題可以概括為“生態(tài)經(jīng)濟(jì)搭臺、研發(fā)要素唱戲”的模式能否有助于中國吸引研發(fā)類外資,按照鄧寧的折中理論來看,生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與研發(fā)要素投入都屬于“區(qū)位優(yōu)勢” 范疇 (Daniels等,2011［19］),本研究的回歸殘差項中主要包含“所有權(quán)優(yōu)勢”以及“內(nèi)部化優(yōu)勢”信息,該項反映了在華跨國公司和母國的特征,顯然,作為東道國主要國民經(jīng)濟(jì)特征之一的社保基金支出與其不具有相關(guān)性 (Walsh,2011［20］；Goh,2013［21］)。在實證研究當(dāng)中,鑒于中國對于社?；鸬慕y(tǒng)計剛剛起步,分省層面的數(shù)據(jù)非常不理想,筆者考慮使用社?；鹬С鲋斜壤^大、數(shù)據(jù)相對完善的分省養(yǎng)老金基金支出作為其替代變量；同時,取1～2期滯后以減弱時滯作用可能產(chǎn)生的影響。

圖1顯示了生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間的理論關(guān)系。粗/細(xì)實線所示關(guān)系分別源自寡占反應(yīng)理論和新古典理論,長虛線所示關(guān)系源自內(nèi)生增長理論,短虛線所示關(guān)系源自新增長理論和折中理論。

圖1 生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入的理論關(guān)系

三、研究方法、工具與數(shù)據(jù)來源

(一)外資研發(fā)嵌入——主成分分析法

不同于單維度/絕對指標(biāo)的外商研發(fā)投資,外資研發(fā)嵌入具有多維度/相對指標(biāo)特征,強(qiáng)調(diào)外資在華研發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新活動對東道國國家創(chuàng)新體系產(chǎn)生的系列影響 (陳學(xué)光等,2010［22］；崔新健,2011［10］；吉生保和王曉珍,2016［8］)。一方面,外資研發(fā)嵌入是經(jīng)濟(jì)社會活動的產(chǎn)物,另一方面外資研發(fā)嵌入也對經(jīng)濟(jì)社會產(chǎn)生反饋,甚至對經(jīng)濟(jì)社會的未來走向產(chǎn)生深刻影響 (Johns和Demarche,1951［23］；Granovetter,1985［24］；崔新健,2011［10］；吉生保和王曉珍,2016［8］)。

綜合考慮“關(guān)系嵌入”和“結(jié)構(gòu)嵌入”(Granovetter,1985［24］；吉生保和王曉珍,2016［8］),就產(chǎn)業(yè)鏈而言,整個研發(fā)過程可分為利用技術(shù)開發(fā)與成果轉(zhuǎn)化兩大部分,由此出發(fā),外資研發(fā)嵌入指標(biāo)體系包括研發(fā)資本、研發(fā)人員、專利申請、開發(fā)改造資本、研發(fā)機(jī)構(gòu)、新產(chǎn)品開發(fā)項目、新產(chǎn)品產(chǎn)值、新產(chǎn)品銷售收入8項嵌入指標(biāo),見圖2。

圖2 外資研發(fā)流程圖

隨著統(tǒng)計學(xué)在理論和實踐上的發(fā)展,目前流行的數(shù)據(jù)降維方法大致可以分為以熵權(quán)法為代表的“主觀”數(shù)據(jù)降維方法和以主成分分析法為代表的“客觀”數(shù)據(jù)降維方法兩種。顧名思義,前者可以按照研究人員的主觀意愿對任意維度的數(shù)據(jù)進(jìn)行降維,甚至降低到一維,而無需考慮數(shù)據(jù)的各維度之間是否具備使用數(shù)據(jù)降維的條件；后者則完全從數(shù)據(jù)各維度之間的關(guān)系出發(fā),在使用數(shù)據(jù)降維方法的同時給出相關(guān)統(tǒng)計量,供研究人員參考判斷。不難發(fā)現(xiàn),前者適用于相關(guān)理論發(fā)展較為成熟、相關(guān)研究較為豐富的情況；后者多針對相關(guān)領(lǐng)域成果偏少的探索性研究。鑒于外資研發(fā)嵌入的相關(guān)理論和實證研究尚不多見,出于謹(jǐn)慎考慮,本文選擇主成分分析法對上述8項外資研發(fā)相關(guān)細(xì)分指標(biāo)進(jìn)行數(shù)據(jù)降維。

本文用比值法測度外資研發(fā)嵌入程度,例如,申請專利嵌入指標(biāo)設(shè)定為規(guī)模以上外資工業(yè)企業(yè)申請專利數(shù)與全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)申請專利數(shù)之比,見公式 (1),其他指標(biāo)構(gòu)建類似。

比值介于 ［0,1］,嵌入程度與比值為正比例關(guān)系。其中,關(guān)于各省份內(nèi)外資研發(fā)資本需要先用永續(xù)盤算法計算資本存量,再進(jìn)行嵌入比值計算,即先利用“研發(fā)價格指數(shù)”對研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費支出及開發(fā)改造支出進(jìn)行平減 (朱有為和徐康寧,2006［25］),基期年為1997年,再用當(dāng)年投資額除以10%作為基年資本存量, 其中, 年折舊率為9.6%(張軍,2004［26］)。

考慮到數(shù)據(jù)的完整性,本文在研究時將利用研發(fā)類外資較少的西藏、青海、海南、新疆4個省份從研究樣本中剔除,選取中國內(nèi)地27個省份的樣本。同時考慮到1994—1997年中國吸引研發(fā)類外資尚屬起步階段、波動較大的狀況,本文選取1998—2014年為研究樣本,考察吸引研發(fā)類外資最為明顯的工業(yè)企業(yè),涵蓋了亞洲金融危機(jī)、中國入世及2008年全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)等重要時點,研究樣本代表性較強(qiáng)。數(shù)據(jù)來源包括 《中國統(tǒng)計年鑒 (1998—2015)》、《中國科技統(tǒng)計年鑒 (1998—2015)》、《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒 (2006—2015)》和各地統(tǒng)計年鑒 (1999—2015)。

(二)生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP——循環(huán)網(wǎng)絡(luò)DEA方法

考慮n個決策元 (Decision Making Unit,DMU)的情況,表示第k(k∈［1,n］) 個決策單元子系統(tǒng)l(l∈［1,3］) 的外部投入,表示第k個決策單元子系統(tǒng)l的外部產(chǎn)出；表示第k個決策單元子系統(tǒng)j對決策單元l的內(nèi)部投入,考慮到本文研究所指的“內(nèi)外部”是針對生態(tài)、經(jīng)濟(jì)和社會這三個子系統(tǒng)而言,定義gjlk＝0(if j＝l),類似地,表示第k個決策單元子系統(tǒng)l對決策單元j的內(nèi)部產(chǎn)出,且這樣,決策單元DMUk的任意子系統(tǒng)l的外部投入、內(nèi)部投入、外部產(chǎn)出和內(nèi)部產(chǎn)出可以表示為；不失一般性,令,且,其中I/O分別表示投入/產(chǎn)出,下同。此外,在生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部,基于投入產(chǎn)出平衡性,定義

正式地,基于循環(huán)網(wǎng)絡(luò)DEA的生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP計算分兩步進(jìn)行。第一步,利用公式 (2)計算生態(tài)經(jīng)濟(jì)各子系統(tǒng)的 BCC 靜態(tài)效率θl［11］:

第三步,利用Malmquist指數(shù)計算生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP［28］。首先,利用第二步計算得到的生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率θ計算出公式 (4)定義的Shephard距離函數(shù):

按照F?re等 (1992)［28］給出的解釋, 公式 (5)右邊三項分別反映技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的變化。

(三) 生態(tài)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)——張煊等 (2014)［11］的一個完善

本文生態(tài)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建是基于張煊等 (2014)［11］進(jìn)行的,主要的修正內(nèi)容有兩部分,為便于對比,參見圖3、圖4中的虛線方框所示。具體而言,一方面,張煊等 (2014)［11］將“就業(yè)人數(shù)”作為社會子系統(tǒng)向經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)的投入雖然有合理之處,但是略顯粗糙,將其替換成包含從業(yè)人員受教育水平在內(nèi)的、同時反映從業(yè)人員“數(shù)量與質(zhì)量”概念的“人力資本”更為妥當(dāng)。相應(yīng)地,在人力資本的計算方法上,采用就業(yè)人數(shù)與人均受教育年限的乘積來衡量。考慮到從業(yè)人員的穩(wěn)定性,本文選取年初從業(yè)人員數(shù)量與年末從業(yè)人員數(shù)量的平均值進(jìn)行表征,而不是單純選取年末從業(yè)人員數(shù)量；對于人均受教育年限,先根據(jù)中國統(tǒng)計口徑將人口按照上學(xué)年限劃分為以下5組:0年、6年、9年、12年和16年,然后按照各組在總?cè)丝谥械恼急冗M(jìn)行加權(quán)平均得到。另一方面,用“第三產(chǎn)業(yè)增加值”和GDP分別反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和水平在邏輯上是合理的,但是就國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計而言,前者是后者的組成部分,如果同時將兩者作為經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)的產(chǎn)出是不合適的,此外,從系統(tǒng)循環(huán)視角,相比經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和水平,將經(jīng)濟(jì)發(fā)展按照“內(nèi)在維度”(國內(nèi)貢獻(xiàn))與“外在維度” (國外表現(xiàn))進(jìn)行區(qū)別考察會更加合理。

圖3 生態(tài)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu) (張煊等，2014［6］)

圖4 生態(tài)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu) (本文)

具體指標(biāo)選取及說明:第一,經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)。投入類別包括物質(zhì)資本、人力資本、科技和資源。其中,物質(zhì)資本投入指標(biāo)為采用永續(xù)盤存法計算的各地資本存量,取2002年為基期,用當(dāng)年投資額除以10%作為基期資本存量,折舊率為 9.6%(張軍,2004［26］)；人力資本投入的指標(biāo)選取和處理參見上文；各地區(qū)年末專利授權(quán)數(shù) (萬件)代表科技投入；資源投入分為各地區(qū)能源消費總量 (萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)和工業(yè)固體廢物綜合利用量 (萬噸),分別考察系統(tǒng)外部和內(nèi)部的資源供應(yīng)情況。產(chǎn)出包括GDP(億元)、出口 (萬美元)和工業(yè)污染物排放。其中,出口的人民幣 (億元)換算以當(dāng)年匯率均值為準(zhǔn),工業(yè)污染物排放通過各地區(qū)工業(yè)廢氣排出量 (億立方米)、工業(yè)廢水排放量 (萬噸)和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量 (萬噸)三個指標(biāo)經(jīng)過熵值法處理得到。各地物質(zhì)資本存量、人力資本、各地區(qū)年末專利授權(quán)數(shù)、GDP、出口和各類能源消耗的數(shù)據(jù)來自 《中國統(tǒng)計年鑒》；工業(yè)固體廢物綜合利用量數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》和 《中國環(huán)境年鑒》。

第二,社會子系統(tǒng)。投入包括GDP、教育投入(分地區(qū)財政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費,億元)、文化投入(各地區(qū)文化事業(yè)費,億元)、醫(yī)療投入 (衛(wèi)生機(jī)構(gòu)總支出,億元)與環(huán)境投入 (環(huán)境污染治理投資額,億元)。其中,涉及的費用和支出項目均用類似計算物質(zhì)資本的方法進(jìn)行資本化處理,數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》和 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。產(chǎn)出包括人力資本 (見上文)、教育水平 (各地區(qū)高校在校學(xué)生人數(shù))、醫(yī)療水平 (各地區(qū)衛(wèi)生人員人數(shù))、文化水平 (文化機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù))和生活污染物排放。其中,生活污染物排放由熵值法將各地區(qū)生活廢水、生活垃圾清運量、生活二氧化硫和生活煙塵排放量 (萬噸)折算得到,數(shù)據(jù)源于 《中國環(huán)境年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

第三,生態(tài)子系統(tǒng)。投入包括工業(yè)污染排放、生活污染排放和環(huán)境污染治理投資額 (萬元),數(shù)據(jù)源于 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和 《中國統(tǒng)計年鑒》；產(chǎn)出包括垃圾處理 (城市生活垃圾無害化處理量,萬噸)、廢水處理 (城鎮(zhèn)生活污水處理量,萬噸)、固廢綜合利用 (工業(yè)固體廢物綜合利用量,萬噸)、空氣質(zhì)量 (主要城市空氣質(zhì)量,PM10)和綠化率 (城市綠地面積,公頃),數(shù)據(jù)源于 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

需要注意的是,相比外資研發(fā)嵌入數(shù)據(jù)只有27個省份的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù) (1998—2014年),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP的相關(guān)數(shù)據(jù)可以找到除西藏以外中國內(nèi)地30個省份的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù) (2002—2014年)。為了更加全面地反映兩者各自的情況、充分利用樣本信息,筆者分別利用各自的全樣本對外資研發(fā)嵌入和生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP進(jìn)行測度,在隨后的回歸分析當(dāng)中,為得到平衡面板,統(tǒng)一使用27個省份在2002—2014年的樣本。進(jìn)一步,考慮到中國內(nèi)部在區(qū)域發(fā)展和接近海外市場的差異,分別采用國務(wù)院發(fā)展研究中心的“東中西部”劃分和“沿海/內(nèi)陸”兩種方法。具體地,東部10省份包括京、津、冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊；中部11省份包括晉、蒙、遼、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘、桂；西部9省份包括渝、蜀、貴、滇、陜、隴、青、寧、新。沿海地區(qū)12省份有遼、京、津、冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊、桂；內(nèi)陸地區(qū)18省份有晉、蒙、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘、渝、蜀、貴、滇、陜、隴、青、寧、新。

四、實證結(jié)果分析

(一)外資研發(fā)嵌入水平

關(guān)于外資研發(fā)嵌入各指標(biāo)描述性統(tǒng)計見表1,可以發(fā)現(xiàn),其均值都在0.075～0.243之間,似乎不是很大。然而,均值右側(cè)的各列均顯示,中國省際外資研發(fā)嵌入存在較大差異。這意味著8個外資研發(fā)嵌入因子各自的信息過于分散,無法進(jìn)行直觀判斷,有必要采取數(shù)據(jù)降維法,以有限的信息損失為代價,來使我們關(guān)注的外資研發(fā)嵌入信息更加明晰化。

表1 外資研發(fā)嵌入指標(biāo)的描述統(tǒng)計

根據(jù)測算,8個因子值對應(yīng)的Bartlett球度檢驗P值為0.000,表明8個關(guān)于外資研發(fā)嵌入指標(biāo)間存在高度共線性,為捕捉更多關(guān)于外資研發(fā)嵌入的信息,需作數(shù)據(jù)降維處理。進(jìn)一步我們計算出Cronbach Alpha值為0.96,大于社會科學(xué)研究中0.7的要求,擬用主成分分析法改進(jìn)；表2還給出了KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)和SMC(Squared Multiple Correlation)檢驗結(jié)果,結(jié)果顯示外資研發(fā)嵌入的8項細(xì)分指標(biāo)可以進(jìn)行主成分分析。鑒于第一主成分對應(yīng)的特征值是6.622,可以解釋所有嵌入信息的82.8%,對應(yīng)的特征向量是 (0.364 9,0.375 0,0.327 7,0.366 0,0.332 0,0.356 0,0.354 7,0.350 1)T；相比之下,第二特征值只能解釋所有嵌入信息的7.27%,對應(yīng)的特征值為0.541 1。由于結(jié)果不甚理想,本文再提取8項外資研發(fā)嵌入指標(biāo)的第一公因子,并進(jìn)行單位化處理,命名為外資研發(fā)嵌入指數(shù),相關(guān)描述統(tǒng)計見表2最后一行。

表2 主成分分析的統(tǒng)計檢驗

圖5為全國以及分區(qū)域的外資研發(fā)嵌入狀況,從整體來看,中國外資研發(fā)總體嵌入水平不高,平均嵌入程度略高于0.15；然而,外資研發(fā)嵌入水平表現(xiàn)出巨大的區(qū)域差異,由于東部地區(qū)較早實行改革開放,發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì),盡管隨著2005年中國入世承諾的兌現(xiàn),各大行業(yè)關(guān)稅壁壘打開,隨后又經(jīng)歷了2008年金融危機(jī)的干擾,東部各省份外資研發(fā)嵌入水平近5年呈現(xiàn)略有下降,但仍遠(yuǎn)高于其他省份；相比之下,中西部地區(qū)表現(xiàn)不佳,其省份樣本期內(nèi)外資研發(fā)嵌入水平尚未滿足全國平均水平。

圖5 外資研發(fā)嵌入指數(shù)全國及各區(qū)域均值比較

(二)生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP

表3給出了利用公式 (1)～(5)計算得到的2003—2014年中國省際生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的整體TFP值與三個分項指標(biāo)的TFP值?？傮w來看,中國生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)TFP值表現(xiàn)出輕微的下行態(tài)勢,年均退步3個百分點,總體形勢嚴(yán)峻,其中,東部地區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP年均退步1個百分點,中部地區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP年均退步4個百分點,西部地區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP年均退步5個百分點；特別地,5個生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP實現(xiàn)進(jìn)步的省份全部位于東部沿海地區(qū) (京、粵、浙、滬和蘇)。

表3 省際生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP(總體指標(biāo)與分項指標(biāo))

在生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP的分項指標(biāo)當(dāng)中,生態(tài)子系統(tǒng)TFP下降最多 (年均退步約6個百分點),社會子系統(tǒng)TFP基本維持不變；相比之下,經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)TFP實現(xiàn)了年均1個百分點的進(jìn)步,算是生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP嚴(yán)峻形勢當(dāng)中的一個利好消息。分省份來看,京在生態(tài)子系統(tǒng)當(dāng)中得分最高 (0.997),較小的短板劣勢,使得其盡管在經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)和社會子系統(tǒng)當(dāng)中表現(xiàn)并不是非常理想,但是生態(tài)經(jīng)濟(jì)整體TFP排名仍然高居各省份榜首；相比之下,冀和滇的經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)TFP得分較高 (1.09),僅次于滬的得分 (1.12),但是社會子系統(tǒng)TFP和生態(tài)子系統(tǒng)TFP得分普遍較低(0.97和0.92),分別低于全國平均水平 (0.99和0.93),抑制了生態(tài)經(jīng)濟(jì)整體TFP的排名表現(xiàn) (全國排名分別為第14位和第18位)。上述分析表明,生態(tài)經(jīng)濟(jì)整體TFP的惡化是一個系統(tǒng)問題,而且往往不單純是生態(tài)子系統(tǒng)自身的問題,與之關(guān)系密切的經(jīng)濟(jì)活動和社會活動對生態(tài)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展產(chǎn)生的影響不容忽視。換言之,以冀為例,近年來,保定等城市雖然經(jīng)濟(jì)增長迅速,但主要依靠要素投入拉動經(jīng)濟(jì)增長,加之環(huán)渤海地區(qū)重工業(yè)多數(shù)搬遷落戶在此,所以常因霧霾頻發(fā)而遭人垢病,同時,相比環(huán)渤海周邊地區(qū),該地的文化、醫(yī)療和教育等社會事業(yè)發(fā)展滯后,社會子系統(tǒng)和生態(tài)子系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)發(fā)展不協(xié)調(diào),強(qiáng)化了重工業(yè)污染帶來的不利影響。

(三)面板單位根檢驗與面板協(xié)整檢驗

出于穩(wěn)健性考慮,筆者同時采用4種較為成熟的單位根檢驗方法 (LLC,IPS,Fisher-ADF和Fisher-PP)對諸變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗,表4給出了相關(guān)結(jié)果。

表4 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

表4顯示,在LLC檢驗中,內(nèi)資研發(fā)資本原序列在1%水平上拒絕原假設(shè),但是在其余三個檢驗中都不能在10%水平上拒絕原假設(shè),筆者認(rèn)為內(nèi)資研發(fā)資本非平穩(wěn)；在LLC、IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗中,內(nèi)資研發(fā)人員原序列都在1%水平上拒絕原假設(shè),但是在Fisher-PP檢驗中勉強(qiáng)通過10%的顯著性,筆者認(rèn)為內(nèi)資研發(fā)人員非平穩(wěn)。養(yǎng)老基金覆蓋在4個檢驗中均無法通過至少10%水平上的顯著性,表明養(yǎng)老基金覆蓋非平穩(wěn)。進(jìn)一步的檢驗結(jié)論顯示,內(nèi)資研發(fā)人員、內(nèi)資研發(fā)資本和養(yǎng)老基金覆蓋的一階差分序列平穩(wěn)。外資研發(fā)嵌入和生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP這兩個關(guān)鍵變量的原序列都在1%水平上拒絕原假設(shè) (不存在單位根),但是鑒于其散點圖的時間走勢明顯,為慎重起見,將其認(rèn)為是I(1)過程。

目前,面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗法主要為Pedroni和Kao。由于本文有五個關(guān)鍵變量,不滿足Pedroni檢驗的條件要求,因此利用Kao檢驗法。結(jié)果顯示,上述五個變量在5%水平上拒絕原假設(shè),表明上述變量存在面板協(xié)整關(guān)系。

(四)實證研究I:基準(zhǔn)研究

按照前文的理論分析,本文的核心問題包括如下兩個層面的內(nèi)容:其一,生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間的是否存在互動關(guān)系；其二,生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP如何影響外資研發(fā)嵌入。本文同時采取普通最小二乘法 (OLS)和工具變量兩階段最小二乘法 (IV-2SLS)對在圖1所示的理論關(guān)系進(jìn)行實證研究。在OLS中,F檢驗和Hausman檢驗均建議選取固定效應(yīng)模型,表明可以而不受小樣本的影響由樣本推斷出總體,限于篇幅,相關(guān)統(tǒng)計量備索；在IV-2SLS中,選擇一階滯后的生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與一階滯后的養(yǎng)老基金覆蓋作為工具變量。具體的回歸結(jié)果表5。

表5 生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與外資研發(fā)嵌入:基準(zhǔn)研究

對于生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間的是否存在互動關(guān)系問題,首先,就全國范圍來看,D-M和Hausman檢驗都顯示,生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間至少在10%水平上存在以內(nèi)生性為代表的互動關(guān)系；進(jìn)一步,就東部地區(qū)和沿海地區(qū)來看,這一互動關(guān)系無論在作用力度還是在顯著性水平上明顯強(qiáng)化 (至少5%水平)。相比之下,就中西部地區(qū)以及內(nèi)陸地區(qū)來看,只有Hausman檢驗在10%的水平上認(rèn)為生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間存在以內(nèi)生性為代表的互動關(guān)系,D-M檢驗則無法拒絕外生性的原假設(shè),謹(jǐn)慎起見,我們認(rèn)為在西部地區(qū)以及內(nèi)陸地區(qū),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入之間的互動關(guān)系明顯弱化。其次,無論對于全國還是各地區(qū),K-P秩LM統(tǒng)計量至少在10%水平上顯著,表明模型的工具變量設(shè)定不存在無法識別的問題。在全國、東部地區(qū)和沿海地區(qū),C-D Wald F統(tǒng)計量明顯大于Stock-Yogo給出的10%水平上的臨界值19.93,表明模型不存在弱識別問題；對于中西部地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū),由于C-D Wald F統(tǒng)計量小于10%水平上的臨界值19.93,筆者另外考察了模型關(guān)于工具變量設(shè)定的有限信息極大似然估計,發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果與表5結(jié)果相近,限于篇幅,備索。最后,關(guān)于工具變量過度識別的Hansen J統(tǒng)計量都無法在至少10%的水平上拒絕原假設(shè),表明我們選擇一階滯后的生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與一階滯后的養(yǎng)老基金覆蓋作為工具變量是合理的,相關(guān)的模型設(shè)定可靠,估計結(jié)果比忽略內(nèi)生性的OLS更加可信。

對于生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP如何影響外資研發(fā)嵌入問題,不難發(fā)現(xiàn),受內(nèi)生性問題影響,OLS回歸結(jié)果與IV-2SLS回歸結(jié)果之間存在不同程度的差異。特別地,對于全國樣本而言,不僅存在正負(fù)差異,還存在顯著性差異,按照D-M檢驗和Hausman檢驗給出的建議,我們認(rèn)為生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入在5%的水平上通過顯著性檢驗,而且彈性系數(shù)為0.3；進(jìn)一步,對于東部地區(qū)而言,我們認(rèn)為生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入在5%的水平上通過顯著性檢驗,而且彈性系數(shù)為0.35,明顯高于全國平均水平。相比之下,對于中部地區(qū),無論我們認(rèn)為內(nèi)生性問題是否存在(Hausman檢驗/D-M檢驗),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入的彈性系數(shù)只有0.1左右,且無法在10%水平上通過顯著性檢驗；對于西部地區(qū),情況更加復(fù)雜,我們只能發(fā)現(xiàn)無論是否存在內(nèi)生性問題(Hausman檢驗/D-M檢驗),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入的影響都無法通過10%水平上的顯著性檢驗,而對于作用方向 (促進(jìn)/抑制),我們無從判斷。類似地,對于沿海地區(qū),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入在5%的水平上通過顯著性檢驗,而且彈性系數(shù)為0.35,與東部地區(qū)持平,明顯高于全國的平均水平；而對于內(nèi)陸地區(qū),無論我們認(rèn)為內(nèi)生性問題是否存在(Hausman檢驗/D-M檢驗),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入的彈性系數(shù)只有0.05左右,且無法通過10%水平上的顯著性檢驗。

對于內(nèi)資研發(fā)資本和內(nèi)資研發(fā)人員,如圖1的新古典理論所示,兩者都正向影響外資研發(fā)嵌入,但是前者普遍不顯著 (10%水平上),后者僅在全國、東部地區(qū)和沿海地區(qū)顯著 (至少5%水平上)。究其原因,與王曉珍等(2013)［29］、吉生保和王曉珍(2016)［8］的分析類似,目前中國R&D類相關(guān)經(jīng)濟(jì)活動的政策制定和政策導(dǎo)向基本上仍然由國有企業(yè)掌控,雖然以工商聯(lián)為代表的各類組織在聯(lián)系和溝通國有企業(yè)和民營企業(yè)、反饋民營企業(yè)呼聲方面做出了一定的努力,非市場因素在R&D資源配置中的作用逐漸減弱,但是相比內(nèi)資研發(fā)人員的自由流動,內(nèi)資研發(fā)資本“不僅存在跨區(qū)域、跨部門的條塊分割合不合理配置,而且不同所有制之間的彼此準(zhǔn)入制度有待健全” (王曉珍等,2013［29］；吉生保和王曉珍,2016［8］),表明內(nèi)資研發(fā)資本是造成內(nèi)資研發(fā)人員和內(nèi)資研發(fā)資本“不和諧”的短板。進(jìn)一步,該觀點從生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和利用研發(fā)類外資的角度印證了實施以“管資本”為核心內(nèi)容的新時期國有資產(chǎn)監(jiān)管模式和管理體制的迫切性 (黃群慧等,2015［30］)。

(五)實證研究II:穩(wěn)健性檢驗

考慮到外資研發(fā)嵌入的取值范圍限制,Greene(1981)［31］建議采用Tobit模型進(jìn)行估計,以避免傳統(tǒng)OLS估計可能產(chǎn)生的有偏性和不一致性；遺憾的是,目前針對面板數(shù)據(jù)Tobit模型的工具變量估計在技術(shù)上發(fā)展尚不成熟。為此,結(jié)合表5對于內(nèi)資研發(fā)人員和內(nèi)資研發(fā)資本的相關(guān)分析,筆者利用外資研發(fā)資本與內(nèi)資研發(fā)資本的比值作為外資研發(fā)嵌入的替代變量 (取對數(shù)；具體地,為防止0值出現(xiàn),先把比值加1,然后取對數(shù))。這種處理方法一方面體現(xiàn)了外資研發(fā)嵌入研究當(dāng)中的資本利用短板,使研究問題更加突出；另一方面,相比外商研發(fā)資本利用相對強(qiáng)度和外資研發(fā)嵌入,前者雖然不像后者一樣直觀形象,但是在取值范圍上突破了后者所受的限制,便于我們直接使用OLS估計進(jìn)行回歸。顯然,兩者的值越大,表明外資研發(fā)的相對力度越大。相關(guān)回歸結(jié)果見表6。

表6 生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與外資研發(fā)嵌入:穩(wěn)健性檢驗

續(xù)前表

從表6中不難發(fā)現(xiàn),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入 (替代變量)在全國整體、東部地區(qū)和沿海地區(qū)表現(xiàn)出以內(nèi)生性為代表的互動關(guān)系,并且生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入 (替代變量)產(chǎn)生正向、顯著影響 (至少在5%水平上)；對于中部地區(qū),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入 (替代變量)存在互動關(guān)系,但是生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入 (替代變量)的促進(jìn)作用不再顯著；對于西部地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū),生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP與外資研發(fā)嵌入 (替代變量)尚未形成明確的互動關(guān)系,但是在前者,生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入 (替代變量)呈現(xiàn)不顯著的抑制關(guān)系,而在后者,生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP對外資研發(fā)嵌入 (替代變量)呈現(xiàn)不顯著的促進(jìn)關(guān)系,這一主要結(jié)論與表5所示結(jié)論類似。此外,相比表5中外資研發(fā)嵌入指標(biāo)的系統(tǒng)性和復(fù)雜性,表6中外資研發(fā)嵌入指標(biāo) (替代變量)不僅內(nèi)容維度相對單一,更是中國R&D活動的短板,使得內(nèi)資研發(fā)資本和內(nèi)資研發(fā)人員對應(yīng)的系數(shù)以及顯著性比表5中的對應(yīng)情況明顯改善。

五、研究結(jié)論與政策建議

鑒于發(fā)展中東道國在利用研發(fā)類外資和實現(xiàn)本土生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題上面臨的困惑,本文基于寡占反應(yīng)理論、新古典增長理論,新增長理論和折中理論,構(gòu)建了生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與研發(fā)類外資利用之間的理論關(guān)系框架,分別采用網(wǎng)絡(luò)DEA方法和主成分分析法,量化考察了以生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP和外資研發(fā)嵌入為代表的生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與研發(fā)類外資利用,綜合利用OLS和IV-2SLS方法對上述問題進(jìn)行了實證研究。研究顯示:第一,1998年來,中國研發(fā)類外資的平均嵌入水平只有0.16,其中東部地區(qū)明顯高于中西部地區(qū)和全國平均水平。受國際環(huán)境的影響,近幾年中國外資研發(fā)嵌入水平呈現(xiàn)微弱的下滑。第二,2002年以來,除東部沿海地區(qū)的京、粵、滬、浙和蘇5省份的生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP實現(xiàn)了不同程度的進(jìn)步以外 (0.1個百分點到3個百分點不等),中國生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP總體上呈現(xiàn)輕微的下滑態(tài)勢,年均退步3個百分點,其中經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)TFP年均進(jìn)步1個百分點,社會子系統(tǒng)TFP基本維持不變,生態(tài)子系統(tǒng)TFP年均下滑6個百分點。第三,2002年以來,東道國利用研發(fā)類外資不必然以犧牲生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為代價,相反,在全國范圍內(nèi),特別是吸引研發(fā)類外資較多的東部地區(qū)和沿海地區(qū),兩者呈現(xiàn)正向互動關(guān)系,且這種關(guān)系在至少5%的水平上顯著,相比之下,在中部和內(nèi)陸地區(qū),互動關(guān)系雖然存在,但是生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對外資研發(fā)嵌入的促進(jìn)作用不顯著,而在西部地區(qū),不僅不存在互動關(guān)系,而且表現(xiàn)出生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于外資研發(fā)嵌入的抑制作用。上述結(jié)論對于不同的外資研發(fā)嵌入衡量指標(biāo)具有較好的穩(wěn)健性。

基于上述研究結(jié)論,為了更好地協(xié)調(diào)中國利用研發(fā)類外資和發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系,在追求外資研發(fā)嵌入 (剛性目標(biāo))的同時更好地提升生態(tài)經(jīng)濟(jì)TFP(軟性目標(biāo)),本研究提出如下建議:第一,繼續(xù)推進(jìn)新常態(tài)下以“管資本”為突破點的供應(yīng)側(cè)改革。相比內(nèi)資研發(fā)人員,內(nèi)資研發(fā)資本是吸引外資研發(fā)嵌入的“短板”,除了數(shù)量上的保障以外,特別要注意發(fā)現(xiàn)和總結(jié)導(dǎo)致其增減和流動背后的體制因素,及時發(fā)現(xiàn)、及時糾正、有則改之、無則加勉,第二,堅持用全面、系統(tǒng)、動態(tài)的眼光看待生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。不能因為經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)發(fā)展而在思想和行為上放松對生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求,同樣,不能因為生態(tài)子系統(tǒng)的糟糕表現(xiàn)而一味對相關(guān)省份求全責(zé)備,更不能因此而形成思維定勢和情感好惡,要用動態(tài)、發(fā)展的思路看問題。第三,無論中央政府還是地方部門,特別是東部地區(qū)和沿海地區(qū)的地方政府,都沒有必要為了吸引研發(fā)類外資而犧牲 (或者準(zhǔn)備犧牲)生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,也沒有必要單純?yōu)榱税l(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)而抵制研發(fā)類外資,即便是亟需研發(fā)類外資的西部地區(qū)地方政府,如果能夠及時拓寬思路,從內(nèi)陸乃至全國的視角來為自己吸引研發(fā)類外資的行為定位,至少可以突破“提升外資研發(fā)嵌入”與“發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)”之間的兩難境地,為自己贏取主動。

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