“雙循環(huán)”背景下中國雙向FDI與綠色創(chuàng)新效率

趙春雨 商夢雅 趙亞楠

內(nèi)容提要：隨著“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的建立和“引進(jìn)來”與“走出去”戰(zhàn)略的逐步實(shí)施，中國雙向FDI對綠色發(fā)展發(fā)揮著重要作用?；谥袊?0個(gè)省份2013-2018年的面板數(shù)據(jù)，本文利用三階段DEA模型測度綠色創(chuàng)新效率，考察中國FDI、OFDI與綠色創(chuàng)新效率的市場化水平門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明：考察期內(nèi)我國綠色創(chuàng)新效率顯著提升但發(fā)展不均衡，中西部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率較為接近，與東部地區(qū)相差較大;中國FDI、OFDI與綠色創(chuàng)新效率之間存在顯著的市場化水平雙重門檻，隨著市場化水平提升，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)呈下降趨勢并且由正轉(zhuǎn)負(fù)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)呈上升趨勢并且由負(fù)轉(zhuǎn)正，均存在顯著的門檻效應(yīng)特征。

關(guān)鍵詞：雙循環(huán);雙向FDI;綠色創(chuàng)新效率;三階段DEA模型;面板門檻模型

中圖分類號：F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號：1001-148X（2022）01-0144-09

作者簡介：趙春雨（1970-），女，黑龍江伊春人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)商務(wù)學(xué)院教授，管理學(xué)博士，研究方向：循環(huán)經(jīng)濟(jì)與技術(shù)創(chuàng)新;商夢雅（1987-），本文通訊作者，女，黑龍江齊齊哈爾人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向： 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué);趙亞楠（1988-），女，哈爾濱人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)管理學(xué)院講師，管理學(xué)博士，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與合作創(chuàng)新。

基金項(xiàng)目：黑龍江省科學(xué)技術(shù)計(jì)劃項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：GC13D208;黑龍江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：19JYB032。

“一帶一路”倡議下自貿(mào)區(qū)建設(shè)的有序推進(jìn)，進(jìn)一步加快了中國參與貿(mào)易投資一體化、經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程。作為國際知識(shí)溢出的兩大重要渠道，外商直接投資（FDI）與對外直接投資（OFDI）的協(xié)調(diào)發(fā)展有利于獲取技術(shù)資源，實(shí)現(xiàn)市場資金優(yōu)化配置，是中國外向型經(jīng)濟(jì)實(shí)施“引進(jìn)來”與“走出去”戰(zhàn)略的核心。

聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議《2021世界投資報(bào)告：投資于可持續(xù)復(fù)蘇》顯示，雖然新冠疫情嚴(yán)重影響了全球外商直接投資（FDI）流動(dòng)，2020年全球FDI流量降至1萬億美元，比2019年下降了1/3，遠(yuǎn)低于10年前全球金融危機(jī)后的最低點(diǎn)，但是2020年流入中國FDI增長了6%，達(dá)到1490億美元。由于經(jīng)濟(jì)增長的韌性、投資便利化與自由化，中國OFDI雖然下降了3%，仍高達(dá)1330億美元，這使中國成為全球最大的對外投資國。2015-2018年中國的OFDI連續(xù)4年超過FDI，2019年、2020年FDI超過OFDI，可見中國已經(jīng)進(jìn)入“雙向投資”新時(shí)代，高水平“引進(jìn)來”和大規(guī)?！白叱鋈ァ眳f(xié)調(diào)發(fā)展，F(xiàn)DI和OFDI對綠色創(chuàng)新發(fā)展發(fā)揮著重要作用。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于FDI、OFDI與綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系，理論研究發(fā)現(xiàn)FDI對綠色創(chuàng)新效率具有促進(jìn)作用。Jugurnath[1]指出FDI的增加將導(dǎo)致環(huán)境稅收總額的增加，這有助于政府控制本國的環(huán)境質(zhì)量，F(xiàn)DI的進(jìn)一步增加將以犧牲環(huán)境為代價(jià)，這將迫使政府與外國投資者簽訂合同時(shí)說明外資企業(yè)必須使用綠色技術(shù)來減少二氧化碳排放。Perkins[2]指出二氧化碳效率較低的國家和制度質(zhì)量較高的國家會(huì)經(jīng)歷更強(qiáng)的FDI加權(quán)二氧化碳效率溢出，研究結(jié)果表明FDI有利于東道國的碳排放技術(shù)水平的提升。周平錄[3]認(rèn)為中國雙向FDI對區(qū)域創(chuàng)新效率具有正向影響，隨著整體制度環(huán)境的改善這種正向影響會(huì)逐漸減弱。Song[4]利用格蘭杰因果檢驗(yàn)對影響綠色創(chuàng)新能力的變量進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)FDI不僅促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的快速增長，而且通過技術(shù)溢出影響了中國的環(huán)境質(zhì)量驅(qū)動(dòng)了綠色創(chuàng)新。但相反的觀點(diǎn)認(rèn)為FDI對綠色創(chuàng)新效率具有抑制作用。李斌[5]通過動(dòng)態(tài)GMM方法檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)、FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用，研究發(fā)現(xiàn)FDI不利于綠色技術(shù)進(jìn)步和提升綠色技術(shù)效率。Lin[6]研究發(fā)現(xiàn)FDI與綠色全要素生產(chǎn)率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，還有一些文獻(xiàn)認(rèn)為FDI對綠色創(chuàng)新效率的作用不確定。田紅彬?qū)嵶C研究發(fā)現(xiàn)不同環(huán)境規(guī)制工具和強(qiáng)度下的FDI對綠色創(chuàng)新效率的影響不同，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能夠提高FDI的流入門檻。Andonova[7]研究發(fā)現(xiàn)出口導(dǎo)向型企業(yè)會(huì)快速地采用清潔技術(shù)，但外國投資不一定與更高的清潔技術(shù)采用率相關(guān)，即FDI與綠色創(chuàng)新之間并不存在必然聯(lián)系。Kogut[8]首次提出OFDI的終極目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，隨后，F(xiàn)eng[9]和聶名華[10]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)OFDI顯著促進(jìn)了綠色創(chuàng)新效率的提升。李洪亞[11]研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步能夠促進(jìn)OFDI的快速擴(kuò)張，同時(shí)，逐年增長的OFDI通過逆向技術(shù)溢出能夠促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。

此外，也有文獻(xiàn)基于雙向FDI技術(shù)溢出效應(yīng)考察FDI、OFDI與綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系。Potterie[12]從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度研究了FDI和OFDI是否也會(huì)跨境轉(zhuǎn)讓技術(shù)，研究發(fā)現(xiàn)出口和OFDI對國內(nèi)生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI與國內(nèi)生產(chǎn)率無關(guān)。Amighinia[13]認(rèn)為發(fā)展中國家跨國公司通過OFDI獲得新的知識(shí)有助于實(shí)現(xiàn)技術(shù)趕超，通過OFDI從國外采購技術(shù)等戰(zhàn)略資產(chǎn)已成為技術(shù)追趕的重要渠道。楊世迪[14]分析了環(huán)境規(guī)制對雙向FDI綠色創(chuàng)新的異質(zhì)動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)影響，研究發(fā)現(xiàn)中國綠色創(chuàng)新發(fā)展呈現(xiàn)典型的“OFDI驅(qū)動(dòng)、IFDI拖累”的兩級異化特征。任松[15]指出雙向FDI都顯著抑制了我國綠色全要素生產(chǎn)率的增長，我國仍存在“污染天堂假說”，OFDI正的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著。王曼曼[16]研究發(fā)現(xiàn)中國雙向FDI驅(qū)動(dòng)綠色專利產(chǎn)出存在地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的時(shí)空異質(zhì)性，大多數(shù)地區(qū)呈從低知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度向中高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度跨越的態(tài)勢。

同時(shí)，市場化水平是調(diào)節(jié)雙向FDI影響綠色創(chuàng)新效率的重要因素。樊綱[17]提出市場化水平的主要內(nèi)容包括要素市場發(fā)育程度、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、政府與市場之間的關(guān)系、法律制度環(huán)境等。市場化水平高越高，意味著該地區(qū)擁有更為豐富的創(chuàng)新資源，知識(shí)型人力資本的數(shù)量更多、質(zhì)量更高，因此具有較強(qiáng)的技術(shù)創(chuàng)新能力和完善的法律規(guī)范制度，不斷拉近與發(fā)達(dá)國家的技術(shù)差距，使得自主創(chuàng)新在綠色創(chuàng)新活動(dòng)中占據(jù)重要地位，削弱了對發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)的依賴，說明市場化水平能夠調(diào)節(jié)FDI和OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響作用。

二、模型與方法

（一）綠色創(chuàng)新效率評價(jià)模型

為全面、準(zhǔn)確的對綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測算，將Super-SBM模型與三階段DEA模型相結(jié)合，構(gòu)建考慮非期望產(chǎn)出的Super-SBM三階段DEA模型。J-SBM三階段DEA模型涉及三個(gè)階段的處理分析，如圖1所示。

3.第三階段：調(diào)整后的Super-SBM模型測算

經(jīng)過第二階段進(jìn)行的投入產(chǎn)出調(diào)整，環(huán)境因素、管理無效率和隨機(jī)誤差項(xiàng)對綠色創(chuàng)新效率的影響作用已經(jīng)被過濾掉，因此，將調(diào)整后的數(shù)據(jù)再次代入Super-SBM模型，對綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測算。

（二）雙向FDI對綠色創(chuàng)新效率影響的實(shí)證模型

為了實(shí)證考察市場化作用下中國雙向FDI對綠色創(chuàng)新效率的影響作用，根據(jù)Hansen理論[20]構(gòu)建了綠色創(chuàng)新效率面板門檻模型，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，除了FDI與OFDI之外，人力資本和外資依存度對綠色創(chuàng)新效率存在較大影響作用，因此，在回歸模型中加入人力資本和外資依存度兩個(gè)控制變量，構(gòu)建中國FDI對綠色創(chuàng)新效率的面板單門檻效應(yīng)模型，即：

（三）變量設(shè)定

1.被解釋變量

綠色創(chuàng)新效率（GIE）。綠色創(chuàng)新效率涉及多個(gè)創(chuàng)新主體、多個(gè)投入產(chǎn)出要素的復(fù)雜系統(tǒng)，整個(gè)過程中包含人、財(cái)、物多項(xiàng)評價(jià)指標(biāo)。本文將從創(chuàng)新價(jià)值鏈視角，將綠色創(chuàng)新劃分為技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)品成果轉(zhuǎn)化兩個(gè)階段。在技術(shù)研發(fā)階段，選擇R&D投入和非R&D投入兩個(gè)一級指標(biāo)，其中R&D投入包括R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、R&D經(jīng)費(fèi)外部支出和R&D機(jī)構(gòu)人員數(shù)四個(gè)二級指標(biāo)，非R&D投入包括引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資總額和能源消費(fèi)總量三個(gè)二級指標(biāo)。在產(chǎn)品成果轉(zhuǎn)化階段，從期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩個(gè)角度進(jìn)行考察，期望產(chǎn)出包括科技成果期望產(chǎn)出和產(chǎn)品成果期望產(chǎn)出，其中，科技成果期望產(chǎn)出包括科技論文發(fā)表數(shù)、專利授權(quán)量和專利有效量三個(gè)二級指標(biāo)，產(chǎn)品成果期望產(chǎn)出包括新產(chǎn)品銷售收入、新產(chǎn)品出口交貨值和擁有注冊商標(biāo)數(shù)三個(gè)二級指標(biāo)。根據(jù)現(xiàn)有研究，采用工業(yè)三廢的主要成分SO2、CO2、化學(xué)需氧量排放量作為非期望產(chǎn)出的衡量依據(jù)，通過熵值法將其折算為綜合環(huán)境污染指數(shù)[21]，CO2排放量根據(jù)煤炭、原油與天然氣消耗量進(jìn)行計(jì)算，熱值與碳排放系數(shù)的數(shù)據(jù)來自IPPC2006，煤炭的碳氧化因子為0.098，其余為1，單位統(tǒng)一折算為標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)。綠色創(chuàng)新效率評價(jià)指標(biāo)體系包括5個(gè)一級指標(biāo)，13個(gè)二級指標(biāo)，全面覆蓋了人、財(cái)、物、科技效益、經(jīng)濟(jì)效益以及非期望產(chǎn)出等要素，指標(biāo)體系如表1所示。

基于綠色創(chuàng)新的特點(diǎn)，從政策制度支持、環(huán)境規(guī)制壓力、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、產(chǎn)業(yè)集聚水平和競爭模仿壓力五個(gè)方面提出綠色創(chuàng)新效率的環(huán)境因素。第一，政策制度支持（gov）。企業(yè)、高校與研究機(jī)構(gòu)等綠色創(chuàng)新主體的研發(fā)行為存在不確定性，創(chuàng)新資源的稀缺性，需要政府直接或間接的引導(dǎo)創(chuàng)新方向以達(dá)到創(chuàng)新資源的優(yōu)化利用，采用政府資金資助研發(fā)經(jīng)費(fèi)占地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的比重表示。第二，環(huán)境規(guī)制壓力（er），環(huán)境-經(jīng)濟(jì)雙外部性引起創(chuàng)新主體的創(chuàng)新動(dòng)力不足，需要較強(qiáng)的外部環(huán)境規(guī)制制度約束，有利于創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，采用污染治理投資總額表示。第三，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)（ipr），知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度通過自主研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)等途徑影響技術(shù)的擴(kuò)散與轉(zhuǎn)化，能夠糾正“搭便車”的市場失靈現(xiàn)象，保護(hù)創(chuàng)新主體的合法權(quán)益與低碳創(chuàng)新積極性，采用各地區(qū)技術(shù)市場交易額占GDP的比重表示。第四，產(chǎn)業(yè)集聚水平（aggl），產(chǎn)業(yè)集聚在特定區(qū)域后將產(chǎn)生網(wǎng)絡(luò)化的復(fù)雜合作競爭關(guān)系，通過創(chuàng)新主體間的競爭合作、組織學(xué)習(xí)、協(xié)同效應(yīng)、溢出效應(yīng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等路徑促進(jìn)綠色創(chuàng)新，參考原毅軍的做法，采用區(qū)位熵衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚水平。第五，競爭模仿壓力（cip），激烈的市場競爭將提升創(chuàng)新主體對現(xiàn)有技術(shù)與產(chǎn)品的要求，進(jìn)而形成創(chuàng)新主體在追求制度合法性與創(chuàng)新資源的競賽，對創(chuàng)新主體形成模仿壓力，采用規(guī)模以上企業(yè)數(shù)反應(yīng)競爭模仿壓力。

2.解釋變量

外商直接投資（FDI）。已有研究表明，外商直接投資存量能夠體現(xiàn)出上一時(shí)期的FDI在當(dāng)期發(fā)揮的殘值作用，因此，采用外商直接投資存量來表示外商直接投資（FDI）。利用統(tǒng)計(jì)年鑒中的外商直接投資流量數(shù)據(jù)，采用永續(xù)盤存法對各地區(qū)的外商直接投資存量進(jìn)行估算，如公式（5）所示。其中，F(xiàn)DIit為i地區(qū)t年的外商直接投資存量，Iit為i地區(qū)t年的外商直接投資流量，折舊率δ取值9.6%。

對外直接投資（OFDI）。采用對外直接投資存量作為衡量指標(biāo)，考慮數(shù)據(jù)可得性，OFDI存量數(shù)據(jù)采用各年中國非金融類對外直接投資存量數(shù)據(jù)近似替代，原始數(shù)據(jù)直接來源于2018年的《中國對外投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

3.門檻變量

市場化指數(shù)（MAR），樊綱等從政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境等方面衡量市場化的進(jìn)展，建立了一套各省市市場化進(jìn)程橫、縱向可比的綜合評價(jià)指標(biāo)體系。采用樊綱等構(gòu)建的區(qū)域市場化指數(shù)作為代理指標(biāo)[17]。

4.控制變量

人力資本（HR），采用地區(qū)就業(yè)人員的人均受教育程度作為衡量各地區(qū)人力資本的指標(biāo)，hci=6·pi1+9·pi2+12·pi3+16·pi4，pi1、pi2、pi3、pi4表示i地區(qū)受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上就業(yè)人口的比重，受教育年限為6年、9年、12年和16年。

外資依存度（FCD），反映對外貿(mào)易活躍度，國際技術(shù)溢出對綠色創(chuàng)新效率的提升具有重要意義，采用區(qū)域進(jìn)出口額和生產(chǎn)總值之比作為衡量區(qū)域外資依存度的指標(biāo)。

（四）數(shù)據(jù)來源

本文采用的樣本數(shù)據(jù)來自于2013-2019年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《高等學(xué)科技資料匯編》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)年鑒》的我國30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，對原始變量取對數(shù)規(guī)避量綱與異方差的影響，數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

三、中國雙向FDI對綠色創(chuàng)新效率影響的實(shí)證分析

（一） 綠色創(chuàng)新效率評價(jià)

第一階段。通過Super-SBM模型對我國2013～2018年綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測算，得出未考慮環(huán)境因素和隨機(jī)干擾的綠色創(chuàng)新效率。

第二階段。將第一階段得出的各投入松弛變量作為被解釋變量，選擇的區(qū)域發(fā)展因素、市場競爭因素、政策支持因素和環(huán)境治理因素這五個(gè)環(huán)境變量作為解釋變量，使用Frontier4.1軟件對其進(jìn)行基于SFA的隨機(jī)前沿分析，分析結(jié)果如表3所示。由此可知，2013-2018年間環(huán)境變量對投入松弛的影響程度，回歸系數(shù)為正時(shí)，環(huán)境變量的增加將導(dǎo)致投入冗余的提高，從而減少投入的浪費(fèi)產(chǎn)出;回歸系數(shù)為負(fù)時(shí)，環(huán)境變量的增加將導(dǎo)致投入冗余的減少，降低投入的浪費(fèi)并提高產(chǎn)出。σ2可以反映出五個(gè)投入松弛變量的受到五個(gè)環(huán)境因變量的影響，σ2說明模型具有很好的擬合度;γ的值均大于0.6，表明該投入松弛變量始終顯著，同時(shí)絕大多數(shù)數(shù)據(jù)都通過了T檢驗(yàn)。

（1）政策制度支持。政策支持因素與R&D機(jī)構(gòu)人員數(shù)的回歸系數(shù)為正值，與其他投入松弛變量的回歸系數(shù)均為正值并均通過顯著性檢驗(yàn)。表明科研經(jīng)費(fèi)中政府資助研發(fā)比例越大，R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資總額和能源消費(fèi)總量的冗余就越少，政策支持因素有利于盤活冗余的科研資源并對能源利用進(jìn)行合理化配置。（2）環(huán)境規(guī)制壓力。環(huán)境規(guī)制壓力與R&D人員全時(shí)當(dāng)量和R&D機(jī)構(gòu)人員數(shù)松弛變量的回歸系數(shù)為正值，與R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資總額和能源消費(fèi)總量的回歸系數(shù)均為負(fù)值，均通過顯著性檢驗(yàn)。（3）知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與全部投入松弛變量的回歸系數(shù)為負(fù)值，其中引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資總額和能源消費(fèi)總量通過顯著性檢驗(yàn)。表明各地區(qū)技術(shù)市場交易額占GDP的比重越大，技術(shù)更新的更新速度越快，有效減少引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資總額和能源消費(fèi)總量的投入冗余，優(yōu)化配置科研創(chuàng)新資源，從而提高創(chuàng)新效率。（4）產(chǎn)業(yè)集聚水平。產(chǎn)業(yè)集聚水平與全部投入松弛變量的回歸系數(shù)為負(fù)值且通過顯著性檢驗(yàn)，說明產(chǎn)業(yè)集聚水平對五個(gè)投入松弛變量均有顯著影響。隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升，會(huì)促進(jìn)各種創(chuàng)新資源的充分利用，合理配置創(chuàng)新資源，避免創(chuàng)新資源的粗放式利用。（5）競爭模仿壓力。競爭模仿壓力與引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出和固定資產(chǎn)投資總額投入松弛變量的回歸系數(shù)為負(fù)值，與其余投入松弛變量的回歸系數(shù)均為正值，且均通過顯著性檢驗(yàn)，說明競爭模仿壓力對五個(gè)投入松弛變量的影響顯著，表明規(guī)模以上企業(yè)數(shù)目的增加，有利于促進(jìn)引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出和固定資產(chǎn)投資總額投入資源得到有效利用，提高創(chuàng)新效率。綜上，環(huán)境因素和隨機(jī)干擾對投入冗余的影響較大，故第一階段不考慮環(huán)境因素和隨機(jī)干擾是不科學(xué)的，得出的結(jié)果有偏。因此，利用公式（5）對投入變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，使各個(gè)地區(qū)處于同等環(huán)境下。

第三階段?？紤]環(huán)境因素和隨機(jī)干擾，利用調(diào)整后的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，基于Super-SBM模型重新測算我國2013-2018年的綠色創(chuàng)新效率，效率均值如圖2所示。時(shí)間序列層面，綠色創(chuàng)新效率呈穩(wěn)步上升態(tài)勢，2013年全國綠色創(chuàng)新效率的平均值為0.6，2018年為0.861，漲幅達(dá)到43.5%，綠色創(chuàng)新效率有顯著提升，表明全國加強(qiáng)了對綠色創(chuàng)新理念的重視程度，創(chuàng)新發(fā)展貫徹落實(shí)情況越來越好，但全國的整體創(chuàng)新效率水平仍然較低。同時(shí)，2018年北京、天津、上海、江蘇等19個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新效率位于效率前沿面上，江蘇的創(chuàng)新效率值達(dá)到全國最大值1.314，這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，擁有更多的創(chuàng)新資源優(yōu)勢;均值層面，全國平均創(chuàng)新效率值為0.685，東部地區(qū)的創(chuàng)新效率平均值為0.81，中部地區(qū)的創(chuàng)新效率平均值為0.583，西部地區(qū)的創(chuàng)新效率平均值為0.633，中西部地區(qū)的創(chuàng)新效率較為接近，與東部地區(qū)相差較大，僅北京和浙江等5個(gè)地區(qū)創(chuàng)新效率均值位于效率前沿面上，同時(shí)河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江等14個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新效率均值尚未到0.6，表明我國綠色創(chuàng)新發(fā)展不均衡，部分地區(qū)仍有一定的提升空間。我國綠色創(chuàng)新效率最低各地區(qū)分別是山西、內(nèi)蒙古、黑龍江，其創(chuàng)新效率均值未達(dá)到0.3，說明不同地區(qū)的創(chuàng)新效率具有顯著差距，綠色創(chuàng)新效率較低的地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對落后，更為依賴粗放式的生產(chǎn)模式，這些地區(qū)具有較大的提升空間。

（二）單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

為防止回歸分析中出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，通常采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher對各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，各個(gè)變量的一階差分都通過了顯著性檢驗(yàn)，說明拒絕了存在單位根的原假設(shè)，各變量數(shù)據(jù)不存在單位根且為平穩(wěn)序列。

鑒于面板數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定特征，為確定變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，需要在單位根檢驗(yàn)之后做協(xié)整檢驗(yàn)。常用的面板數(shù)據(jù)模型協(xié)整檢驗(yàn)方法有Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)以及Johansen檢驗(yàn)。本文采用Kao檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證變量之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，面板數(shù)據(jù)的協(xié)整研究結(jié)果均在1%顯著性水平下通過了ADF檢驗(yàn)，拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此，利用面板數(shù)據(jù)回歸模型分析雙向FDI對綠色創(chuàng)新效率的影響作用是合理的。

（三）中國雙向FDI對綠色創(chuàng)新效率影響的實(shí)證結(jié)果

1.FDI對綠色創(chuàng)新效率的影響

基于Hansen理論，對市場化水平門檻條件下FDI驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新效率的異質(zhì)性復(fù)雜機(jī)制進(jìn)行實(shí)證探究。對單一門檻模型、雙重門檻模型分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，均在5%的顯著水平下通過假設(shè)檢驗(yàn)，故模型存在顯著的市場化水平雙門檻效應(yīng)。市場化水平的雙重門檻估計(jì)值分別為4.96和7.1。

FDI對綠色創(chuàng)新效率的市場化水平雙重門檻面板模型的回歸結(jié)果如表7所示，由回歸結(jié)果可知，F(xiàn)DI與綠色創(chuàng)新效率之間存在非線性的市場化水平雙重門檻效應(yīng)，在MAR4.96的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響數(shù)在1%的顯著水平下為0.109;在4.96<MAR7.1的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)為-0.131;在MAR>7.1的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)為-0.176。在以上三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)隨著市場化水平的提高而逐漸減小，在未到達(dá)門檻值4.96之前，F(xiàn)DI能夠促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率的提高，超過門檻值4.96之后，F(xiàn)DI抑制了綠色創(chuàng)新效率的提高，市場化水平與FDI對綠色創(chuàng)新效率的抑制作用正相關(guān)。隨著市場化水平的提升，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用逐漸降低，僅在MAR4.96最優(yōu)門檻區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用才能得以發(fā)揮。究其原因，較高的市場化水平意味著該地區(qū)擁有豐富的創(chuàng)新資源、強(qiáng)大的自主創(chuàng)新能力、良好的政府企業(yè)關(guān)系以及相對完善的法律制度，自主創(chuàng)新占據(jù)主要地位，使得FDI對綠色創(chuàng)新效率的正向促進(jìn)作用減弱。對于控制變量人力資本和外資依存度而言，均正向影響著綠色創(chuàng)新效率，說明提高人力資本和外資依存度均有利于綠色創(chuàng)新效率的提升。

2.OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響

OFDI對綠色創(chuàng)新效率的市場化水平門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示，經(jīng)歷200次自抽樣，單一門檻和雙重門檻均通過了5%顯著性水平下的假設(shè)檢驗(yàn)，三重門檻未通過顯著性檢驗(yàn)?；贖ansen理論，OFDI與綠色創(chuàng)新效率可能存在市場化水平的雙重門檻，雙重門檻估計(jì)值分別為5.14和6.48。借助似然比函數(shù)進(jìn)一步驗(yàn)證門檻值估計(jì)的有效性，雙重門檻模型中，市場化水平門檻估計(jì)值分別為5.14和6.48時(shí)，似然比統(tǒng)計(jì)量LR值為零，通過門檻有效性檢驗(yàn)。

OFDI對綠色創(chuàng)新效率的市場化水平雙重門檻面板模型的回歸結(jié)果如表9所示，由回歸結(jié)果可知，OFDI與綠色創(chuàng)新效率之間存在非線性的市場化水平雙重門檻效應(yīng)，在MAR5.14的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響數(shù)在1%的顯著水平下為-0.059;在5.14<MAR6.48的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)為-0.038;在MAR>6.48的市場化水平門檻區(qū)間內(nèi)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)為0.06。在跨越門檻值6.48之前，OFDI顯著的抑制了綠色創(chuàng)新效率的提升，跨越該門檻之后，OFDI顯著促進(jìn)了對綠色創(chuàng)新效率的提升，且市場化水平與OFDI對綠色創(chuàng)新效率促進(jìn)作用正相關(guān)。在以上三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)隨著市場化水平的提高而逐漸增大，在未到達(dá)門檻值6.48之前，OFDI能夠促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率的提高，超過門檻值6.48之后，OFD促進(jìn)了綠色創(chuàng)新效率的提高，市場化水平與OFDI對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用正相關(guān)，僅在MAR>6.48最優(yōu)門檻區(qū)間內(nèi)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用才能得以發(fā)揮。究其原因，市場化水平提高到一定程度，產(chǎn)品市場、要素市場、中介組織、政府與市場的關(guān)系和法律制度環(huán)境等多方面得到發(fā)展和改善，企業(yè)對外投資行為將備受鼓勵(lì)，在境外購買或者合作形式設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)，在人才、知識(shí)、資金等綠色創(chuàng)新資源流動(dòng)過程中獲得逆向綠色技術(shù)溢出，對國內(nèi)的綠色創(chuàng)新效率具有一定促進(jìn)作用。

四、結(jié)論

本文基于中國2013-2018年省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建綠色創(chuàng)新效率評價(jià)指標(biāo)體系，利用三階段DEA模型對綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測度，從市場化水平視角構(gòu)建中國FDI、OFDI對綠色創(chuàng)新效率的復(fù)雜非線性門檻模型。所得主要結(jié)論如下：（1）考察期內(nèi)，各區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率呈穩(wěn)步上升態(tài)勢，2018年綠色創(chuàng)新效率均值為0.861，與2013年相比漲幅達(dá)到43.5%，但各區(qū)域之間仍存在明顯差異，中西部地區(qū)較為接近，與東部地區(qū)相差較大，5個(gè)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率均值位于效率前沿面上，但14個(gè)地區(qū)尚未到0.6，表明我國綠色創(chuàng)新發(fā)展不均衡，仍有較大的提升空間。（2）中國FDI、OFDI與綠色創(chuàng)新效率之間分別存在顯著的復(fù)雜非線性市場化水平的雙重門檻。研究結(jié)果表明：隨著市場化水平提高，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)持續(xù)減小;當(dāng)市場化水平處于最優(yōu)（MAR4.96）門檻區(qū)間時(shí)，F(xiàn)DI對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用得以發(fā)揮。OFDI對綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)持續(xù)增大，當(dāng)市場化水平處于（MAR6.48）門檻區(qū)間時(shí)，OFDI對綠色創(chuàng)新效率具有顯著抑制作用;當(dāng)跨過市場化水平第二門檻值后，OFDI流入才能顯著促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率的提高。

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下建議：第一，我國綠色創(chuàng)新效率整體水平有待提高，區(qū)域間具有顯著差異，政府應(yīng)繼續(xù)題號對綠色創(chuàng)新的政策支持力度，完善綠色創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)與激勵(lì)機(jī)制，利用互聯(lián)網(wǎng)積極搭建產(chǎn)學(xué)研關(guān)系互動(dòng)平臺(tái)，通過開放式創(chuàng)新打破綠色創(chuàng)新的區(qū)域限制，減小區(qū)域間差距。第二，政府應(yīng)實(shí)施差異化的動(dòng)態(tài)策略來推動(dòng)我國綠色創(chuàng)新發(fā)展。2018年浙江、上海等24個(gè)地區(qū)的市場化水平超過4.96，可見，F(xiàn)DI對我國綠色創(chuàng)新的處于抑制作用階段，為了降低FDI對綠色創(chuàng)新的負(fù)面作用，政府在引進(jìn)外資過程中應(yīng)轉(zhuǎn)變規(guī)模擴(kuò)張的現(xiàn)狀，重視優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)、推動(dòng)FDI競爭，從根本上逐步實(shí)現(xiàn)FDI質(zhì)量增長的轉(zhuǎn)變。對于OFDI，要繼續(xù)加強(qiáng)對OFDI的宏觀調(diào)控，重視OFDI規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的動(dòng)態(tài)匹配，充分發(fā)揮OFDI對綠色創(chuàng)新得促進(jìn)作用，同時(shí)應(yīng)盡可能的鼓勵(lì)國內(nèi)實(shí)力雄厚的企業(yè)走出國門面向海外市場進(jìn)行投資[22]。第三，各地區(qū)在實(shí)施“雙循環(huán)”戰(zhàn)略時(shí)要充分考慮制度環(huán)境的實(shí)際情況。制度風(fēng)險(xiǎn)是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家創(chuàng)新環(huán)境的重要特征，伴隨著市場化進(jìn)程的不斷發(fā)展和綠色創(chuàng)新能力的不斷積累，我國與綠色技術(shù)先進(jìn)國家的差距逐漸縮小，綠色技術(shù)溢出的獲取成本逐漸提高，這種技術(shù)溢出獲取成本表現(xiàn)為對綠色技術(shù)先進(jìn)國家的依賴。通過FDI和OFDI能夠獲得部分先進(jìn)綠色技術(shù)，但高精尖技術(shù)仍處于壟斷狀態(tài)，溢出效應(yīng)不明顯，因此，自主創(chuàng)新將成為區(qū)域創(chuàng)新的重要方式。轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體自身制度環(huán)境的整體改善有利于培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力，降低對外國技術(shù)的依賴程度，真正掌握那些關(guān)鍵的綠色技術(shù)。

參考文獻(xiàn)：

[1] Jugurnath B， Roucheet B， Teeroovengadum V. Moving To Greener Pastures： Untangling The Evidence About Fdi And Environmental Regulation In Eu Countries[J]. Journal of Developing Areas， 2017，51（2）：405-415.

[2] Perkins R. Do Recipient Country Characteristics Affect International Spillovers of Co2-efficiency via Trade and Foreign Direct Investment？[J]. Climatic Change，2012，112（2）：469-491.

[3] 周平錄，李東紅，邢小強(qiáng). 轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中雙向FDI與區(qū)域創(chuàng)新效率—制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用[J]. 國際經(jīng)濟(jì)合作，2020（2）：116-128.

[4] Song M L，Tao J，Wang S H. FDI，Technology Spillovers and Green Innovation in China： Analysis Based on Data EnvelopmentAnalysis[J]. Annals of Operations Research，2015（1）： 47-64.

[5] 李斌，祁源，李倩. 財(cái)政分權(quán)、FDI與綠色全要素生產(chǎn)率—基于面板數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)GMM方法的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 國際貿(mào)易問題，2016（7）：119-129.

[6] Lin B，Chen Z. Does Factor Market Distortion Inhibit the Green Total Factor Productivity in China？ [J]. Journal of Cleaner Production，2018，197（10）：25-33.

[7] Andonava L. B. Openness and the Environment in Central and Eastern Europe： Can Trade and Foreign Investment Stimulate Better Environmental Management in Enterprises？[J]. The Journal of Environment Development，2003，12（2）：177-204.

[8] Kogut B，Chang S J. Plat Form Investments and Volatile Exchange Rates： Direct Investment in the US. By Japanese Electronic Companies[J]. Review of Economics & Statistics，1996，78（2）：221-231.

[9] Feng Z J，Zeng B，Ming Q. Environmental Regulation，Two-Way Foreign Direct Investment，and Green Innovation Efficiency in China′s Manufacturing Industry[J]. International Journal of Environmental Research and Public Health，2018，15（10）：1-22.

[10]聶名華，齊昊. 對外直接投資能否提升中國工業(yè)綠色創(chuàng)新效率： 基于創(chuàng)新價(jià)值鏈與空間關(guān)聯(lián)的視角[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究，2019（2）： 111-122.

[11]李洪亞，宮汝凱. 技術(shù)進(jìn)步與中國OFDI：促進(jìn)與溢出的雙重考察[J]. 科學(xué)學(xué)研究，2016，34（1）：57-68.

[12]Potterie B. V. Lichtenberg F. Does Foreign Direct Investment Transfer Technology Across Bordera？[J]. Review of Economics & Statistics，2001，83（3）：490-497.

[13]Amighinia A，Rabellotti R. Outward FDI from Developing Country MNEs as a Channel for Technological Catch-up[J]. Social Science Electronic Publishing，2010，23（2）：239-261.

[14]楊世迪，韓先鋒. 雙向FDI與國內(nèi)綠色創(chuàng)新的異質(zhì)動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)研究—基于環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)分析[J]. 軟科學(xué)，2021，35（4）：8-13.

[15]任松，左暉. 雙向FDI和區(qū)域創(chuàng)新效率對我國綠色全要素生產(chǎn)率的影響—基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 統(tǒng)計(jì)與管理，2021，36（2）：42-46.

[16]王曼曼，連帥，李海燕，等. 中國雙向FDI、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與綠色專利產(chǎn)出—基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報(bào)，2020，29（6）：1136-1149.

[17]樊綱，王小魯，馬光榮. 中國市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011，46（9）：4-16.

[18]Wu J，Guo D. Measuring E-government Performance of Provincial Government Website in China with Slacks-based Efficiency Measurement[J]. Technological Forecasting & Social Change，2015，96（1）：25-31.

[19]Fried H O. Accounting for Environmental Effects and Statistical Noise in Data EnvelopmentAnalysis[J]. Journal of Productivity Analysis，2002，17（ 1）：157-174.

[20]Hansen B E. Sample Splitting and Thresholdestimation[J]. Econometrica，2000，68（3）：575-603.

[21]黃清煌，高明. 中國環(huán)境規(guī)制工具的節(jié)能減排效果研究[J]. 科研管理，2016，37（6）：19-27.

[22]李金城，王林輝，國勝鐵.高質(zhì)量FDI的技術(shù)進(jìn)步偏向：經(jīng)驗(yàn)證據(jù)與政策建議[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021（2）：82-90.

（責(zé)任編輯：李江）