進口技術(shù)復(fù)雜度提升了企業(yè)能源效率嗎

袁 柳

(廣州工商學(xué)院商學(xué)院，廣東 廣州 510850)

一、引 言

當(dāng)前，隨著中國經(jīng)濟發(fā)展邁入新常態(tài)時期，以高投入、高消耗、高污染的粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式已無法適應(yīng)“綠色化發(fā)展”的現(xiàn)實要求。與此同時，能源需求的不斷增長促進能源外向依賴度的提升，也威脅國家的能源安全。在此情境下，提高能源效率是利用當(dāng)前技術(shù)條件解決這些問題的關(guān)鍵。關(guān)于我國能源利用效應(yīng)的文獻最初集中在能源效率測度方法的探究上，如史丹等(2008)、齊紹洲和李鍇(2010)及羅會軍等(2015)均采用單要素的能源效率指標(biāo)測度中國能源效率[1][2][3]。該方法僅考慮能源要素投入，未納入勞動和資本等生產(chǎn)要素的投入，因而無法得到眾多學(xué)者的青睞。為彌補單一要素能源效率核算方式的缺陷，Hu和Wang(2006)采用更為全面的全要素能源效率方法測度能源效率[4]，并被師博和沈坤榮(2013)、李蘭冰(2015)等學(xué)者效仿[5][6]。

另一類關(guān)于國際貿(mào)易與能源效率之間關(guān)系的文獻大多使用跨國數(shù)據(jù)，且結(jié)論不一致。Cole等(2005)采用跨國數(shù)據(jù)探究貿(mào)易自由化與能源消費和效率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易通過規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)及結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響能源效率[7]。史丹(2006)認(rèn)為對外貿(mào)易和外商直接投資均顯著提升能源效率[8]。熊妍婷和黃寧(2010)通過對34個工業(yè)行業(yè)能源效率的測度，揭示對外貿(mào)易依存度及外資參與度均顯著提升了能源效率[9]。高大偉和周德群(2010)通過測算中國各地區(qū)全要素能源效率，得到國際貿(mào)易技術(shù)溢出顯著提升中國各地區(qū)全要素能源效率[10]。吳曉怡和邵軍(2016)討論進口開放對中國制造業(yè)能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)最終產(chǎn)品關(guān)稅減讓促進制造業(yè)能源效率的提升[11]。李平和丁世豪(2019)基于2004—2017年中國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，考察行業(yè)層面進口技術(shù)溢出與全要素能源效率之間的關(guān)系[12]。劉信恒(2022)系統(tǒng)考察貿(mào)易自由化對微觀企業(yè)全要素能源效率的影響及其作用機制[13]。既有文獻從貿(mào)易自由化、外商直接投資、對外貿(mào)易依存度、進口開放、進口技術(shù)溢出等角度展開深入分析，但缺乏進口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)能源效率之間關(guān)系的探討，在當(dāng)前背景下研究該議題具有鮮明的現(xiàn)實意義。商務(wù)部等部門于2018年7月在《關(guān)于擴大進口促進對外貿(mào)易平衡發(fā)展的意見》中從四個方面提出擴大進口、促進對外貿(mào)易平衡發(fā)展的政策舉措。習(xí)近平主席于2021年11月在第四屆中國國際進口博覽會開幕式上宣稱，中國將繼續(xù)把擴大進口放在重要位置，增加自周邊國家的進口。通過進口貿(mào)易，本國企業(yè)可學(xué)習(xí)和借鑒蘊含在產(chǎn)品中的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，進而提升自身的技術(shù)創(chuàng)新和全要素能源效率水平，這是進口效應(yīng)的重要體現(xiàn)。王玲和陳芮嫻(2019)研究后發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易顯著提升能源效率[14]。李平和丁世豪(2019)發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)溢出提升行業(yè)層面的能源效率[12]。方建春和夏雨昕(2021)認(rèn)為進口多樣性與能源效率之間存在顯著的雙門檻效應(yīng)[15]。由此可見，進口貿(mào)易的提升對中國經(jīng)濟的發(fā)展具有重要影響，在此背景下探究進口技術(shù)復(fù)雜度對能源效率的影響具有明顯的理論價值和實踐意義。

通過對當(dāng)前國際貿(mào)易與能源效率之間關(guān)系文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)已有研究存在以下幾方面的不足：第一，現(xiàn)有研究大多從宏觀層面測算能源效率(如省級層面或行業(yè)層面)，該測算方式無法體現(xiàn)企業(yè)的異質(zhì)性，也可能存在加總謬誤，微觀視角的研究相對匱乏；第二，現(xiàn)有研究在聚焦國際貿(mào)易與中國能源效率之間關(guān)系時，缺乏從進口技術(shù)復(fù)雜度角度探索進口效應(yīng)對能源效率的影響；第三，現(xiàn)有研究較少涉獵影響機制的檢驗，難以更深層次地解釋國際貿(mào)易影響能源效率的內(nèi)在動力。

本文可能在以下幾方面豐富和拓展了現(xiàn)有研究：第一，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)匹配的結(jié)果，從微觀層面測算企業(yè)的全要素能源效率，系統(tǒng)分析企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度與全要素能源效率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升企業(yè)能源效率；第二，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，探究進口技術(shù)復(fù)雜度影響企業(yè)能源效率的途徑，發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度通過“技術(shù)外溢效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”兩個渠道提升企業(yè)能源效率，有效彌補當(dāng)前研究影響機制檢驗的不足。

二、理論與機制分析

從現(xiàn)有文獻來看，進口技術(shù)復(fù)雜度影響企業(yè)能源效率的作用渠道主要為“技術(shù)外溢效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”。

1.技術(shù)外溢效應(yīng)。技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品包含出口國先進的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)驗，進口國企業(yè)通過引入、學(xué)習(xí)、吸收和改進這些產(chǎn)品中隱含的先進技術(shù)和知識來提升自身的生產(chǎn)效率和技術(shù)水平。Coe和Helpman(1995)發(fā)現(xiàn)在進口貿(mào)易中，國際技術(shù)外溢提升了進口國全要素生產(chǎn)率[16]。蔣仁愛和馮根福(2012)通過實證檢驗表明進口貿(mào)易存在明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)[17]。生產(chǎn)效率和技術(shù)水平的提高又促使投入要素的使用效率進一步增加，從而提升企業(yè)能源效率，即“技術(shù)外溢效應(yīng)”[18]。Klein和Robison(1992)采用美國的行業(yè)層面數(shù)據(jù)，實證檢驗美國企業(yè)技術(shù)的進步提升能源效率[19]。Lin和Polenske(1995)基于中國時間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)的進步提升能源效率，且提升的主要渠道為技術(shù)水平的進步[20]。李廉水和周勇(2006)的研究同樣表明技術(shù)進步是提升能源效率的重要渠道[21]。李平和丁世豪(2019)也揭示進口技術(shù)溢出提升行業(yè)層面的能源效率[12]。

2.競爭效應(yīng)。進口高技術(shù)復(fù)雜度的先進產(chǎn)品給本國企業(yè)帶來競爭壓力，而競爭有利于提升創(chuàng)新水平[22]。因為面對進口競爭，國內(nèi)企業(yè)努力擴大研發(fā)投入以促進新產(chǎn)品的研制和開發(fā)。也就是說，先進進口產(chǎn)品涌入國內(nèi)市場營造的激烈競爭環(huán)境刺激國內(nèi)企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投入以提升技術(shù)創(chuàng)新水平，進而搶占更多市場，而技術(shù)創(chuàng)新水平的升級又有利于能源效率的提升。同時，為保持或擴大原有市場，國內(nèi)企業(yè)還破解蘊含在高技術(shù)復(fù)雜度進口產(chǎn)品中的先進技術(shù)，運用到本土產(chǎn)品的生產(chǎn)和制造中[23]，提升了企業(yè)能源效率。

圖1 進口技術(shù)復(fù)雜影響企業(yè)能源效率的機理

三、實證模型、指標(biāo)測度與數(shù)據(jù)處理

(一)實證模型的設(shè)定

本文重點探究進口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)能源效率之間的關(guān)系，參考相關(guān)文獻并設(shè)定如下的計量模型：

tfeefit=α+βSOft+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(1)

其中，下標(biāo)f代表企業(yè)，i代表行業(yè)，t代表年份，r代表地區(qū)，tfeefit表示企業(yè)的全要素能源效率并取自然對數(shù)，SOft表示企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度并取自然對數(shù)。Xfit表示企業(yè)層面的控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)，采用企業(yè)全部雇員人數(shù)并取自然對數(shù)；資本密集度(Capital)，采用企業(yè)固定資產(chǎn)與全部雇員人數(shù)的比值并取自然對數(shù)；國有企業(yè)虛擬變量(State)，企業(yè)歸屬于國有企業(yè)則取值為1，否則為0；企業(yè)年齡(Age)，采用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份的差值并取自然對數(shù)；融資約束(Loan)，采用應(yīng)收賬款與固定資產(chǎn)的比值并取自然對數(shù)。此外，本文還控制年份固定效應(yīng)δt、行業(yè)固定效應(yīng)δi和地區(qū)固定效應(yīng)δr等非觀測固定效應(yīng)，εfit為隨機擾動項。

(二)關(guān)鍵指標(biāo)的測度

1.全要素能源效率。本文將勞動、資本及能源(煤炭消耗)等要素作為投入(1)由于煤炭消耗在我國能源消費總量中占比接近70%，故以煤炭消耗作為能源投入。，以企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)出作為合意產(chǎn)出[24]，假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯函數(shù)：

(2)

其中，Aft表示企業(yè)的全要素能源效率，Lft表示企業(yè)的勞動投入，Kft表示企業(yè)的資本投入，Eft表示企業(yè)的能源投入，Yft表示企業(yè)的產(chǎn)出。對柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時取對數(shù)，得到如下的線性回歸方程：

yft=lft+kft+eft+uft

(3)

其中，yft、lft、kft、eft分別為Yft、Lft、Kft、Eft的對數(shù)值，uft表示殘差項(涵蓋取對數(shù)后企業(yè)全要素能源效率的信息)。為得到企業(yè)層面的全要素能源效率，需對式(3)進行線性回歸，但該方法存在樣本選擇性偏差及同時性偏差等問題。為規(guī)避此類問題，本文借鑒魯曉東和連玉君(2012)的研究[24]，采用LP法測算企業(yè)的全要素能源效率。

2.進口技術(shù)復(fù)雜度。借鑒Hausmann等(2007)和劉美秀等(2020)的研究方法，我們測算企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)[25][26]。首先測度產(chǎn)品層面的技術(shù)復(fù)雜度，計算時采用CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫的國家出口數(shù)據(jù)，具體公式如下：

(4)

其中，下標(biāo)n表示國家，k表示產(chǎn)品，t表示年份，PRODYkt代表不同時期產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，Xnkt表示t年份n國家或地區(qū)產(chǎn)品k的出口額，Xnt表示t年份n國家或地區(qū)的出口總額，pergdpnt表示t年份n國家或地區(qū)的人均GDP水平(數(shù)據(jù)來源于世界銀行)。我們將產(chǎn)品層面的技術(shù)復(fù)雜度與中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進行合并，采用企業(yè)進口產(chǎn)品的相關(guān)數(shù)據(jù)來測算企業(yè)層面的進口技術(shù)復(fù)雜度：

(5)

其中，SOft表示企業(yè)在不同時期的進口技術(shù)復(fù)雜度并取對數(shù)，Xfkt表示企業(yè)f在t年份進口產(chǎn)品k的金額，Xft表示企業(yè)f在t年份的進口總額。最后，依據(jù)企業(yè)名稱等自身信息，將計算的企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配合并。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文主要利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)、中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫及CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫等四套數(shù)據(jù)，研究年限為2000—2012年。參考聶輝華等(2012)的研究思路，對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫予以處理[27]。我們將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行匹配，以測算企業(yè)層面的全要素能源效率；將產(chǎn)品層面的CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫與產(chǎn)品層面的中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進行匹配后再合并到企業(yè)層面，以測算企業(yè)層面的進口技術(shù)復(fù)雜度。

四、實證檢驗

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1匯報了進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。為考察結(jié)果的穩(wěn)健性，列(1)—(6)是采用逐步添加控制變量的方式獲取的檢驗結(jié)果。列(1)僅考慮進口技術(shù)復(fù)雜度的影響，發(fā)現(xiàn)其估計系數(shù)為正，初步表明進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率具有顯著的促進作用。列(2)—(6)是逐步加入控制變量后的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)各列中進口技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)仍全部顯著為正，說明進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率的顯著正向作用是穩(wěn)健的。此外，與大多數(shù)關(guān)于企業(yè)能源效率的研究結(jié)論一致，控制變量的估計結(jié)果基本不變。企業(yè)規(guī)模越大，越容易利用規(guī)模效應(yīng)提高其能源效率；融資約束越大，企業(yè)的能源效率越高；國有企業(yè)降低了企業(yè)的能源效率，非國有企業(yè)則提升企業(yè)能源效率。企業(yè)年齡的估計系數(shù)為正且通過1%的顯著性水平，表明企業(yè)成立時間與企業(yè)能源效率成正比，可能原因在于企業(yè)成立時間越早，其生產(chǎn)技術(shù)越成熟，越有利于提升企業(yè)的能源利用率。資本密集度越高，越有利于提升企業(yè)能源效率。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性檢驗

1.為克服可能存在的樣本選擇性偏誤問題，本文借鑒Heckman(1979)的研究思路，采用兩階段法進行內(nèi)生性檢驗[28]。具體來講，首先采用Probit模型進行回歸檢驗，獲得逆米爾斯比率(nivmillss)，然后將逆米爾斯比率代入式(1)中，以考察企業(yè)能源效率的影響因素。企業(yè)的選擇模型設(shè)計如下：

probit(portfit=1)=α0+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(6)

其中，protfit=1代表匹配成功的企業(yè)，protfit=0代表未匹配成功的企業(yè)。其他變量的含義與前述一致。表2的列(1)和(2)檢驗結(jié)果顯示，控制樣本選擇性偏誤后，進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)顯著為正，意味著核心結(jié)論成立。逆米爾斯比率的估計系數(shù)也通過1%的顯著性水平，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在樣本選擇性偏誤問題，因而考察樣本選擇性偏誤的影響是具備可行性和合理性的。

2.為克服逆向因果和遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問題，本文采用自變量(進口技術(shù)復(fù)雜度)滯后一期和二期作為進口技術(shù)復(fù)雜度的工具變量[29]。表2的列(3)和(4)是兩階段最小二乘法(2SLS)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)無論選擇的工具變量是自變量的滯后一期還是二期，進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)均顯著為正，說明進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率存在顯著的正向影響。與此同時，為檢驗挑選的工具變量是否有效，本文還使用多種方法進行驗證：采用KP-LM統(tǒng)計量進行檢驗[30]，發(fā)現(xiàn)結(jié)論拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)且在1%的水平上顯著，說明未被包含的工具變量與內(nèi)生變量無關(guān)聯(lián)；采用Wald rk F統(tǒng)計量進行檢驗[30]，同樣發(fā)現(xiàn)結(jié)論拒絕“工具變量是弱識別”的原假設(shè)且在1%的水平上顯著。這兩項檢驗結(jié)果均表明2SLS回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，因此選擇的工具變量是具備合理性的。

表2 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

3.本文還采用廣義矩估計法(Generalized Method of Moments,GMM)克服內(nèi)生性問題。表2的列(5)報告了GMM的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)變量估計系數(shù)的大小和顯著性均無較大變化，說明控制模型的內(nèi)生性問題后，進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率仍具有顯著的促進作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.企業(yè)能源效率的其他衡量。在基準(zhǔn)回歸檢驗時，本文采用LP法測算了企業(yè)的全要素能源效率。出于穩(wěn)健性的考慮，我們繼續(xù)使用OLS和FE法測算企業(yè)的全要素能源效率(檢驗結(jié)果見表3的列(1)和(2)所示)?？梢?，兩種不同測算方法下的能源效率估計系數(shù)均顯著為正，說明改變能源效率的測算方法并不影響本文的核心結(jié)論，即基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。此外，使用工業(yè)總產(chǎn)值與煤炭消耗量的比值來測算企業(yè)的單要素能源效率(檢驗結(jié)果見表3的列(3)所示)，發(fā)現(xiàn)單要素能源效率的估計系數(shù)仍為正且通過1%的顯著性水平，表明進口技術(shù)復(fù)雜度提升企業(yè)能源效率的結(jié)論是穩(wěn)健的?？傊淖兤髽I(yè)能源效率的測算方法不影響本文的核心結(jié)論，即進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率具有顯著的促進作用。

(7)

其中，SOft_adj表示經(jīng)過質(zhì)量調(diào)整的企業(yè)f在t年份的進口技術(shù)復(fù)雜度，Xfkt表示企業(yè)f在t年份進口k產(chǎn)品的總額，Xft表示企業(yè)f在t年份的進口總額。我們對數(shù)化處理SOft_adj并重新代入式(1)中(檢驗結(jié)果見表3的列(4)所示)，發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度估計系數(shù)的大小和顯著性均變化不大，表明進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率的顯著促進作用并未因解釋變量的測算方法不同而不同。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)出口與否。由表4的列(1)和(2)回歸結(jié)果可知，出口和非出口企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度均顯著提升了能源效率。但比較二者估計系數(shù)的大小后發(fā)現(xiàn)，進口技術(shù)復(fù)雜度對出口企業(yè)的能源效率的促進作用要強于非出口企業(yè)?？赡茉蚴桥c非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)在借鑒國外先進技術(shù)和管理經(jīng)驗提升能源效率時，其較高的生產(chǎn)效率和熟稔的技術(shù)改進方法更利于吸收先進的節(jié)能技術(shù)，故出口企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度對能源效率的促進作用要大于非出口企業(yè)。

2.企業(yè)貿(mào)易方式。表4的列(3)和(4)展示了一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)顯著為正，而一般貿(mào)易企業(yè)不顯著，說明進口技術(shù)復(fù)雜度對加工貿(mào)易企業(yè)的能源效率具有顯著的正向影響，但對一般貿(mào)易企業(yè)沒有影響。其原因可能在于：一般貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)較多采用國內(nèi)要素，較少采用進口要素，故進口技術(shù)復(fù)雜度對一般貿(mào)易企業(yè)的能源效率影響不大。加工貿(mào)易企業(yè)“兩頭在外”的模式?jīng)Q定其使用進口要素較多，進口技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品能產(chǎn)生更多的進口技術(shù)溢出供加工貿(mào)易企業(yè)學(xué)習(xí)、吸收和利用，從而提升了企業(yè)的能源效率。

表4 分樣本的檢驗結(jié)果(Ⅰ)

3.企業(yè)所有制。表5的列(1)和(2)報告了外資企業(yè)和本土企業(yè)的估計結(jié)果，揭示進口技術(shù)復(fù)雜度均顯著促進了外資和本土企業(yè)的能源效率。但比較二者估計系數(shù)的大小，我們發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度對外資企業(yè)能源效率的促進作用要強于本土企業(yè)?？赡茉蚴峭赓Y企業(yè)的“國外”性質(zhì)使其自身的技術(shù)水平與國外先進技術(shù)經(jīng)驗存在較小的差距，在利用和吸收國外先進節(jié)能技術(shù)經(jīng)驗時更擅長、更容易無縫對接。相反地，由于自身的技術(shù)實力與國外先進技術(shù)水平的差距較大，本土企業(yè)利用和吸收國外先進節(jié)能技術(shù)及經(jīng)驗較為欠缺而無法完全吸收和消化。

4.地區(qū)。表5的列(3)和(4)顯示了東部地區(qū)和中西部地區(qū)企業(yè)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升了能源效率，而中西部地區(qū)企業(yè)不顯著?？赡茉蚴菛|部地區(qū)憑借沿海導(dǎo)向的漸進式開放政策吸收了大量優(yōu)質(zhì)勞動力和資本[34][35]，且地理位置優(yōu)越、經(jīng)濟發(fā)展水平較高，對新技術(shù)的學(xué)習(xí)、消化和吸收能力強于中西部地區(qū)，該地區(qū)的企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品時將獲得更多外溢的技術(shù)。而中西部地區(qū)恰恰相反，企業(yè)因?qū)W習(xí)和吸收能力較弱而對外溢的技術(shù)不太敏感。

表5 分樣本的檢驗結(jié)果(Ⅱ)

五、機制檢驗

(一)中介效應(yīng)模型的構(gòu)建

前文尚未分析進口技術(shù)復(fù)雜度影響企業(yè)能源效率的渠道路徑。這里，我們選取企業(yè)的生產(chǎn)效率和研發(fā)投入作為中介變量并構(gòu)建如下的中介效應(yīng)模型，以檢驗進口技術(shù)復(fù)雜度影響企業(yè)能源效率的作用機制：

tfeefit=α1+β1SOft+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(8)

tfpfit=α2+β2SOft+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(9)

Innfit=α3+β3SOft+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(10)

tfeefit=α4+β4SOft+ηtfpfit+ωInnfit+γXfit+δt+δi+δr+εfit

(11)

其中，tfpfit表示企業(yè)的生產(chǎn)效率，采用O11ey-Pakes半?yún)?shù)(OP法)測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率并取自然對數(shù)；Innfit表示企業(yè)的研發(fā)投入，企業(yè)有研發(fā)投入時賦值為1，否則為0。

(二)中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果

表6報告了進口技術(shù)復(fù)雜度影響企業(yè)能源效率的作用機制檢驗結(jié)果。列(2)是以企業(yè)生產(chǎn)效率為被解釋變量的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)顯著為正，說明進口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升企業(yè)生產(chǎn)效率。列(3)是以企業(yè)研發(fā)投入為被解釋變量的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)顯著為正，說明進口技術(shù)復(fù)雜度顯著促進企業(yè)加大研發(fā)投入。列(4)是中介變量企業(yè)生產(chǎn)效率對能源效率的影響結(jié)果，發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)效率的估計系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)生產(chǎn)效率的提高顯著提升了企業(yè)能源效率。列(5)是中介變量企業(yè)研發(fā)投入對能源效率的影響結(jié)果，發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入的估計系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)加大研發(fā)投入有助于提升企業(yè)能源效率。值得注意的是，列(4)和(5)分別加入企業(yè)生產(chǎn)效率和研發(fā)投入后，與列(1)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)的絕對值出現(xiàn)了明顯下降。列(6)同時加入企業(yè)生產(chǎn)效率和研發(fā)投入后，與列(1)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)的絕對值出現(xiàn)了進一步下降。由此，再度說明進口技術(shù)復(fù)雜度通過提高企業(yè)生產(chǎn)效率和加大企業(yè)研發(fā)投入這兩個可能渠道提升了企業(yè)能源效率。以上分析說明“技術(shù)外溢效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”均顯著存在。

表6 作用機制檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)、中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫及CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫等，系統(tǒng)考察進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，進口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升企業(yè)能源效率，在考慮樣本選擇性偏誤、變量內(nèi)生性及使用不同測算方法衡量指標(biāo)后，核心結(jié)論依然穩(wěn)??；第二，分樣本回歸結(jié)果顯示出口企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度的提升對企業(yè)能源效率的促進作用要強于非出口企業(yè)，一般貿(mào)易企業(yè)的進口技術(shù)復(fù)雜度對企業(yè)能源效率無顯著影響，而加工貿(mào)易企業(yè)顯著，外資企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度的提升對企業(yè)能源效率的促進作用要強于本土企業(yè)，東部地區(qū)企業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高顯著提升企業(yè)能源效率，但中西部地區(qū)企業(yè)不顯著；第三，機制檢驗發(fā)現(xiàn)進口技術(shù)復(fù)雜度通過“技術(shù)外溢效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”兩個渠道顯著提升企業(yè)能源效率。

本研究的政策啟示：進口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升企業(yè)能源效率，表明通過進口貿(mào)易和對外開放，不僅有利于促進中國經(jīng)濟的增長和對外貿(mào)易的發(fā)展，還有利于提升企業(yè)能源效率及我國社會福利水平；將高投入、高消耗、高污染的粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤熬G色發(fā)展”模式，既可降低能源消耗，又推動經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，而通過關(guān)閉高能耗、高污染和低產(chǎn)出企業(yè)的“一刀切”式的發(fā)展路徑從長遠來看會損害社會福祉，并非堅持經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的有效路徑。因此，政府應(yīng)鼓勵企業(yè)加大對高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品的進口，擴大對外開放，以提高能源效率、實現(xiàn)節(jié)能減排；企業(yè)應(yīng)加強人力資本的積累，關(guān)注勞動力技能的提高，增強勞動者對技術(shù)的吸收能力，加大研發(fā)創(chuàng)新投入，提升企業(yè)能源的利用率，實現(xiàn)節(jié)能減排與經(jīng)濟增長的“雙贏”。