肖遠(yuǎn)飛，吳 允

(昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 云南 昆明 650093)

近年來在改革開放的背景下，為了拉動經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，我國大量引進(jìn)外商直接投資(FDI),但同時帶來的資源環(huán)境問題也嚴(yán)重制約了我國經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展。黨的十九大報告提出：“必須堅定不移貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計，必須樹立和踐行‘綠水青山就是金山銀山’的生態(tài)文明發(fā)展理念?！盵1]生態(tài)文明建設(shè)的核心在于發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)綠色增長，綠色增長的關(guān)鍵在于提升我國各區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率。

隨著我國政府綠色創(chuàng)新意識和環(huán)保意識的不斷增強(qiáng)，從制度層面來說，環(huán)境規(guī)制政策是政府緩解經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染之間不平衡問題的重要途徑。因此，探究環(huán)境規(guī)制政策對FDI與我國的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率是否有影響以及通過何種路徑影響我國的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，對我國有效實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展具有十分重要的意義。

一、文獻(xiàn)綜述

綠色發(fā)展是我國生態(tài)文明建設(shè)過程中的必然要求，目前，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注綠色創(chuàng)新。綠色創(chuàng)新又被稱為生態(tài)創(chuàng)新、可持續(xù)創(chuàng)新。Kemp將綠色創(chuàng)新定義為因避免或減少環(huán)境破壞而出現(xiàn)的新工藝技術(shù)、系統(tǒng)以及產(chǎn)品[2]。大部分學(xué)者對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率測度的研究在一定程度上具有一致性。如韓晶應(yīng)用TOBIT回歸分析法研究發(fā)現(xiàn)中國各區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率具有較大的差異性，其中東部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率明顯優(yōu)于中西部地區(qū)和東北地區(qū)[3]。張逸昕等在韓晶等人的研究基礎(chǔ)上，從內(nèi)部協(xié)同適配的視角，分別從靜態(tài)和動態(tài)兩個方面對我國省際區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率水平進(jìn)行分析后認(rèn)為，中國三大區(qū)域綠色創(chuàng)新效率水平呈現(xiàn)自東向西“梯度遞減”的趨勢，東部地區(qū)在兩類排名上均具有比較優(yōu)勢，但是落后省份也有望在薄弱環(huán)節(jié)加速趕超[4]。關(guān)于我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的評測方法，目前學(xué)者們還尚未形成一致的觀點(diǎn)。任耀等基于DEA-RAM模型構(gòu)建了體現(xiàn)綠色發(fā)展和創(chuàng)新驅(qū)動理念的綠色創(chuàng)新效率模型(該模型是包含綠色效率、創(chuàng)新效率以及經(jīng)濟(jì)效率的聯(lián)系效應(yīng)模型)，并運(yùn)用此模型對山西省工業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行了測算，在此基礎(chǔ)上分析了山西省各地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的差異[5]。曹霞等從綠色低碳視角出發(fā)，結(jié)合投影尋蹤模型(PP)處理高緯數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，對隨機(jī)前沿模型(SFA)進(jìn)行改進(jìn)后構(gòu)建了有效的估算創(chuàng)新效率的測度模型[6]。隨著研究的不斷深入，學(xué)者們也開始對影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的因素進(jìn)行探究。Choi在對我國548家企業(yè)進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上，指出外資在影響企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的眾多因素中最為顯著，具體表現(xiàn)為企業(yè)注冊專利數(shù)量方面[7]。王惠等以企業(yè)規(guī)模為門檻變量，實(shí)證檢驗(yàn)了研發(fā)投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有雙重門檻效應(yīng)[8]。

通過對相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻(xiàn)還存在著一定的不足，大多數(shù)學(xué)者利用DEA法或者SFA法來測度區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，創(chuàng)新效率評價的準(zhǔn)確性有待提高。現(xiàn)有研究對于樣本的選擇大多集中在單一的省際層面或工業(yè)企業(yè)層面，較少將宏觀省際層面數(shù)據(jù)與微觀工業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)同時納入研究范圍；既有研究對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率影響因素的探究較少考慮到外生政策如環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施可能產(chǎn)生的外部沖擊。

與已有的相關(guān)文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：(1)在研究對象上，與大多數(shù)學(xué)者對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率測量指標(biāo)的選取不同，本文采用綠色全要素生產(chǎn)率這一指標(biāo)，并基于EBM模型，測算了我國30個省份(考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性，不統(tǒng)計港澳臺和西藏自治區(qū))的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率；(2)在研究樣本上，為進(jìn)一步探究FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的深層次的作用，本文不僅選取了省際層面的宏觀數(shù)據(jù)研究區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響，還選取了536家規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)作進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；(3)在研究方法上，從外生政策的視角利用雙重差分法(DID)實(shí)證探究了環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響；(4)在研究內(nèi)容上，將FDI、環(huán)境規(guī)制政策和區(qū)域綠色創(chuàng)新效率同時納入計量模型，在研究了環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)作用的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步剖析環(huán)境規(guī)制政策調(diào)節(jié)FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率間關(guān)系的具體中間機(jī)制。

二、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

(一)FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，我國積極實(shí)施“走出去”的發(fā)展戰(zhàn)略，發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)，F(xiàn)DI的大量引入對我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生了重要的影響。在理論研究中，F(xiàn)DI主要通過資金支持效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和外企的示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)來影響綠色創(chuàng)新效率。首先，由于綠色創(chuàng)新對技術(shù)水平的較高要求再加上大量資金缺口的限制，嚴(yán)重制約著綠色創(chuàng)新的發(fā)展，因此，F(xiàn)DI的大量流入在一定程度上可以緩解綠色創(chuàng)新過程中經(jīng)費(fèi)不足所帶來的外部壓力，對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生正面影響。但是，就中國來說，由于中國的綠色技術(shù)創(chuàng)新尚處在起步發(fā)展階段，距離發(fā)達(dá)國家還有一定的距離，對外吸收能力不足使得FDI引入所帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)難以得到很好的實(shí)現(xiàn)。此外，F(xiàn)DI的引入一方面造成我國國內(nèi)企業(yè)對外國先進(jìn)綠色創(chuàng)新技術(shù)的強(qiáng)依賴性，在一定程度上降低了國內(nèi)企業(yè)對綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性；另一方面外資企業(yè)憑借先進(jìn)的技術(shù)水平和管理經(jīng)驗(yàn)，在進(jìn)入我國市場后不僅會擠占我國內(nèi)資企業(yè)的市場份額，還會造成我國企業(yè)內(nèi)部綠色研發(fā)人員的流失，不利于綠色創(chuàng)新，從而會對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)面影響[9-11]。

基于上述理論分析，F(xiàn)DI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率既有正面影響也有負(fù)面影響，就我國具體情況而言，負(fù)面影響可能大于正面影響。為驗(yàn)證以上分析，本文提出：

假設(shè)1：FDI的流入會抑制我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，不利于綠色創(chuàng)新效率的提升。

(二)環(huán)境規(guī)制政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

環(huán)境規(guī)制政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有正面的促進(jìn)作用。首先，“波特假說”認(rèn)為，適宜的環(huán)境規(guī)制政策可以促使企業(yè)將環(huán)境規(guī)制的成本內(nèi)在化，激勵企業(yè)積極開展技術(shù)創(chuàng)新活動，開發(fā)綠色工藝、產(chǎn)品和技術(shù)，這在一定程度上不僅可以緩解環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施所帶來的成本上升壓力，還有可能為企業(yè)帶來新的收益效應(yīng)，提高綠色創(chuàng)新效率[12]。其次，蔡烏趕等認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策能夠推動資源價格市場化，促使經(jīng)濟(jì)體使用其他要素來代替能源，從依靠能源轉(zhuǎn)向依靠人力資本，實(shí)現(xiàn)要素結(jié)構(gòu)的高級化，提升要素資源配置效率，因而環(huán)境規(guī)制政策可以通過要素結(jié)構(gòu)的升級來提高綠色創(chuàng)新效率[13]。此外，從消費(fèi)者需求的角度來說，環(huán)境規(guī)制政策會提高消費(fèi)者的環(huán)保意識，使得消費(fèi)者在消費(fèi)過程中更傾向于低污染、低耗能產(chǎn)品，因此會激發(fā)企業(yè)對綠色產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新。鑒于此，本文提出：

假設(shè)2：環(huán)境規(guī)制政策可以提高區(qū)域綠色創(chuàng)新效率水平。

(三)環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

環(huán)境規(guī)制政策在一定程度上可以提高FDI進(jìn)入我國的門檻，隨著環(huán)境治理成本的增加，部分外商投資企業(yè)會因?yàn)榭鐕顿Y經(jīng)營收益的減少而選擇撤銷跨國投資，F(xiàn)DI的減少會減弱對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的抑制作用。周長富等認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對FDI的影響顯著為負(fù)，“污染避難所”效應(yīng)在我國國內(nèi)各地區(qū)得到驗(yàn)證[14]。因此，本文提出：

假設(shè)3：環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間的關(guān)系具有正向的調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計與實(shí)證分析

(一)FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

1.計量模型的設(shè)定

根據(jù)前文的理論分析和研究假設(shè)，為重點(diǎn)檢驗(yàn)FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系，本文設(shè)定計量回歸模型(1)為：

GTFPit=α0+α1FDIit+αitZit+εit

(1)

其中：i表示省份，t表示年份，α0、α1和α2表示待估系數(shù)，GTFP為綠色全要素生產(chǎn)率，是衡量區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的指標(biāo)，F(xiàn)DI為外商直接投資，Z為其他控制變量的集合，ε表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。根據(jù)本文的理論分析，重點(diǎn)關(guān)注的參數(shù)為α1，α1>0說明FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率有促進(jìn)作用，α1<0說明FDI不利于區(qū)域綠色創(chuàng)新，由假設(shè)1可知本文需驗(yàn)證α1<0。

2.變量的選取及說明

(1)被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)。首先，本文借鑒蔡烏趕等[13]的方法，基于EBM模型來定義方向性距離函數(shù)(DDF)，運(yùn)用基于EBM模型的GML指數(shù)來測算全要素生產(chǎn)率。假設(shè)S(i=1,…,s)個決策單元中的每一個決策單元(省份)使用M(i=1,…,m)種投入，得到N(i=1,…,n)種產(chǎn)出，在此假設(shè)基礎(chǔ)下，可以構(gòu)建EBM方向性距離函數(shù)如下：

(2)

其中：γ*為待測省市的最優(yōu)效率值，取值范圍為[0,1]；X、Y、λ和s分別表示投入、產(chǎn)出、決策單元的重要程度和投入要素的松弛向量；θ表示γ*中的徑向成分；εx表示的是非徑向部分的重要程度，滿足0≤εx≤1。

進(jìn)一步，我們構(gòu)造出GML的函數(shù)表達(dá)式為：

(3)

其中，bt,bt+1分別表示t期和t+1期的非期望產(chǎn)出。

其次，在全要素生產(chǎn)率的測算過程中關(guān)于投入與產(chǎn)出指標(biāo)的選擇為：(1)投入指標(biāo)主要包括勞動力、物質(zhì)資本和能源消耗3個方面。(2)產(chǎn)出指標(biāo)包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩個部分，其中，以GDP表示期望產(chǎn)出；利用熵值法，以工業(yè)SO2排放量、工業(yè)煙塵排放量和工業(yè)廢水排放量來表示非期望產(chǎn)出，根據(jù)非期望產(chǎn)出的權(quán)重測算出非期望產(chǎn)出的綜合指標(biāo)。關(guān)于各投入指標(biāo)與產(chǎn)出指標(biāo)的數(shù)據(jù)處理如表1所示。

表1 全要素生產(chǎn)率測算中投入和產(chǎn)出指標(biāo)選取與度量

最后，值得注意的是，利用式(2)和式(3)計算的GML指數(shù)是相對于上一年的綠色全要素生產(chǎn)率的變化率而不是綠色全要素生產(chǎn)率本身，因此本文借鑒胡琰欣等[15]的方法，假設(shè)1998年的GTFP值為1，在此基礎(chǔ)上用1999年的GML指數(shù)乘以1998年的GTFP值最終得到的數(shù)值即為2004年的綠色全要素生產(chǎn)率的大小，根據(jù)此方法我們可以依次得到1998—2015年我國30個省份綠色全要素生產(chǎn)率的大小。

(2)解釋變量：外商直接投資(FDI)。本文利用各省外資流入量與該省GDP的比值來衡量FDI的大小。

(3)控制變量。為了實(shí)證研究FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間的影響關(guān)系，本文引入了一系列相關(guān)的控制變量。在省份宏觀層面，本文選取的控制變量有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)、技術(shù)水平(TI)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)、環(huán)保意識(EA)和市場化程度(MAR)；在企業(yè)微觀層面，本文選取了企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)年齡(age)、政府支持(gov)和企業(yè)創(chuàng)新氛圍(ine)等變量。相關(guān)變量定義和統(tǒng)計性描述如表2所示。

3.內(nèi)生性與工具變量

從邏輯關(guān)系上來考慮，F(xiàn)DI與綠色創(chuàng)新效率之間可能存在一定的內(nèi)生性問題。產(chǎn)生這一內(nèi)生性的原因可能是：(1)遺漏變量。盡管本文選取了技術(shù)水平和市場化程度等一系列可能影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率大小的控制變量，但在理論上還是無法避免遺漏與其他解釋變量相關(guān)的變量，從而引起內(nèi)生性的問題。(2)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率與FDI之間可能會存在逆向選擇的問題。一方面區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的不斷提升可以擴(kuò)大對FDI的吸引力，另一方面為了實(shí)現(xiàn)較高的投資回報和較好的風(fēng)險控制，外國投資商可能會更加傾向于綠色創(chuàng)新效率較高的企業(yè)作為自己的投資目標(biāo)，二者之間的這一逆向選擇也會引致內(nèi)生性問題。為了解決本文可能存在的內(nèi)生性問題，通過以下3個步驟來構(gòu)建FDI的工具變量。首先，借鑒上官緒明[16]的做法，采用我國1985年各省市的對外開放程度(open)作為FDI的工具變量。從外生性的角度來說，1985年的對外開放程度是由地理位置和歷史政策等決定，對綠色創(chuàng)新效率并沒有直接的影響；同時，開放政策實(shí)行越早的區(qū)域，特別是我國的沿海地區(qū)，憑借著優(yōu)越的區(qū)位優(yōu)勢吸收的FDI也越多，因此1985年的對外開放程度與FDI滿足相關(guān)性的要求。其次，為了使工具變量(open)具有動態(tài)效應(yīng)，本文借鑒黃玖立等[17]的做法，選取1993—2005年名義匯率(rate),用名義匯率(rate)與對外開放程度(open)的乘積作為FDI的最終工具變量。最后，利用二階段最小二乘法(2SLS)對模型進(jìn)行估計。

表2 變量的統(tǒng)計性描述

4.FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率影響的實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)計量模型(1)可以得到FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率大小影響的基本回歸結(jié)果如表3所示。

首先，回歸1和回歸2為不采用工具變量下的OLS檢驗(yàn)結(jié)果，回歸1中在不加入控制變量的情況下，F(xiàn)DI的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而回歸2中加入控制變量后發(fā)現(xiàn)FDI的系數(shù)雖然變小，但是依舊顯著為負(fù)，說明FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有明顯的抑制作用。其次，在采用1985年對外開放程度(open)作為FDI的工具變量下進(jìn)行二階段最小二乘法(2SLS)第二階段的檢驗(yàn)結(jié)果回歸3和回歸4顯示，在1%的顯著性水平上，F(xiàn)DI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在控制變量中，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)的相關(guān)系數(shù)不顯著外，技術(shù)水平(TI)、地區(qū)發(fā)展水平(PGDP)、環(huán)保意識(EA)和市場化程度(MAR)的回歸系數(shù)均顯著，其中，地區(qū)發(fā)展水平(PGDP)、環(huán)保意識(EA)和市場化程度(MAR)的回歸系數(shù)為正，技術(shù)水平(TI)的回歸系數(shù)為負(fù)。最后，在表4第一階段的回歸結(jié)果中，加入控制變量前和加入控制變量后回歸系數(shù)分別為-0.270和-0.201，均為負(fù)值，且均通過了顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果滿足了關(guān)于工具變量的相關(guān)性檢驗(yàn)。因此，基于表3中的回歸結(jié)果，可以得出結(jié)論：FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有顯著的抑制作用，這一結(jié)果可證明假設(shè)1成立。

表3 FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的基本回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

(二)環(huán)境規(guī)制政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

1.利用雙重差分法(DID)研究環(huán)境規(guī)制對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

表4 2SLS第一階段回歸結(jié)果

注：(1) ***、**分別代表通過1%、5%的顯著性水平；

(2)回歸分析所用軟件為stata 13.0

環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有重要的影響。學(xué)者們在研究過程中因?yàn)閷Νh(huán)境規(guī)制具體指標(biāo)(如排污費(fèi)總額、環(huán)境法規(guī)個數(shù)、污染物排放密度及污染治理投資等)的選取不同，所得到的結(jié)論也各有差異。為驗(yàn)證假設(shè)2，本文基于1998年提出的兩控區(qū)(酸雨控制區(qū)和二氧化硫控制區(qū))政策作為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分法(DID)來識別環(huán)境規(guī)制政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響。盡管兩控區(qū)政策正式提出的時間是1998年，但考慮到環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施的時滯性，政策真正實(shí)施的時間為2000年，因此在實(shí)證過程中將2000年后屬于兩控區(qū)的省市作為處理組，TCZit取值為1，反之則為控制組，取值為0。最后，為消除影響DID交互項(xiàng)估計的不可觀測因素和時間效應(yīng)，在控制了省份的個體效應(yīng)和時間效應(yīng)后，可以得到DID的基準(zhǔn)回歸模型4：

GTFPit=β0+β1TCZit·Postit+β2Zjit+αt+ηi+εit

(4)

其中：TCZit為一個連續(xù)變量，TCZit·Postit是DID估計量，Zjit是省市層面的控制變量，αt是時間效應(yīng)，ηi是省市固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

在表5中，回歸7—回歸9中無論是未加入控制變量還是加入控制變量，環(huán)境規(guī)制政策的回歸系數(shù)都顯著為正，且通過了1%和5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施可以提高區(qū)域綠色創(chuàng)新效率。回歸10中將FDI和環(huán)境規(guī)制政策同時納入模型后，環(huán)境規(guī)制政策的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正；此外，對比表3中OLS基礎(chǔ)回歸結(jié)果，雖然FDI的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，但不同的是其系數(shù)絕對值為0.010，小于表3回歸2中0.022的系數(shù)絕對值，這一結(jié)果說明加入環(huán)境規(guī)制政策這一變量后，F(xiàn)DI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的抑制作用有所減弱。因此，根據(jù)結(jié)論，本文中的假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 環(huán)境規(guī)制政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率影響的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

注：(1) ***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

圖1 處理組和控制組地區(qū)的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率平行趨勢檢驗(yàn)

2.平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行政策效果評估的基本假設(shè)條件是處理組與控制組之間必須滿足同趨勢檢驗(yàn)，為檢驗(yàn)本文雙重差分法的適用性，需要驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施之前處理組與控制組地區(qū)的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率是否存在平行趨勢。圖1結(jié)果顯示，在政策實(shí)施之前，處理組與控制組地區(qū)的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率保持同等增長的趨勢，而在政策實(shí)施之后這一增長趨勢發(fā)生顯著變化，所以本文使用的雙重差分法符合平行趨勢假設(shè)的基本前提條件。

(三)FDI、環(huán)境規(guī)制政策與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系檢驗(yàn)

1.環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了進(jìn)一步研究環(huán)境規(guī)制政策與FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響，以及環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立模型如下：

GTFPit=γ0+γ1FDIit+γ2TCZit·Postit+γ3ISit+γ4TIit+γ5PGDPit+γ6lnEAit+γ7MARit+εit

(5)

GTFPit=η0+η1FDIit+η2TCZit·Postit+η3FDIit·(TCZit·Postit)+

η4ISit+η5TIit+η6PGDPit+η7lnEAit+η8MARit+εit

(6)

式(5)將FDI、環(huán)境規(guī)制政策同時納入了模型，主要用于檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制政策與FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響；式(6)在式(5)的基礎(chǔ)上引入了FDI與環(huán)境規(guī)制政策的交互項(xiàng)，主要用來檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.環(huán)境規(guī)制政策調(diào)節(jié)FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的中間機(jī)制分析

環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施會緩解FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的抑制作用，通過前文的理論機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，這種正向的調(diào)節(jié)作用主要是通過改善要素結(jié)構(gòu)來實(shí)現(xiàn)的。因此，在本部分的分析中主要通過實(shí)證研究來驗(yàn)證這一中間機(jī)制的存在。

限于省際層面數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取人力資本(H)這一變量作為實(shí)證研究的中介變量，用各省份從事環(huán)境科技環(huán)保活動的人員數(shù)來衡量人力資本的大小，數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》。根據(jù)中間機(jī)制的檢驗(yàn)步驟，本文此部分的計量模型設(shè)計如下：

第一步：驗(yàn)證FDI和環(huán)境規(guī)制政策是否影響人力資本。

Hit=α0+α1FDIit+α2ISit+α3TIit+α4PGDPit+α5lnEAit+α6MARit+εit

(7)

Hit=α0+α1TCZit·Postit+α2ISit+α3TIit+α4PGDPit+α5lnEAit+α6MARit+εit

(8)

第二步：驗(yàn)證人力資本是否對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響。

GTFPit=β0+β1Hit+β2ISit+β3TIit+β4PGDPit+β5lnEAit+β6MARit+εit

(9)

第三步：將人力資本、FDI、環(huán)境規(guī)制和區(qū)域綠色創(chuàng)新效率同時納入模型。

GTFPit=γ0+γ1FDIit+γ2TCZit·Postit+γ3Hit+γ4ISit+γ5TIit+

γ6PGDPit+γ7lnEAit+γ8MARit+εit

(10)

表6報告了環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中間機(jī)制模型檢驗(yàn)的結(jié)果。

表6中的回歸11為環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，環(huán)境規(guī)制政策的回歸系數(shù)通過了1%的顯著性水平，且FDI與環(huán)境規(guī)制政策的交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這一回歸結(jié)果說明環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率關(guān)系存在正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

為了進(jìn)一步研究環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間調(diào)節(jié)效應(yīng)產(chǎn)生的中間機(jī)制，根據(jù)前文的理論分析，本文引入人力資本這一變量進(jìn)行機(jī)制分析，結(jié)果如表6回歸12—回歸16所示。首先，第一步檢驗(yàn)中模型(7)和模型(8)的實(shí)證結(jié)果如回歸12和回歸13所示，F(xiàn)DI的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明FDI的提高會帶來人力資本的上升，同時在回歸13中也可以看出環(huán)境規(guī)制政策的回歸系數(shù)為負(fù)，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，以上結(jié)果說明FDI和環(huán)境規(guī)制政策均對人力資本產(chǎn)生了影響。其次，回歸14中人力資本的回歸系數(shù)為-0.006且通過了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果表明人力資本的增加會降低區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，即第二步模型(9)中人力資本影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率成立。最后，第三步模型(10)中將FDI、環(huán)境規(guī)制政策與人力資本同時和區(qū)域綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行回歸，回歸15結(jié)果表明，未加入變量人力資本時，F(xiàn)DI的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，為-0.008，與之相比回歸16在加入人力資本后，系數(shù)變?yōu)椴伙@著，說明環(huán)境規(guī)制政策是通過提高人力資本改善要素結(jié)構(gòu)，正向調(diào)節(jié)FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率間的關(guān)系，這一結(jié)果為假設(shè)3提供了經(jīng)驗(yàn)支持。

表6 環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中間機(jī)制結(jié)果

注：(1) ***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變變量衡量方式。在前文中，我們選取了省份宏觀層面上的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有明顯的抑制作用。為了保證這一回歸結(jié)果的可靠性，在本部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，根據(jù)研究設(shè)計中的計量模型1選取了536家規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，分別用綠色新產(chǎn)品產(chǎn)值(gpv)、綠色研發(fā)投入(rde)以及綠色研發(fā)產(chǎn)出(innov)來衡量微觀層面企業(yè)的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的大小，回歸結(jié)果見表7。

根據(jù)表7中的回歸結(jié)果，回歸1、3和5在未加入企業(yè)層面的控制變量前，F(xiàn)DI的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，且都通過了顯著性檢驗(yàn)；同樣，回歸2、4和6在加入控制變量后，雖然FDI的系數(shù)值變小，但是對企業(yè)綠色創(chuàng)新效率還是具有明顯的抑制作用。在其他控制變量中，除了創(chuàng)新氛圍作用不顯著外，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡和政府支持都會對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率起到正面的促進(jìn)作用。

2.改變回歸方法。為了進(jìn)一步保證本文實(shí)證研究結(jié)論的可靠性，在本部分的檢驗(yàn)中，首先用FDI存量占各省市GDP的比重代替原先FDI流入量占GDP的比重重新進(jìn)行基礎(chǔ)回歸，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用OLS和GMM方法計量分析FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，結(jié)果見表8。從表8中的回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)DI的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，并且通過了顯著性檢驗(yàn)，從這個角度上可以說明FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的抑制作用是十分顯著和穩(wěn)健的。

表7 FDI與工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的回歸結(jié)果

注：(1) ***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

表8 FDI存量占比與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的回歸結(jié)果

注：(1) ***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

(二)對調(diào)節(jié)效應(yīng)和中間機(jī)制的分地區(qū)檢驗(yàn)

從區(qū)域的角度來看，我國東部、中部和西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境治理績效存在差異，為了探究環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間的調(diào)節(jié)作用在我國東部、中部和西部之間是否存在差異，本文將總樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)3個分樣本，分別檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制政策是否通過提高人力資本正向調(diào)節(jié)FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，結(jié)果見表9。

表9 對調(diào)節(jié)效應(yīng)和中間機(jī)制的分地區(qū)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注：(1) ***、**、*分別代表通過1%、5%和10%的顯著性水平；(2)括號內(nèi)為t值或z值；(3)回歸分析所用軟件為stata 13.0

表9是對調(diào)節(jié)效應(yīng)和中間機(jī)制的分樣本回歸結(jié)果?？梢钥闯?，回歸11和回歸12分別顯示在我國東部和中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策與FDI的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明在我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境治理之間的協(xié)調(diào)性較高，而中部地區(qū)近幾年由于國家“中部崛起”發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，如江西省循環(huán)經(jīng)濟(jì)試點(diǎn)環(huán)鄱陽湖等項(xiàng)目的開展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平明顯提高、可持續(xù)發(fā)展能力明顯提升。對于我國西部地區(qū)的一些省份如云南、山西和甘肅等而言，由于自身的資源較為豐富，資源價格相對較低，對資源的高依賴性使得這些地區(qū)綠色創(chuàng)新能力不強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制政策的調(diào)節(jié)作用不明顯，在表9中具體表現(xiàn)為回歸13中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策與FDI的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。中間機(jī)制檢驗(yàn)的回歸結(jié)果與調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果相一致，在我國西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策與FDI的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，這意味著假設(shè)3在我國西部地區(qū)并不成立。

五、結(jié)論及建議

本文依據(jù)1998—2015年我國30個省際層面的宏觀數(shù)據(jù)以及536家規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：

(1)在采用1985年對外開放程度作為FDI的工具變量的方法下，F(xiàn)DI對區(qū)域整體綠色創(chuàng)新效率具有明顯的抑制作用。(2)根據(jù)雙重差分法研究顯示，環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施可以緩解FDI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率帶來的負(fù)面影響，中間機(jī)制研究表明這種正向的調(diào)節(jié)作用是通過提高要素結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)的。(3)以FDI存量占比代替FDI流入量占GDP的比重進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的抑制作用是十分顯著和穩(wěn)健的。分地區(qū)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制政策對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用在我國西部地區(qū)并不顯著。

本文的研究結(jié)論對我國經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展，以及如何提高我國的區(qū)域綠色創(chuàng)新效率可以起到重要的參考作用。具體來說，本文的政策建議如下：(1)制定科學(xué)合理的外資引進(jìn)政策，注重引入外資質(zhì)量，發(fā)揮外資的技術(shù)溢出效應(yīng)。在我國綠色創(chuàng)新的過程中，隨著對外開放程度的不斷擴(kuò)大，一味地追求FDI的流入量而忽略了FDI質(zhì)量的提高是不科學(xué)的。在積極引進(jìn)FDI的同時，注重對綠色清潔節(jié)約生產(chǎn)型等高質(zhì)量的外資項(xiàng)目的引進(jìn)，優(yōu)化FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而最大程度地發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，帶動我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的提升，促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)和我國經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展。(2)增加污染治理投資，制定合理的環(huán)境規(guī)制政策，提高環(huán)境規(guī)制水平。環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率間具有正向的調(diào)節(jié)作用，因此作為政策的實(shí)施者，政府部門應(yīng)積極完善相關(guān)法律法規(guī)的制定，建立健全的環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)；此外，在綠色創(chuàng)新的過程中要增加環(huán)境污染治理投資額，加強(qiáng)環(huán)境污染治理投資的力度，從而提高環(huán)境規(guī)制的水平。(3)依靠“人才紅利”，加強(qiáng)教育投入，提升人力資本素質(zhì)。環(huán)境規(guī)制政策主要是通過提升要素結(jié)構(gòu)來實(shí)現(xiàn)對FDI與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用，因此加強(qiáng)對教育的資金投入力度，積極開展產(chǎn)學(xué)研合作等區(qū)域性交流活動，提高綠色生產(chǎn)從業(yè)人員的環(huán)保意識和知識存量也是提高區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的重要途徑。(4)抓住“一帶一路” 發(fā)展契機(jī)，提高FDI的利用效率，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。對于我國西部地區(qū)的一些省份來說，由于自身發(fā)展條件的限制，綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對于東部和中部地區(qū)有待進(jìn)一步提高。而“一帶一路”倡議的提出對于我國西部地區(qū)來說是一個重大的發(fā)展機(jī)遇，西部地區(qū)應(yīng)當(dāng)結(jié)合自身的實(shí)際情況，在政策的引導(dǎo)下提高FDI的利用效率，發(fā)揮自身的資源優(yōu)勢，加快區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。