孫子豪

（北京外國語大學(xué)，北京 100089）

一、引言

改革開放以來，我國在經(jīng)濟建設(shè)領(lǐng)域取得了很優(yōu)異的成績，但隨著環(huán)境承載能力日益緊張，依靠高投入、高能耗而無視環(huán)境問題的發(fā)展模式已難以為繼。在尋求經(jīng)濟發(fā)展、節(jié)約資源、減少污染以及保護環(huán)境的基礎(chǔ)上，要實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，推動綠色發(fā)展成為一條有效的路徑，通過低能耗、低污染的投入而實現(xiàn)最高經(jīng)濟產(chǎn)出，其核心在于提升綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，簡稱GTFP）。由于我國以往粗放型的發(fā)展模式，較多關(guān)注于傳統(tǒng)技術(shù)突破，在綠色技術(shù)方面關(guān)注較少，致使這方面的技術(shù)要素較為欠缺，因此除了依靠自身研發(fā)能力實現(xiàn)突破外，通過學(xué)習(xí)和吸收其他國家綠色技術(shù)也成為一種選擇。相比于對外貿(mào)易、外商直接投資等渠道，依托對外直接投資逆向技術(shù)溢出的反饋則更具有針對性和主動性（楊世迪等，2017）[1]。據(jù)中國商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2004年～2019年我國對外直接投資凈額由55億美元上升到1369.1億美元，增幅接近25倍，對外直接投資凈額流量由448億美元上升到21988.8億美元，增幅更是超過49倍。

目前，有關(guān)對外直接投資如何影響一國綠色全要素生產(chǎn)率的研究尚未達成一致結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為對外直接投資顯著促進了母國綠色全要素生產(chǎn)率（王曉紅等，2019）。部分學(xué)者則認(rèn)為對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率沒有提升作用，反而會由于對外直接投資呈現(xiàn)低技術(shù)格局而起到“絆腳石”的作用（鄭強和冉光，2018）[3]。此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為對外直接投資與母國綠色全要素生產(chǎn)率之間會受到制度環(huán)境和環(huán)境規(guī)制的影響產(chǎn)生非線性關(guān)系，比如，任思雨等（2019）認(rèn)為對外直接投資對我國綠色全要素生產(chǎn)率作用存在制度環(huán)境的門檻效應(yīng)，一方面會隨著地區(qū)腐敗程度的加深而逐漸降低，另一方面會隨市場化進程和知識產(chǎn)權(quán)保護加強而依次增強。而張建和李占風(fēng)（2020）認(rèn)為對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響會隨環(huán)境規(guī)制的增強表現(xiàn)出正向且邊際效率遞增的非線性規(guī)律，但會在制度環(huán)境約束下呈“U”型關(guān)系。

近年來，我國在推動綠色經(jīng)濟的同時，以優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)為目標(biāo)涉及到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心內(nèi)容之一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在經(jīng)濟發(fā)展中具有“污染物控制體”作用（于斌斌，2017），對經(jīng)濟的發(fā)展方向和環(huán)境保護具有指向性和決定性作用，從而成為提升綠色全要素生產(chǎn)率的重要途徑。而對外直接投資通過新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展（宋維佳和王軍徽，2012）、產(chǎn)能轉(zhuǎn)移與技術(shù)進步（楊棟旭和周菲，2020）等方式參與進到母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進程中。

從文獻梳理來看，關(guān)于對外直接投資與綠色全要素生產(chǎn)率的研究較多從逆向技術(shù)溢出視角進行探討，缺乏從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的視角來進行研究。鑒于此，本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介視角，利用我國2004年～2019年31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建固定效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型，實證分析我國對外直接投資與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，為進一步通過釋放對外開放紅利，提升綠色全要素生產(chǎn)率提供一定理論參考。

二、研究設(shè)計

1.計量模型設(shè)定

（1）基準(zhǔn)模型構(gòu)建

基于新經(jīng)濟增長理論，本文假定綠色全要素生產(chǎn)率除了受到對外直接投資外，還受到政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化率、研發(fā)資金投入和人力資本的影響，借鑒任思雨等（2019）的研究，構(gòu)建如下生產(chǎn)函數(shù)：

式（1）中，i表示時間，t表示地區(qū)，Y為產(chǎn)出，Ai0為初始的綠色全要素生產(chǎn)率水平，ofdi為對外直接投資，urban為城鎮(zhèn)化率，rd為研發(fā)資金投入，hum為人力資本，K為資本投入，L為勞動投入。按照綠色全要素生產(chǎn)率的定義，上式可改寫成下式：

對式（2）取自然對數(shù)：

同時考慮到各個地區(qū)不隨時間變化因素，在式（3）中加入固定效應(yīng)項，構(gòu)建個體固定效應(yīng)模型，則上式可改寫成：

（2）中介模型構(gòu)建

多媒體教學(xué)是一種較為直觀形象的教學(xué)方法。小說是以塑造人物形象為中心，通過故事情節(jié)和環(huán)境描寫來反映社會生活的文學(xué)作品，涉及內(nèi)容十分廣泛。在小說教學(xué)中，利用多媒體，讓學(xué)生觀看相關(guān)視頻，一方面可以激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，另一方面可以讓學(xué)生更快更直觀地感受小說內(nèi)容。如講到《林黛玉進賈府》時，可以穿插播放電視劇中的相關(guān)片段，還可以用PPT展示榮寧二府的結(jié)構(gòu)布局和人物關(guān)系。這樣不僅讓學(xué)生感受到賈府外表的繁華和等級的森嚴(yán)，而且使學(xué)生對賈府的布局有更直觀的感受，對賈府的人物關(guān)系也有大致地了解，加深學(xué)生對小說內(nèi)容和主題的理解，同時也增加課堂的趣味性。

為揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在對外直接投資影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中是否發(fā)揮了中介效用，參照溫忠麟等 （2014）[9]的研究方法，分別構(gòu)建對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對綠色全要素生產(chǎn)率的線性回歸方程。具體模型如下：

2.變量選取與說明

（1）被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率（ofdi）。在存在非期望產(chǎn)出的情況下，投入要素與污染排放是徑向關(guān)系、與產(chǎn)出之間是非徑向關(guān)系，而傳統(tǒng)DEA模型不能測度同時存在徑向和非徑向關(guān)系的投入與產(chǎn)出的生產(chǎn)率，基于此Tone&Tsutsui（2010）提出一種同時包含徑向和非徑向兩類距離函數(shù)的混合模型，稱為EBM模型。其表達式為：

在測度綠色全要素生產(chǎn)率時，投入要素為采用永續(xù)盤存法測度的固定資產(chǎn)和年平均從業(yè)人數(shù)，期望產(chǎn)出為采用各地區(qū)GDP，非期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、碳排放以及PM2.5。此外綠色全要素生產(chǎn)率是相對上一年的綠色全要素生產(chǎn)率變化率，無法直接回歸，需要做出變化，借鑒胡琰欣等（2017）方法處理。即假定2003年的gtfp水平為1，則某年gtfp水平為前一年的gtfp和本年的gtpf相乘。

（2）解釋變量

對外直接投資（ofdi）。本文用各地區(qū)非金融類對外直接投資存量作為衡量對外投資規(guī)模的指標(biāo)，在數(shù)值處理上用年均匯率來進行換算，得到以人民幣為計量單位的對外直接投資存量水平。

（3）中介變量

（4）控制變量

根據(jù)模型，選取控制變量包括政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化率、研發(fā)資金投入、人力資本。政府干預(yù)用政府財政支出占GDP的百分比衡量，城鎮(zhèn)化率用年末城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘陌俜直群饬?，研發(fā)資金投入用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP的百分比衡量，人力資本用各地區(qū)6歲及以上人口平均受教育年限表示。

3.數(shù)據(jù)來源

本文選取2004年～2019年我國31個省（市、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)（基于數(shù)據(jù)可獲得性，港澳臺地區(qū)未考慮），數(shù)據(jù)主要來源于考察期內(nèi)《中國統(tǒng)計年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》。各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 描述性統(tǒng)計分析

三、實證分析

1.基準(zhǔn)估計結(jié)果

從表2可知，在全國范圍內(nèi)，對外直接投資的系數(shù)為0.028，在1%水平上顯著為正，說明我國對外直接投資顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率。主要原因在于：一方面，技術(shù)滯后母國在對技術(shù)先進國家進行投資時，不但能通過人員流動效應(yīng)吸收先進東道國綠色知識資本，而且通過跨國投資活動能夠?qū)W習(xí)和汲取東道國企業(yè)先進綠色技術(shù)工藝，從而產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，推動母國綠色技術(shù)生產(chǎn)效率；另一方面，母國對外投資企業(yè)對東道國先進的技術(shù)和資源的汲取，不但能夠加強母國企業(yè)的核心競爭力，而且會形成競爭效應(yīng)和示范效應(yīng)，使行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)進行模仿和學(xué)習(xí)，進而在行業(yè)內(nèi)推動綠色全要生產(chǎn)率提升。

我國不同地區(qū)對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能會有所不同，需進一步分析外直接投資與綠色全要素生產(chǎn)率兩者關(guān)系是否存在的區(qū)域異質(zhì)性。本文將全國31個地區(qū)劃分為東部、中部、西部三個區(qū)域，并分別進行個體固定效應(yīng)回歸。從表2回歸結(jié)果看，對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性特征，東部和西部地區(qū)對外直接投資的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，中部地區(qū)在5%的水平上顯著為正，而且系數(shù)值大小從高到底依次為：東部、西部、中部。可能的原因在于：東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度和市場化程度較高，企業(yè)間競爭也比較激烈，同時東部地區(qū)在環(huán)境規(guī)制方面也比較嚴(yán)格，從而使東部地區(qū)在進行對外直接投資時，能夠積極主動的吸納東道國先進的綠色技術(shù)，進而促進東部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。西部地區(qū)在綠色技術(shù)上發(fā)展較為滯后，對在對外直接投資過程中產(chǎn)生的逆向技術(shù)外溢具有較強的吸收能力，而且西部地區(qū)在綠色生產(chǎn)工藝和管理經(jīng)驗的完善程度較低，對外直接投資帶來的先進技術(shù)能夠?qū)ζ湫纬珊芎玫难a充，從而較好的推動西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率；中部地區(qū)作為我國重工業(yè)核心承載之地，高污染、高能耗企業(yè)較多，使得對外直接投資推動中部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)能力較弱。

表2 對外直接對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

2.內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

上述模型中可能會因為存在遺漏變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法來處理內(nèi)生性，以對外直接投資的一二階滯后項作為工具變量，使用IV-2SLS模型估計，表3報告了內(nèi)生性估計結(jié)果。其中不可識別檢驗（K-P LM 檢驗）的P值小于0.01，而過度識別檢驗（Sargan檢驗）P值在0.1以上，表明工具變量選取是有效的。表3可知，在進行內(nèi)生性處理后，結(jié)論同前文一致。

為進一步驗證估計結(jié)果穩(wěn)健性，以人均對外直接投資存量作為衡量對外直接投資水平的指標(biāo)，估計結(jié)果如表3所示，可見變量估計系數(shù)的符號方向和顯著性沒有發(fā)生明顯變化，可以確定前文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

3.中介效應(yīng)檢驗

為從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級視角，檢驗對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制，即檢驗對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的作用是否存在對外直接投資→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→綠色全要素生產(chǎn)率提升的中介傳導(dǎo)路徑，本文采用中介效應(yīng)模型估計，結(jié)果見表4。表4中，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸中，對外直接投資的系數(shù)為0.100，在1%水平上通過顯著性檢驗，說明對外直接投資能夠顯著推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。而對外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對綠色全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果中，對外直接投資的系數(shù)在1%水平顯著為正，并且小于不考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級條件下對外直接投資的系數(shù)，按照中介效應(yīng)檢驗程序可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在對外直接投資影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。綜上可知，對外直接投資可以通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作用于綠色全要素生產(chǎn)率。

表4 中介效應(yīng)估計結(jié)果

四、結(jié)論和建議

綠色發(fā)展強調(diào)環(huán)境效益和經(jīng)濟效率的統(tǒng)一，綠色全要素生產(chǎn)率的提升意味著通過低能耗、低污染的投入而實現(xiàn)高經(jīng)濟產(chǎn)出，故而發(fā)揮對外直接投資在提升綠色全要素生產(chǎn)科中的積極效應(yīng)，是實現(xiàn)綠色經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要途徑。本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介視角，利用2004年～2019年我國31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)實證研究了對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，得出如下結(jié)論：第一，我國對外直接投資能夠有效提升綠色全要素生產(chǎn)率，并且通過內(nèi)生性處理和替換核心解釋變量后，該結(jié)果仍然成立。第二，對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，在東部地區(qū)作用最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是對外直接投資提升綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制，意味著在堅持對外開放、深化“走出去”背景下，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是提升綠色全要素生產(chǎn)率的重要途徑。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

1.對外直接投資作為能夠提升綠色全要素生產(chǎn)率的有效途徑，應(yīng)該在實施綠色發(fā)展戰(zhàn)略背景下，建立對外直接投資的新格局，優(yōu)化對外直接投資結(jié)構(gòu)，提升對外投資的質(zhì)量，不斷向綠色型、高技術(shù)型行業(yè)拓展，通過積極汲取東道國先進的知識、技術(shù)和資源，實現(xiàn)逆向技術(shù)外溢，助推我國綠色全要素生產(chǎn)率。

2.充分考慮對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率提升的異質(zhì)性特征，因地制宜深化對外直接投資，改善生態(tài)環(huán)境。東部地區(qū)應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)濟優(yōu)勢和地理優(yōu)勢，保持對外直接投資在推動綠色全要素生產(chǎn)率上的優(yōu)勢地位；考慮到西部地區(qū)對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的積極改善作用，這表明經(jīng)濟基礎(chǔ)較差的地區(qū)有望通過對外直接投資帶動綠色全要素生產(chǎn)率提升，因此，西部地區(qū)應(yīng)抓住這一機遇，把對外直接投資作為綠色發(fā)展中追趕超越經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的新動力；中部地區(qū)在繼續(xù)夯實重工業(yè)核心基地的同時，結(jié)合自身產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，積極將對外投資過程中獲得的人才、綠色技術(shù)及管理經(jīng)驗應(yīng)用到已有產(chǎn)業(yè)中，通過產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，以發(fā)揮對外直接投資對地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的推動作用。

3.深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在促進對外直接對綠色全要素生產(chǎn)率提升中的積極效用。結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和數(shù)字技術(shù)，形成線上線下聯(lián)動發(fā)展的新業(yè)態(tài)、新模式，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高端發(fā)展，從而優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，減少污染排放，同時大力發(fā)展綠色型、清潔型產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從高能耗、高排放產(chǎn)業(yè)向高技術(shù)、低排放產(chǎn)業(yè)形態(tài)的變遷，進而提升綠色全要素生產(chǎn)率。