中國對外直接投資對能源環(huán)境效率的影響※
——基于我國吸收能力與制度環(huán)境的視角

屈小娥 胡琰欣 駱海燕

內(nèi)容提要：基于中國省際層面的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板門檻回歸方法，從吸收能力和制度環(huán)境兩個(gè)視角出發(fā)，實(shí)證分析了對外直接投資如何影響能源環(huán)境效率。研究結(jié)果表明：從吸收能力角度看，金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚條件下，OFDI對能源環(huán)境效率的作用均表現(xiàn)為單一門檻特征。當(dāng)金融發(fā)展水平超過門檻值時(shí)，對外直接投資才能顯著地推動(dòng)能源環(huán)境效率提升。大部分省市突破了金融發(fā)展水平的門檻值；產(chǎn)業(yè)集聚門檻條件下，對外直接投資對能源環(huán)境效率的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)出遞增規(guī)律。越過產(chǎn)業(yè)集聚門檻的主要集中在少量東部省市；從制度環(huán)境角度看，在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，OFDI對能源環(huán)境效率的正向作用在跨過門檻值后變得顯著。大部分省市越過了環(huán)境規(guī)制門檻，個(gè)別中部省份環(huán)境規(guī)制不足；政府資源配置能力和政府參與程度均呈現(xiàn)出雙重門檻特征，大部分中西部省市的政府資源配置和政府參與過度，阻礙了逆向綠色技術(shù)溢出。鑒于此，政府應(yīng)該根據(jù)各地區(qū)特有的吸收能力和制度環(huán)境條件，采取有針對性的、靈活多變的對外直接投資政策。

一、 引 言

隨著國家“走出去”戰(zhàn)略的推出和企業(yè)海外投資的快速增加，我國逐步從以吸收外資為主轉(zhuǎn)向吸收和對外投資并重。商務(wù)部統(tǒng)計(jì)資料顯示，中國對外直接投資流量從2004年到2014年的年平均增長率高達(dá)34.59%。2014年中國占全球?qū)ν庵苯油顿Y存量的份額達(dá)到3.4%，投資規(guī)模進(jìn)入全球前十。眾多研究證實(shí)了對外直接投資是國際技術(shù)溢出的一條重要途徑，但在當(dāng)前資源、環(huán)境壓力驟增的情況下，要保證經(jīng)濟(jì)增長和節(jié)能減排，必須提高能源環(huán)境效率。對外直接投資引致的逆向技術(shù)溢出、技術(shù)擴(kuò)散以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)是提升母國能源環(huán)境效率的關(guān)鍵引擎。一方面對外直接投資使企業(yè)吸收國際先進(jìn)綠色節(jié)能環(huán)保技術(shù)，并通過逆向溢出傳導(dǎo)至國內(nèi)；另一方面促使企業(yè)參與全球范圍的競爭。這都有助于提高我國的綠色技術(shù)水平。然而現(xiàn)有研究很少涉及對外直接投資對母國能源環(huán)境效率的影響。在當(dāng)前綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的背景下，迅速增長的對外直接投資對中國能源環(huán)境效率造成了怎樣的影響？要實(shí)現(xiàn)正向效應(yīng)，需要什么制度環(huán)境條件？對我國的吸收能力有怎樣的要求？此外，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展水平、制度環(huán)境發(fā)展不均衡，OFDI對各地區(qū)能源環(huán)境效率的影響也呈現(xiàn)出異質(zhì)性。因此，深入研究對外直接投資與能源環(huán)境效率的關(guān)系以及地區(qū)差異并探究其內(nèi)在原因，對于新常態(tài)下促進(jìn)區(qū)域綠色轉(zhuǎn)型，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

1.基于吸收能力視角的研究

國外關(guān)于對外直接投資的母國生產(chǎn)率效應(yīng)的研究較多，但基于吸收能力視角的并不多。Borensztein(1995)較早研究了人力資本和FDI效應(yīng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)人力資本水平越過特定門檻值時(shí)，F(xiàn)DI才能對東道國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的正向影響。Xu(2000)基于1966-1994年美國制造業(yè)跨國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，東道國的人力資本只有達(dá)到1.9年的門檻值，技術(shù)外溢效應(yīng)才顯著。Gorg(2004)認(rèn)為東道國的吸收能力對于能否受益于FDI具有關(guān)鍵作用。Herzer(2011)運(yùn)用33個(gè)發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)總體上OFDI對母國全要素生產(chǎn)率具有長期正向影響，且這種影響在不同國家之間差異顯著。勞動(dòng)力市場監(jiān)管的差異是這種影響異質(zhì)性的原因之一。Seyoum et al.(2015)經(jīng)過研究認(rèn)為，中國企業(yè)由于吸收能力較弱，顯著阻礙了逆向技術(shù)的獲取。

國內(nèi)相關(guān)研究開始較晚，趙偉、古廣東、何元慶(2006)較早研究了對外直接投資引致母國技術(shù)進(jìn)步的理論機(jī)制。周春應(yīng)(2009)利用1991-2007年全國層面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)人才、經(jīng)濟(jì)開放度等技術(shù)吸收能力顯著影響我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。闞大學(xué)(2010)從地區(qū)差異角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)人力資本相對不足阻礙了東部地區(qū)從對外直接投資中獲得先進(jìn)技術(shù)；而經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平較低是中、西部地區(qū)的主要制約因素。李梅和柳世昌(2012)基于R&D強(qiáng)度、人力資本等吸收能力因素，運(yùn)用門檻回歸模型測算了引發(fā)正向逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力門檻水平。蔣冠宏、蔣殿春(2014)運(yùn)用企業(yè)層面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，但影響強(qiáng)度隨時(shí)間推移遞減。楊世迪等(2017)將能源環(huán)境因素納入研究框架，發(fā)現(xiàn)人力資本、要素稟賦、市場化進(jìn)程和貿(mào)易開放度等吸收能力條件顯著作用于對外直接投資的綠色生產(chǎn)率增長效應(yīng)。

2.基于制度環(huán)境視角的研究

從母國制度環(huán)境的視角研究OFDI對母國生產(chǎn)率影響的相關(guān)文獻(xiàn)很少，大多數(shù)文獻(xiàn)從東道國角度探究政治經(jīng)濟(jì)制度對中國OFDI技術(shù)獲取的作用，或者從引致OFDI的動(dòng)因角度研究母國制度環(huán)境與OFDI的關(guān)系。

陳巖等(2012)將母國制度因素加入中國對外直接投資的動(dòng)因中，發(fā)現(xiàn)政府資源配置能力能夠正向調(diào)節(jié)資源與OFDI之間的關(guān)系。李國祥等(2016)基于環(huán)境規(guī)制視角，發(fā)現(xiàn)在較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制條件下，OFDI對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正面作用，且地域差異顯著。Wu(2017)運(yùn)用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)良好的制度環(huán)境和OFDI對企業(yè)和省際全要素生產(chǎn)率增長有顯著的正向影響。

分析以往的文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，首先，目前關(guān)于OFDI與母國生產(chǎn)率之間關(guān)系的研究雖然不少，但少有文獻(xiàn)將能源環(huán)境因素納入分析框架，鮮有涉及OFDI對母國能源環(huán)境效率影響的相關(guān)研究。其次，以往文獻(xiàn)選擇的代表母國吸收能力的角度較為有限，主要集中在母國人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、研發(fā)投入、技術(shù)差距等。另外，在研究OFDI與母國生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系時(shí)，極少考慮母國的制度環(huán)境因素，多數(shù)集中在對東道國制度環(huán)境的考慮。鑒于此，本文重點(diǎn)研究OFDI對母國能源環(huán)境效率的影響效應(yīng)，并將制度環(huán)境因素納入分析框架；同時(shí)，對于吸收能力因素的選擇，本文重點(diǎn)考察產(chǎn)業(yè)集聚和金融發(fā)展，尤其是產(chǎn)業(yè)集聚，在以往的研究中較為少見；另外，測算能源環(huán)境效率時(shí)，采用非徑向方向距離函數(shù)，重點(diǎn)突出能源投入和污染排放，不考慮資本和勞動(dòng)力投入的權(quán)重和松弛度，這不同于大多數(shù)研究中將所有投入產(chǎn)出同等考慮的做法。在此基礎(chǔ)上，利用門檻回歸方法，考察OFDI對母國能源環(huán)境效率影響的非線性規(guī)律和地區(qū)差異。

三、 研究方法和變量選取

1.面板門檻模型構(gòu)建

本文基于Hansen(1999)提出的面板門檻模型，實(shí)證分析母國吸收能力和制度環(huán)境的門檻效應(yīng)下，中國對外直接投資與能源環(huán)境效率的非線性關(guān)系。代表吸收能力的門檻變量有金融發(fā)展(FIN)和產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)；代表制度環(huán)境的門檻變量包括環(huán)境規(guī)制(ER)、政府資源配置能力(GOV)和政府參與程度(PR)。將這些指標(biāo)分別作為門檻變量，構(gòu)成模型的基本形式如下：

EEIit=μi+?1OFDIit·I(FINit≤Υ1)+?2OFDIit·I(FINit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(FINit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(FINit>Υn)+θxit+εit

(1)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(LQit≤Υ1)+?2OFDIit·I(LQit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(LQit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(LQit>Υn)+θxit+εit

(2)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(ERit≤Υ1)+?2OFDIit·I(ERit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(ERit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(ERit>Υn)+θxit+εit

(3)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(GOVit≤Υ1)+?2OFDIit·I(GOVit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(GOVit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(GOVit>Υn)+θxit+εit

(4)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(PRit≤Υ1)+?2OFDIit·I(PRit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(PRit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(PRit>Υn)+θxit+εit

(5)

其中，F(xiàn)INit、LQit、ERit、GOVit、PRit均為門檻變量，Υ為待估算的門檻值，I(·)為指示函數(shù)。EEIit代表能源環(huán)境效率；OFDIit代表對外直接投資存量；xit為控制變量，具體包括人力資本(hcit)、地方政府競爭(Igc)、研發(fā)投入(R&Dit)和政府財(cái)政支出(GOVit)。

2.變量選取和數(shù)據(jù)來源

(1) 被解釋變量：能源環(huán)境效率(EEI)。本文采用非徑向方向性距離函數(shù)方法(簡稱NDDF)測算能源環(huán)境效率。該方法避免了方向性距離函數(shù)可能存在的松弛偏差問題。目前絕大部分研究測度能源環(huán)境效率時(shí)將資本、勞動(dòng)力和能源投入同等對待，未能突出能源投入，鑒于研究重點(diǎn)是能源環(huán)境效率而不是傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率，因此不應(yīng)過度考慮資本和勞動(dòng)力的可縮減程度。根據(jù)林伯強(qiáng)和劉洪汛(2015)的做法，賦予資本投入和勞動(dòng)投入的權(quán)重為0。相較于全效率指標(biāo)，能源環(huán)境效率(EEI)剔除了資本和勞動(dòng)力要素的影響，實(shí)際表示的是能源使用效率和污染排放效率二者的平均值。具體的投入產(chǎn)出變量設(shè)定如下:

① 投入變量：勞動(dòng)力投入，采用各地區(qū)就業(yè)人員年末人數(shù)度量，單位為萬人；資本投入，采用永續(xù)盤存法，公式為：

Kit=Kit-1(1-δit)+Iit

(6)

其中K為各省各年的資本存量，δ為折舊率，定為9.6%，I為當(dāng)年投資，用固定資本形成總額度量。為了消除通貨膨脹的影響，用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，單位為億元；能源投入，采用分地區(qū)能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

② 產(chǎn)出變量：期望產(chǎn)出，采用各地區(qū)生產(chǎn)總值表示，并以2003年為基期，用各地區(qū)GDP平減指數(shù)平減，單位為億元；非期望產(chǎn)出， 由于二氧化硫排放量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的主要環(huán)境污染物，同時(shí)也是大氣污染的主要來源，故采用二氧化硫排放量作為非期望產(chǎn)出的代理變量。

(2) 核心解釋變量：對外直接投資(OFDI)。由于短期內(nèi)流量數(shù)據(jù)波動(dòng)較大，而本文考察的主要是變量之間的長期關(guān)系，因此選擇各地區(qū)歷年對外直接投資存量數(shù)據(jù)，并用歷年平均匯率將美元換算成人民幣，再以2003年為基期，用GDP平減指數(shù)平減，并對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。對外直接投資存量數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

(3) 門檻變量：基于我國吸收能力視角選取的門檻變量：

① 金融發(fā)展(FIN)。使用刻畫金融發(fā)展效率的私人部門信貸指標(biāo)度量，具體為非國有部門貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。

② 產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)。采用制造業(yè)區(qū)位熵指數(shù)。該指標(biāo)反映制造業(yè)的相對集聚程度，計(jì)算公式為：

(7)

其中，Xit表示i地區(qū)第t年制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，Xt為全國制造業(yè)就業(yè)人數(shù)；Qit為i地區(qū)第t年總就業(yè)人數(shù)，Qt為全國總就業(yè)人數(shù)。該指標(biāo)越大，表示某地區(qū)制造業(yè)集聚程度越高。

基于我國制度環(huán)境視角選取的門檻變量：

① 環(huán)境規(guī)制(ER)。選用各地區(qū)歷年的環(huán)境污染治理投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，環(huán)境污染治理投資占比越高，表示環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)。

② 政府資源配置能力(GOV)。用政府財(cái)政支出與地方生產(chǎn)總值的比值作為政府資源配置能力的代理變量，該項(xiàng)指標(biāo)用于衡量社會(huì)總資源中政府所能支配的比重。

③ 政府參與程度(PR)。一直以來，國有控股企業(yè)是政府參與經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)的一個(gè)重要途徑。采用各地區(qū)歷年國有固定資產(chǎn)投資占企業(yè)全部固定資產(chǎn)投資的比重表示。

(4) 控制變量：主要包括：① 地方政府競爭(Igc)：用地區(qū)生產(chǎn)總值增長率表示；② 研發(fā)投入(R&D)：用各地區(qū)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；③ 人力資本(hc)：用各地區(qū)人口受教育年限的加權(quán)平均表示，權(quán)重為小學(xué)、初中、高中、大專、本科、研究生及以上教育程度人口數(shù)占比；④ 政府財(cái)政支出(GOV)：采用財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。

以上數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等。西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，故不包括在分析范圍之內(nèi)，重慶數(shù)據(jù)區(qū)間較短，將其并入四川，由于中國對外直接投資存量數(shù)據(jù)從2004年才開始統(tǒng)計(jì)，因此研究的時(shí)間區(qū)間為2004-2014年。各變量描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)如表1所示。[注]OFDI的極小值為負(fù)，是由于一些地區(qū)OFDI存量低于一億元人民幣，取對數(shù)之后為負(fù)。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、 實(shí)證結(jié)果及分析

本文首先估計(jì)了線性模型，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用面板門檻回歸方法，從多個(gè)視角考察OFDI對我國省際能源環(huán)境效率的非線性影響。

1.線性影響效應(yīng)

線性模型均采用面板個(gè)體固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)中國OFDI對能源環(huán)境效率的總體影響效應(yīng)。模型1中僅考慮對外直接投資變量，模型2中加入了其他4個(gè)控制變量?？紤]到可能存在異方差和自相關(guān)問題，采用“OLS+聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的方法估計(jì)。另外，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?的設(shè)定是否存在內(nèi)生性問題，采用Davidson-MacKinnon(1993)提出的方法，計(jì)算得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.7751，對應(yīng)的P值為0.3796，表明不能拒絕原假設(shè)，即內(nèi)生性問題對OLS估計(jì)結(jié)果影響不大。因此，采用OLS估計(jì)方法是合適的。結(jié)果如表2所示。

(1) 由模型1、2的估計(jì)結(jié)果可知，無論是只考慮OFDI還是加入其他控制變量，OFDI的系數(shù)均為正，且顯著，說明從全國范圍看，對外直接投資對能源環(huán)境效率具有顯著的正向影響。原因可能在于：首先，通過對外直接投資，國內(nèi)企業(yè)滲入東道國的高科技密集區(qū)，在人員、資源等方面形成廣泛深入的交流共享，通過跟隨模仿吸收東道國最前沿的綠色技術(shù)工藝。同時(shí)，將獲取的新知識(shí)和新技術(shù)回饋給母公司，母公司進(jìn)行適應(yīng)本土環(huán)境的技術(shù)再創(chuàng)造，最后通過行業(yè)間、地區(qū)間的技術(shù)溢出和示范效應(yīng)廣泛提升母國技術(shù)水平；其次，對外直接投資促使企業(yè)參與全球范圍內(nèi)的競爭，擴(kuò)大市場范圍，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，或者獲取廉價(jià)資源，提高利潤，分?jǐn)偰竾难邪l(fā)成本。這都有助于母國增強(qiáng)綠色技術(shù)水平，提高能源環(huán)境效率。

表2 線性模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的t統(tǒng)計(jì)量為修正異方差后的值，*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下顯著。表8同。

(2) 地方政府競爭系數(shù)顯著為負(fù)，說明在以經(jīng)濟(jì)增長為核心的績效考核機(jī)制下，地方政府弱化環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度來降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的合規(guī)成本，可能導(dǎo)致環(huán)境污染嚴(yán)重，降低能源環(huán)境效率。研發(fā)投入的系數(shù)為正，但是不顯著，可能由于現(xiàn)階段我國研發(fā)投入中與能源環(huán)境相關(guān)的研發(fā)項(xiàng)目較少，不能有針對性地提高能源環(huán)境效率。人力資本的系數(shù)顯著為正，這是因?yàn)閾碛懈咚饺肆Y本的地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率較高，對技術(shù)的吸收能力較強(qiáng)。政府財(cái)政支出的系數(shù)為顯著的負(fù)向，可能由于地方政府一味追求GDP高增長率，忽視了節(jié)能減排投資。

(3) 中國的對外開放戰(zhàn)略由沿海向內(nèi)陸梯度實(shí)施，我國東、中、西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、環(huán)境污染和控制力度等方面明顯不同，因此，需要分析東、中、西部地區(qū)OFDI對能源環(huán)境效率的差異化影響效應(yīng)。以東部省份為參照，以模型2為基礎(chǔ)，加入中部、西部兩個(gè)虛擬變量Central和West，得到模型3?；貧w結(jié)果顯示，東部地區(qū)的OFDI對能源環(huán)境效率的作用顯著為正，中部地區(qū)顯著為負(fù)，西部地區(qū)該效應(yīng)為負(fù)但不顯著。我們推測各地區(qū)制度環(huán)境條件及其他綜合吸收能力可能是決定這種差異的關(guān)鍵。

2.OFDI和我國能源環(huán)境效率：基于吸收能力的門檻回歸分析

選取金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚兩個(gè)因素代表地區(qū)吸收能力，考察OFDI對能源環(huán)境效率的影響效應(yīng)。首先進(jìn)行門檻值的估計(jì)和門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，表3列示了檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚的門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表4、表6—表8同。

由結(jié)果可知，金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)集聚都僅通過了單一門檻檢驗(yàn)，因此，選取單一門檻回歸模型。表4列示了不同吸收能力視角下，對外直接投資對能源環(huán)境效率的門檻回歸估計(jì)結(jié)果。為了避免由于異方差導(dǎo)致的估計(jì)不準(zhǔn)確，選擇穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗(yàn)。

(1) 金融發(fā)展。由估計(jì)結(jié)果可知，金融發(fā)展程度存在顯著的“單一門檻效應(yīng)”，門檻估計(jì)值為0.634。該結(jié)果表明，當(dāng)金融發(fā)展水平未超過門檻值0.634時(shí)，OFDI對能源環(huán)境效率的提升不顯著，跨越該門檻后，提升作用顯著，影響系數(shù)為0.0051。原因可能在于，較高的金融發(fā)展程度為企業(yè)提供了多樣化的融資方式，有助于企業(yè)在吸收綠色研發(fā)成果時(shí)獲得低成本的融資支持。同時(shí)，在高新技術(shù)的空間外溢和行業(yè)外溢過程中，其他企業(yè)也得益于便利的融資條件，推動(dòng)更大范圍的逆向綠色技術(shù)溢出。

表4 吸收能力門檻回歸估計(jì)結(jié)果

(2) 產(chǎn)業(yè)集聚。產(chǎn)業(yè)集聚也存在顯著的“單門檻效應(yīng)”，門檻值為1.3365。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平低于門檻值時(shí)，影響強(qiáng)度是0.0059；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平跨越門檻值時(shí)，影響仍為正，且影響強(qiáng)度有所增強(qiáng)，變?yōu)?.0075。原因可能在于，產(chǎn)業(yè)集聚使那些通過對外直接投資獲得先進(jìn)技術(shù)的企業(yè)與其上下游企業(yè)之間密切相連，其他企業(yè)通過分工協(xié)作學(xué)習(xí)先進(jìn)綠色工藝和技術(shù)；而對于同處一個(gè)產(chǎn)業(yè)層面的企業(yè),產(chǎn)業(yè)集聚通過地理上的集中強(qiáng)化了企業(yè)之間的交流和資源共享，因此，產(chǎn)業(yè)集聚增強(qiáng)了集群內(nèi)部的技術(shù)傳播，從而促進(jìn)整個(gè)產(chǎn)業(yè)集群的能源環(huán)境效率。

由于我國各地區(qū)的金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚水平存在差異，對外直接投資對我國能源環(huán)境效率的非線性影響也存在空間異質(zhì)性特征。因此，有必要進(jìn)一步探析吸收能力的空間樣本分布特征。根據(jù)2014年金融發(fā)展的門檻值，將29個(gè)省市劃分為金融發(fā)展不足型和金融發(fā)展推進(jìn)型兩組；根據(jù)產(chǎn)業(yè)集聚門檻值的大小，劃分為產(chǎn)業(yè)集聚不足型和產(chǎn)業(yè)集聚推進(jìn)型，結(jié)果見表5。

表5 吸收能力類型劃分與樣本空間分布

由表5可知，至2014年為止，大部分省級行政區(qū)邁過了金融發(fā)展程度門檻，屬于金融發(fā)展推進(jìn)型。這些地區(qū)得益于發(fā)達(dá)的金融市場，企業(yè)能夠以較低的成本獲得資金支持，對新技術(shù)的吸收更加便捷。對于這些地區(qū)，政府應(yīng)適度擴(kuò)大對外直接投資規(guī)模，充分利用金融環(huán)境的有利條件；而黑龍江、內(nèi)蒙古、陜西、新疆四個(gè)省份為金融發(fā)展不足型，這些省份的金融發(fā)展水平制約了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出，應(yīng)加大金融支持力度。

屬于產(chǎn)業(yè)集聚不足型的省市占大多數(shù)，對于這些地區(qū)，應(yīng)該加快提高產(chǎn)業(yè)集聚水平；而福建、廣東、河南、江蘇、山東、上海、四川、天津越過了門檻值，屬于產(chǎn)業(yè)集聚推進(jìn)型。對于這些省市，政府應(yīng)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，提供服務(wù)和平臺(tái)，加強(qiáng)集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)之間的技術(shù)交流，幫助OFDI逆向技術(shù)溢出在集聚區(qū)內(nèi)的縱向和橫向傳播。

3.OFDI和我國能源環(huán)境效率：基于制度環(huán)境的門檻回歸分析

企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)在特定的制度環(huán)境中進(jìn)行，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、政府干預(yù)、市場化程度等制度因素都深刻影響著企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率水平，因此基于這三個(gè)維度考察OFDI對能源環(huán)境效率的非線性影響。表6列示了門檻變量檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 制度環(huán)境視角的門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)

續(xù)表

可以看出，環(huán)境規(guī)制僅通過了單一門檻檢驗(yàn)，政府資源配置能力和政府參與程度通過了雙重門檻檢驗(yàn)，未通過三重門檻檢驗(yàn)。表7、表8列示了不同制度環(huán)境視角下，對外直接投資對能源環(huán)境效率的門檻回歸估計(jì)結(jié)果。

表7 環(huán)境規(guī)制門檻回歸估計(jì)結(jié)果

(1) 環(huán)境規(guī)制。由估計(jì)結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制表現(xiàn)為顯著的“單門檻效應(yīng)”，門檻值為0.009，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度未跨越門檻時(shí)，對外直接投資對能源環(huán)境效率的影響為正，但不顯著。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過0.009時(shí)，呈現(xiàn)出顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.0059。原因可能在于，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，尚不足以對企業(yè)產(chǎn)生有效的約束和激勵(lì)作用，而隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，為了達(dá)到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)有動(dòng)力引進(jìn)國外先進(jìn)的綠色生產(chǎn)技術(shù)和專利，提高國內(nèi)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

(2) 政府資源配置能力。政府資源配置能力存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.121、0.212。當(dāng)政府資源配置能力低于0.121時(shí)，影響強(qiáng)度是0.0067；當(dāng)超過門檻值0.121，但低于門檻值0.212時(shí)，OFDI對能源環(huán)境效率的影響強(qiáng)度有所增強(qiáng)，變?yōu)?.0081。而當(dāng)跨越門檻值0.212時(shí)，影響強(qiáng)度變?yōu)?0.0053。說明隨著一個(gè)地區(qū)政府資源配置能力的增強(qiáng)，OFDI對能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出先推動(dòng)后抑制的規(guī)律。原因可能在于，政府資源配置有助于擴(kuò)充企業(yè)的技術(shù)研發(fā)資源，如政府對新產(chǎn)品開發(fā)、人才引進(jìn)進(jìn)行補(bǔ)貼，免費(fèi)提供各種培訓(xùn)等。因此政府資源配置能力首先呈現(xiàn)出推動(dòng)作用；但當(dāng)政府資源配置過度，政府可能傾向于將財(cái)政支出投向基本建設(shè)等利于拉動(dòng)GDP但高能耗高污染的領(lǐng)域，同時(shí)引導(dǎo)企業(yè)的資金流向，阻礙企業(yè)從逆向綠色技術(shù)溢出中獲益。

表8 基于政府資源配置能力、政府參與

(3) 政府參與程度。政府參與程度也存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.215、0.271。當(dāng)政府參與程度低于0.215時(shí)，對外直接投資對能源環(huán)境效率的影響不顯著。當(dāng)處于門檻值0.215和門檻值0.271之間時(shí)，影響強(qiáng)度為0.0094，且顯著。但當(dāng)跨越門檻值0.271時(shí)，影響變?yōu)樨?fù)向，系數(shù)為-0.0038。政府參與程度較高的企業(yè)在獲得經(jīng)營許可和前沿的技術(shù)時(shí)可以借助政府提供的便利條件，花費(fèi)較少的成本。因此，在一定范圍內(nèi)，政府參與程度顯著促進(jìn)OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出。但當(dāng)政府干預(yù)超過一定的范圍，可能會(huì)導(dǎo)致效率低下和資源浪費(fèi)。

由于不同地區(qū)的制度環(huán)境存在差異，因此，進(jìn)一步探析各地區(qū)制度環(huán)境的空間樣本分布特征。根據(jù)2014年環(huán)境規(guī)制的單一門檻值，將各省市劃分為環(huán)境規(guī)制不足型和環(huán)境規(guī)制推進(jìn)型兩組；根據(jù)政府資源配置能力的兩個(gè)門檻值將樣本劃分為三組；政府參與程度的劃分類似。具體分類結(jié)果如下。

表9 制度環(huán)境類型劃分與樣本空間分布

截至2014年，屬于環(huán)境規(guī)制推進(jìn)型的省市達(dá)23個(gè)，對于這些省份，環(huán)境規(guī)制已經(jīng)顯著促進(jìn)了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出；只有福建、廣東、海南、河南、湖南、吉林6個(gè)省份沒有越過門檻。這些省份需要繼續(xù)采取措施加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，如提高排污標(biāo)準(zhǔn)等。

屬于政府資源配置不足型的只有山東??；屬于適中型的省市有13個(gè)，這些地區(qū)應(yīng)該擴(kuò)大對外直接投資規(guī)模，同時(shí)將政府對資源的配置程度控制在合理范圍；屬于過度型的省市有15個(gè)，基本上屬于中、西部地區(qū)，這些省份應(yīng)該適當(dāng)減弱政府對經(jīng)濟(jì)的調(diào)控。

在政府參與程度門檻條件下，全國29個(gè)省市基本均勻分布于三組，屬于政府參與不足型的省市有10個(gè)，這些省市需要加強(qiáng)政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)。屬于適中型的地區(qū)有8個(gè)，這些地區(qū)的政府參與對OFDI的能源環(huán)境效應(yīng)起到顯著的正向作用；屬于政府參與過度型的省市有11個(gè)，同樣集中在中、西部地區(qū)，這些地區(qū)政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)已經(jīng)限制了OFDI的能源環(huán)境效率溢出效應(yīng)，應(yīng)該適度降低政府干預(yù)程度。

五、 研究結(jié)論及啟示

本文采用我國2004-2014年省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了我國對外直接投資對能源環(huán)境效率的影響及其作用機(jī)制，并測算了引發(fā)積極能源環(huán)境效應(yīng)的各吸收能力變量和制度環(huán)境變量的門檻水平。主要研究結(jié)論如下：① 從全國總體看，中國的對外直接投資顯著地促進(jìn)了能源環(huán)境效率的提高；分區(qū)域看，東部地區(qū)的對外直接投資顯著推動(dòng)了能源環(huán)境效率提升，中西部地區(qū)的對外直接投資還未能引起明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。② 在金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)集聚門檻條件下，對外直接投資對能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出單一門檻特征。從地區(qū)差異看，大部分省市邁過了金融發(fā)展程度門檻，只有黑龍江、內(nèi)蒙古、陜西、新疆四個(gè)省份金融發(fā)展水平還相對落后，阻礙了OFDI的逆向綠色技術(shù)溢出；邁過產(chǎn)業(yè)集聚門檻的主要集中在少數(shù)東部省市，大部分地區(qū)仍屬于產(chǎn)業(yè)集聚不足型。③ 在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，OFDI對能源環(huán)境效率的影響呈現(xiàn)出從不顯著到顯著正向的單一門檻特征；在政府資源配置能力、政府參與程度的門檻條件下，該影響呈現(xiàn)出雙重門檻特征。從地區(qū)差異看，23個(gè)省市越過了環(huán)境規(guī)制門檻；屬于政府資源配置能力和政府參與程度過度型的主要集中在中西部地區(qū)。

以上研究結(jié)論的啟示在于：① 對于東部地區(qū)，由于金融發(fā)展程度較高，產(chǎn)業(yè)集聚水平較高且政府資源配置能力和政府參與程度基本屬于適中型。應(yīng)該充分利用本地區(qū)的金融資源優(yōu)勢、集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和政府資源配置優(yōu)勢，加大對外直接投資力度，優(yōu)化對外投資結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)與東道國技術(shù)先進(jìn)企業(yè)的合作，重點(diǎn)增加綠色技術(shù)尋求型對外直接投資。② 對于中部地區(qū)，其環(huán)境規(guī)制力度較強(qiáng)，但不少省市產(chǎn)業(yè)集聚水平尚屬于不足型。應(yīng)該著力提高產(chǎn)業(yè)集聚水平，發(fā)展地方工業(yè)園區(qū)，健全集聚區(qū)的組織管理制度，建立公共服務(wù)平臺(tái)和有序的信息共享機(jī)制，為企業(yè)提供市場信息、前沿技術(shù)信息、教育培訓(xùn)等服務(wù)，推動(dòng)集群內(nèi)部要素、技術(shù)的自由流動(dòng)。同時(shí)利用環(huán)境規(guī)制對OFDI逆向技術(shù)溢出的正向?qū)蜃饔茫３謱ζ髽I(yè)的環(huán)境規(guī)制，適度提高排污標(biāo)準(zhǔn)，鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)綠色技術(shù)和再創(chuàng)新。③ 對于西部地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，吸收能力不強(qiáng)，金融發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)集聚基本屬于不足型，政府資源配置和政府參與都屬于過度型。因此應(yīng)該重點(diǎn)培養(yǎng)吸收能力，把握“一帶一路”契機(jī)，建立現(xiàn)代金融體系和金融服務(wù)機(jī)制；同時(shí)適當(dāng)降低政府干預(yù)程度，突出市場在資源配置中的決定性作用，這是“供給側(cè)改革”的關(guān)鍵內(nèi)容。政府的主要任務(wù)是穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)，營造有利于企業(yè)活動(dòng)的市場環(huán)境，讓企業(yè)對經(jīng)濟(jì)有穩(wěn)定的預(yù)期，在市場力量的引導(dǎo)下，促使我國對外直接投資帶來更積極的能源環(huán)境效應(yīng)。