進口技術溢出提升了制造業(yè)能源效率嗎？

李 平，丁世豪

(1.中國社會科學院 數(shù)量經(jīng)濟與技術經(jīng)濟研究所 北京 100732；2.上海大學 經(jīng)濟學院 上海 200444)

一、引言

高消耗、高投入的發(fā)展方式帶動了中國經(jīng)濟的迅猛增長，但也衍生出諸多深層次問題[1]。根據(jù)《BP世界能源統(tǒng)計年鑒》，2017年中國占全球能源消費的23.2%和全球CO2排放總量的27.6%，是世界上最大的能源消費國和碳排放國；同時，《全球環(huán)境績效指數(shù)》顯示，2018年中國整體得分僅為50.74，在全球180個經(jīng)濟體中排名120位，空氣質(zhì)量排名177位。由此可見，中國經(jīng)濟發(fā)展面臨能源消耗過大和環(huán)境污染嚴重的雙重壓力。

制造業(yè)是中國國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，其能源消費量平均每年占中國能源消費總量的57.4%，同時也是環(huán)境污染的主要來源。隨著工業(yè)化的不斷推進，制造業(yè)在未來一定時期內(nèi)的能源消費需求會繼續(xù)攀升，且以煤炭為主的能源消費結構將導致環(huán)境約束進一步趨緊。然而，“富煤、貧油、少氣”的能源稟賦決定了短期內(nèi)中國的能源格局不會改變，通過優(yōu)化能源結構解決制造業(yè)的能源環(huán)境問題以實現(xiàn)節(jié)能減排的空間不大。在此情形下，提高能源效率才是經(jīng)濟、能源與環(huán)境協(xié)同發(fā)展的最現(xiàn)實、最重要的路徑[2]。

技術進步是能源效率長期提高的關鍵動力[3]。在開放經(jīng)濟條件下，技術進步不僅依賴于國內(nèi)自主研發(fā)，還主要來源于進口貿(mào)易渠道的國際技術溢出[4]，而進口技術溢出效應的方向與強度主要取決于進口方的吸收能力[5]。對于作為世界第二大進口國的中國而言，如果能夠借助進口技術溢出促進技術進步，進而推動制造業(yè)能源效率持續(xù)改善，不但可以緩解當前的能源與環(huán)境壓力，而且有助于實現(xiàn)制造業(yè)集約式發(fā)展。那么，中國制造業(yè)是否具備了相應的吸收能力？進口貿(mào)易是否對能源效率產(chǎn)生了正向的技術溢出效應？吸收能力如何影響進口技術溢出與能源效率的關系？為回答上述問題，本文以2004—2017年中國制造業(yè)為樣本，從行業(yè)層面實證檢驗進口技術溢出對能源效率影響的吸收能力門限效應。

既有文獻偏向于從國內(nèi)研發(fā)的角度考察技術進步與能源效率的關系，對進口技術溢出的作用關注較少。本文將在以下幾個方面區(qū)別于既有研究：第一，引入吸收能力要素，分析了進口技術溢出對能源效率影響的理論機制。第二，重點關注進口技術溢出與能源效率的非線性關系，考察了吸收能力對進口技術溢出與能源效率關系的調(diào)節(jié)作用，并進一步運用面板門限模型檢驗進口技術溢出對能源效率影響的吸收能力門限效應。第三，在拓展分析中，分別從市場結構與產(chǎn)品結構角度檢驗了進口貿(mào)易對能源效率的技術溢出效應。

二、文獻綜述

與本文相關的文獻主要分為兩大部分：一部分是關于進口技術溢出的研究，另一部分是關于進口額或進口依存度與能源效率關系的研究。第一部分的文獻較為豐富，根據(jù)研究的側重點可將其分為三大類。第一類研究主要就進口技術溢出的存在性進行討論，其研究結論存在一定分歧。Coe等(1995)[4]認為一國能夠通過進口貿(mào)易獲取正向的技術溢出效應，并首次證實了進口技術溢出對生產(chǎn)率增長具有顯著的促進作用，F(xiàn)alvey等(2004)[6]的研究支持了這一觀點，指出公共及私人的國外R&D都顯著促進了進口國的經(jīng)濟增長。但是，F(xiàn)unk(2001)[7]發(fā)現(xiàn)進口技術溢出與TFP之間不存在長期協(xié)整關系，進口技術溢出效應并不顯著，Acharya等(2008)[8]也對進口技術溢出的存在性提出質(zhì)疑，并通過研究表明進口技術溢出對技術水平產(chǎn)生了負向影響。

第二類研究側重于對技術溢出渠道的拓展。國際技術溢出的來源具有多樣性，針對第一類研究的爭議，有學者提出可能是由于遺漏了其他技術溢出變量所導致的，于是引入了出口貿(mào)易、FDI及OFDI等變量，主要就多維技術溢出渠道下的進口技術溢出效應進行考察。但是，其研究結論也呈正反兩派。Tang等(2008)[9]發(fā)現(xiàn)，與其他技術溢出變量相比，進口技術溢出的回歸系數(shù)較大，依然是技術進步的重要促進因素；Hejazi等(1999)[16]的研究表明，隨著其他技術溢出渠道的引入，進口技術溢出的作用系數(shù)大大縮小，其顯著性也有所降低；王英和劉思峰(2008)[11]發(fā)現(xiàn)，在多維技術溢出渠道下，進口貿(mào)易未能對生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的技術溢出效應。

第三類研究重點關注了進口技術溢出的約束因素。Keller(2004)[12]認為，只有進口方具備一定的技術吸收能力，才能產(chǎn)生正向的進口技術溢出效應。部分學者以此為主線進行了后續(xù)研究，在實證中對吸收能力指標的選取較為寬泛，多以對外開放程度、知識產(chǎn)權保護政策、人力資本、信息化發(fā)展水平作為吸收能力的代理變量[13-14]。所運用的研究方法主要分為兩種：一是根據(jù)吸收能力對樣本進行分組回歸，發(fā)現(xiàn)不同組別的回歸結果有所差別，由此得出吸收能力差異會導致不同的進口技術溢出效應的結論[15]；二是構建吸收能力與進口技術溢出的交互項變量，根據(jù)其回歸系數(shù)判斷吸收能力對進口技術溢出的促進或抑制作用[16]。

第二部分的文獻則將進口貿(mào)易視為能源效率的影響因素之一，主要探討進口額或進口依存度與能源效率的關系，但將進口技術溢出與能源效率直接關聯(lián)起來的研究并不多見。林伯強等(2015)[17]運用Tobit模型實證分析了對外貿(mào)易對能源效率的影響作用，得出了進口貿(mào)易額顯著促進了能源效率提高的結論，但劉葉(2018)[18]的研究表明，進口貿(mào)易總量與能源效率并不存在顯著的相關關系。之所以出現(xiàn)上述截然相反的結論，可能是由樣本選擇與考察期不同所導致，但更重要的原因可能在于未將吸收能力納入考察范疇，忽略了進口貿(mào)易對能源效率產(chǎn)生技術溢出效應的條件性。

梳理文獻可以發(fā)現(xiàn)，既有研究尚存在以下不足：第一，有關進口技術溢出效應的研究主要考察了進口技術溢出對生產(chǎn)率、經(jīng)濟增長、技術水平、創(chuàng)新績效的影響，并未將視野聚焦于能源效率，進口技術溢出對能源效率的影響機制分析相對缺乏。第二，關于探討進口貿(mào)易與能源效率之間關系的研究，主要基于進口規(guī)模而非技術溢出的角度，且側重于考察二者的線性關系，對可能存在的非線性關系的關注不足，也較少從市場和產(chǎn)品的細分維度檢驗進口貿(mào)易對能源效率技術溢出效應的差異性。第三，傳統(tǒng)的考察非線性關系的方法存在一定缺陷，分樣本回歸法所選取的樣本分離點由外生設定，導致樣本分組標準的主觀性較強，構建交互變量法不能捕捉進口技術溢出效應的方向及強度的變化特征，無法檢驗進口技術溢出的吸收能力門限效應。

三、理論機制分析

(一)進口技術溢出與全要素能源效率

進口技術溢出源于進口方的技術需求動機，而技術需求動機既包括技術投資動機，也包括技術消費動機。由于技術投資動機的驅(qū)使，進口方更注重借助進口技術溢出培養(yǎng)自身的長期技術創(chuàng)新能力，在此前提下，進口技術溢出主要通過學習效應和競爭效應兩種機制實現(xiàn)技術進步，從而促進能源效率提高。就學習效應看，進口產(chǎn)品往往蘊含著國外專業(yè)技術知識以及相應研發(fā)成果，進口國可以通過模仿學習實現(xiàn)技術獲取，甚至可以在此基礎上進行二次創(chuàng)新[12]，進口貿(mào)易由此成為技術升級的催化劑，進而改善能源效率。就競爭效應看，國內(nèi)廠商為了提高其市場競爭力及市場收益，則會加大自主研發(fā)力度進行技術創(chuàng)新，進口廠商為了維持其優(yōu)勢地位，也會對既有技術進行改進，且國內(nèi)供應商為了擴大或維持原有的市場，會盡可能地通過逆向工程等方式破解蘊藏在進口產(chǎn)品中的研發(fā)知識，獲取相應的技術并使之本土化[19]，從而有助于能源效率提升。

但是，在技術消費動機下，進口方更偏重對進口溢出的技術知識在短期生產(chǎn)中的直接投入使用。如此，進口技術溢出所產(chǎn)生的擠出效應和鎖定效應會阻礙技術進步，對能源效率具有抑制作用。擠出效應主要表現(xiàn)在對生產(chǎn)和研發(fā)擠出兩個方面。在基于比較優(yōu)勢的國際分工格局下，進口產(chǎn)品的價格往往低于國內(nèi)同質(zhì)產(chǎn)品的價格，而為了節(jié)約生產(chǎn)與研發(fā)的成本，資金會更多地投于進口，如此將擠占國內(nèi)生產(chǎn)及自主研發(fā)的空間，容易導致進口國陷入為了出口而進口的貿(mào)易模式[20]，無助于能源效率的改善。同時，由于進口規(guī)模擴大存在報酬遞增及自我增強等機制，通過進口獲取技術優(yōu)勢的方式可能會鎖定進口國的技術創(chuàng)新路徑[21]，形成對先進國家的技術依賴，且為了保證產(chǎn)出的性能與質(zhì)量，行業(yè)所進口的產(chǎn)品需要與其上下游行業(yè)的投入品相匹配，由此可能引發(fā)連鎖式的行業(yè)進口依賴，將極大地削弱自身的創(chuàng)新能力，進一步固化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構和形態(tài)，導致高端產(chǎn)業(yè)供給不足和低端產(chǎn)能無序擴張，不利于能源效率的提高。

上述分析表明，進口技術溢出過程中不僅產(chǎn)生了有助于技術進步的學習效應與競爭效應，還產(chǎn)生了無助于技術進步的擠出效應與鎖定效應。這四種機制的同時存在，導致進口技術溢出效應的方向并不明確。因此，進口技術溢出是否能促進能源效率改善，取決于上述四種機制的綜合作用結果，如果學習效應與競爭效應之和大于擠出效應與鎖定效應之和，則進口技術溢出對能源效率具有促進作用；反之，進口技術溢出對能源效率表現(xiàn)為抑制作用。

(二)進口技術溢出、吸收能力與全要素能源效率

吸收過程是進口技術溢出的重要環(huán)節(jié)。技術溢出是一個系統(tǒng)化的過程，無論以哪種渠道引進國外技術，都只是提供了技術溢出的可能性或潛力。換言之，雖然進口貿(mào)易帶來了蘊含著先進技術知識的國際產(chǎn)品，為發(fā)展中國家的技術獲取提供了可能，但這些技術知識并非完全是顯性的，而真正能驅(qū)動技術水平提高的是隱藏在顯性知識背后的隱性技術知識，對隱性技術知識的獲取主要依賴于技術吸收能力[22]。Mowery等(1995)[23]將吸收能力界定為一種以過程為導向的動態(tài)能力，這一過程包括對外來技術的消化吸收和對所吸收技術的內(nèi)部改造。Zahra等(2002)[24]認為Mowery等(1995)[23]所定義的吸收能力是一種潛在的吸收能力，只有對消化改造的技術知識的進行整合應用，才能將潛在吸收能力轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實吸收能力。Lane等(2006)[25]對吸收能力的界定與Zahra等(2002)[25]較為接近，認為吸收能力主要包括對外部技術知識進行轉(zhuǎn)化式學習和利用式學習的過程。因此，吸收能力是對技術知識消化改造和整合應用的動態(tài)能力。

在進口技術溢出機制中，究竟是學習效應與競爭效應占優(yōu)勢，還是擠出效應與鎖定效應居于主導地位，主要取決于吸收能力的強弱。換言之，吸收能力是決定技術溢出效應的方向和強度的重要因素。由于貿(mào)易中的信息不完全以及產(chǎn)品中大量緘默知識的存在，生產(chǎn)技術或制造工藝所需的相關必要知識只是部分地包含在進口產(chǎn)品中，多數(shù)技術訣竅的獲取依然需要以吸收能力為基礎[26]。如果進口方的吸收能力不足，即使通過對產(chǎn)品的使用或觀察、研究藍圖和專利等“逆向工程”，也未必能成功破解進口產(chǎn)品中的技術信息[27]，擠出效應和鎖定效應凸顯，進口技術溢出與能源效率呈負相關關系；如果進口方具備相應的吸收能力，則意味著其消化吸收和模仿創(chuàng)新能力較強，學習效應和競爭效應占主導地位，進口方容易對嵌套在產(chǎn)品中的知識進行剖析并獲取相應的技術，進口技術溢出與能源效率呈正相關關系。

進口技術溢出對能源效率的影響可能具有非線性或階段性線性特征。無論是對于國家，還是對于地區(qū)或行業(yè)而言，其吸收能力是動態(tài)變化的[24]，因此，進口技術溢出效應會隨吸收能力的變化而變化。同時，從進口技術溢出對能源效率的影響的方向與強度看，可能存在吸收能力的門限效應。當未能突破最低吸收能力的約束時，無法充分利用有效的進口技術溢出機制，從而導致進口技術溢出效應為負，或者較小，也可能并不明顯；而當吸收能力達到或跨越一定的門限水平時，才能充分發(fā)揮學習效應和競爭效應，進口技術溢出對能源效率呈現(xiàn)出明顯的正向效應。

四、行業(yè)分類、變量選取及模型設定

(一)制造業(yè)行業(yè)分類

本文以制造業(yè)為研究對象，需要收集各行業(yè)的進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，而國內(nèi)并無該數(shù)據(jù)的官方統(tǒng)計，這就涉及到基于國內(nèi)與國際行業(yè)的對應關系對制造業(yè)進行重新劃分：首先，將《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2002)》與《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2011)》進行對應，個別行業(yè)予以合并或剔除，初步得到27個兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)。其次，將國內(nèi)27個兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)與《國際標準產(chǎn)業(yè)分類體系》(ISIC Rev.3)中23個兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)對應，對部分行業(yè)進行歸并處理，共得到20個兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)。最后，將上述20個制造業(yè)行業(yè)與《商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度》對應，剔除未發(fā)生進口貿(mào)易的廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)和進口量過少的煙草制造業(yè)。經(jīng)整理共得出18個制造業(yè)行業(yè)：食品加工制造業(yè)、紡織業(yè)、服裝鞋帽制品業(yè)、木材加工制品業(yè)、家具及其他制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷及記錄媒介復制業(yè)、石油加工業(yè)、化學工業(yè)、橡膠塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬冶煉加工業(yè)、金屬制品業(yè)、機械設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、電子通信設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

全要素能源效率(tfee)。采用包含非合意產(chǎn)出的超效率SBM模型測算全要素能源效率，其投入產(chǎn)出指標說明如下。

資本投入。由于固定資產(chǎn)在使用過程中會發(fā)生損耗，應該選取扣除磨損(折舊)后的凈值指標，因此，本文借鑒周五七(2016)[28]的研究，以固定資產(chǎn)凈值作為資本投入指標，并采用永續(xù)盤存法估算各行業(yè)資本存量，單位為億元。相關數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

勞動投入。理論上，勞動投入應綜合考慮勞動時間、質(zhì)量、人數(shù)等因素，但由于國內(nèi)并無全面的官方統(tǒng)計，按該方法在數(shù)據(jù)獲取上較為困難，因此，本文以制造業(yè)各行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)表示勞動投入，單位為萬人。相關數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

能源投入。由于能源品種存在差異，不能直接加總，因此，本文利用折標煤系數(shù)將各類能源消費量進行折算后加總，以分行業(yè)能源消費總量作為能源投入指標，單位為萬噸標準煤。相關數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

合意產(chǎn)出。早期研究以工業(yè)增加值或工業(yè)總產(chǎn)值表示合意產(chǎn)出，但由于中國統(tǒng)計局對制造業(yè)細分行業(yè)的上述兩個指標統(tǒng)計分別截至2007年、2011年，與本文的考察期不符。因此，考慮到數(shù)據(jù)口徑的一致性和可獲得性，本文借鑒Liu and Wang(2008)[29]的研究，以主營業(yè)務收入作為合意產(chǎn)出的指標，單位為億元。相關數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

非合意產(chǎn)出。選用CO2、SO2以及煙塵排放量作為非合意產(chǎn)出的指標。由于目前中國無CO2排放的官方統(tǒng)計，因此采用IPCC(聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會)提供的方法，基于能源消費量和碳排放系數(shù)對CO2排放量進行估算；SO2及煙塵排放量數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，缺失年份數(shù)據(jù)以線性插值法補齊，單位為萬噸。

2.核心解釋變量

進口技術溢出(sf)。Coe和Helpman(1995)[4]將進口技術溢出定義為貿(mào)易伙伴國的R&D資本存量的進口份額加權平均值，但Lichtenberg等(1998)[30]認為，如果將兩個國家進行合并，以C-H方法所測度的進口技術溢出便會增加，可能存在總量偏誤，并基于弱化總量偏誤的角度重新構造了權重，在其設定中，c國從j國的進口技術溢出為：

sfit=∑(imijt/gdpjt)sdjt

(1)

在式(1)中，imijt代表i行業(yè)對j國在t時期的進口額，gdpjt代表j國在t時期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，sdjt表示j國在t時期的國內(nèi)R&D資本存量，sfit表示i行業(yè)在t時期通過進口貿(mào)易渠道獲取的國外技術溢出。關于sdjt的測算，首先，以2003年為基期，以基期R&D投入為基礎確定基期R&D資本存量：

sdj 0=Ij 0/(gj+η)

(2)

sdj 0即j國基期的R&D資本存量，Ij 0表示j國基期的R&D投入，gj表示j國R&D投入的年均增長率，η為折舊率?；谫Q(mào)易持續(xù)性及數(shù)據(jù)可得性，選取了77個進口來源國(1)2004—2017年，中國制造業(yè)對這些國家的進口額平均每年占中國制造業(yè)總進口額的76%，因此，樣本具有代表性。在此基礎上，綜合經(jīng)濟合作與發(fā)展組織、國際貨幣基金組織、聯(lián)合國開發(fā)計劃署、世界銀行等機構的劃分標準，將樣本國分為27個發(fā)達國家和50個發(fā)展中國家。發(fā)達國家為：日本、韓國、新加坡、以色列、英國、法國、德國、意大利、荷蘭、比利時、奧地利、愛爾蘭、盧森堡、丹麥、挪威、芬蘭、瑞士、瑞典、希臘、匈牙利、葡萄牙、西班牙、冰島、美國、加拿大、澳大利亞、新西蘭；發(fā)展中國家為：阿根廷、亞美尼亞、阿塞拜疆、保加利亞、波黑、白俄羅斯、巴西、哥倫比亞、哥斯達黎加、古巴、塞浦路斯、捷克、厄瓜多爾、埃及、愛沙尼亞、克羅地亞、印度、伊朗、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、科威特、斯里蘭卡、立陶宛、拉脫維亞、摩爾多瓦、馬達加斯加、墨西哥、馬其頓、馬耳他、蒙古、馬來西亞、巴基斯坦、巴拿馬、菲律賓、波蘭、巴拉圭、羅馬尼亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、塞爾維亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞、泰國、塔吉克斯坦、突尼斯、土耳其、烏克蘭、烏拉圭、烏茲別克斯坦、南非。，并借鑒Coe等(1995)[4]、Henry(2009)[31]的研究，分別將發(fā)達國家、發(fā)展中國家的折舊率設定為5%、10%。然后，以永續(xù)盤存法進行估算國外R&D資本存量：

sdjt=(1-η)sdj(t-1)+Ijt

(3)

其中，Ijt為j國t時期的R&D投入，sdjt即j國t時期的R&D資本存量。相關數(shù)據(jù)來源于TradeMap數(shù)據(jù)庫及世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

3.控制變量

國內(nèi)R&D投入(rd)。國內(nèi)自主R&D是技術進步的主要來源之一，R&D投入越多，對技術進步的促進作用越強。Geller等(2006)[32]在對OECD國家的節(jié)能措施進行總結時發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)R&D投入與能源效率呈正相關關系。本文以各行業(yè)R&D經(jīng)費支出作為衡量國內(nèi)R&D投入的指標，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

產(chǎn)權結構(pc)。公有產(chǎn)權屬性決定了國有企業(yè)的管理方式和激勵制度異于非國有企業(yè)，在所有產(chǎn)權類型的企業(yè)中，國有企業(yè)的能源效率普遍處于較低水平[33]。本文選取國有及國有控股企業(yè)的主營業(yè)務收入占各行業(yè)主營業(yè)務收入比重作為產(chǎn)權結構的衡量指標，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

能源消費結構(ec)。相對于其他能源而言，煤炭的利用率較低，且所產(chǎn)生的污染較為嚴重，因此，煤炭在能源消費總量中所占比重越大，能源效率越低。本文選取各行業(yè)煤炭消費量與能源消費總量之比表示能源消費結構，數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

環(huán)境規(guī)制強度(er)。Bi等(2014)[34]認為環(huán)境規(guī)制可以降低能耗，并減少環(huán)境的負外部性，有助于能源效率的改善。一般而言，環(huán)境規(guī)制越嚴格，企業(yè)的污染治理支出越多，即環(huán)境規(guī)制強度與污染治理成本呈正相關。本文借鑒李小平等(2012)[35]的研究，選取各行業(yè)廢水、廢氣治理設施運行費用衡量環(huán)境規(guī)制強度，數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

消化改造能力(xg)。Mowery等(1995)[22]強調(diào)吸收能力是一個將隱性技術知識進行消化并加以改造的動態(tài)能力[23]，消化吸收經(jīng)費支出越多，就越能更好地學習并獲取外來技術，而技術改造經(jīng)費支出越多，就越有可能實現(xiàn)技術突破和創(chuàng)新，從而提升能源效率。本文選取各行業(yè)消化吸收與技術改造經(jīng)費支出衡量消化改造環(huán)節(jié)的吸收能力，數(shù)據(jù)來源于《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》。

整合應用能力(rh)。消化改造能力是一種潛在的吸收能力，只有對技術知識進行整合應用才能將潛在吸收能力轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實吸收能力[24]。較高的人力資本有利于外部技術的掌握和應用，是發(fā)展中國家吸收技術溢出的決定性因素[36]。本文選取各行業(yè)R&D人員占全部從業(yè)人員比重來衡量整合應用環(huán)節(jié)的吸收能力，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

上述主要變量的描述統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

本文首先構建多元線性回歸模型進行基準回歸，初步考察進口技術溢出對能源效率影響的方向與強度：

lntfeeit=α0+α1lnsfit+α2lnXit+uit

(4)

其次，為了考察進口技術溢出和能源效率是否存在非線性關系，在基準回歸的基礎上，分別引入進口技術溢出與消化改造能力、整合應用能力的交互項，以檢驗吸收能力對進口技術溢出與能源效率之間關系的調(diào)節(jié)作用：

lntfeeit=β0+β1lnsfit+β2lnsfit·lnxgit+

β3lnXit+vit

(5)

lntfeeit=γ0+γ1lnsfit+γ2lnsfit·lnrhit+

γ3lnXit+ωit

(6)

最后，由于引入交互項的方法只是簡單刻畫了非線性關系的表象，并未就吸收能力對進口技術溢出與能源效率之間關系的影響路徑加以解釋，也無法對吸收能力的門限值進行估計。因此，為了深入考察進口技術溢出與能源效率的非線性關系，分別以消化改造能力、整合應用能力作為門限變量，構建面板門限模型，考察進口技術溢出對能源效率的影響是否存在基于吸收能力的門限效應，并對吸收能力的門限值進行估計：

lntfeeit=θ0+θ1lnXit+θ2lnsfit·I(lnxgit≤ζ1)+θ3lnsfit·I(ζ1ζ3)+δit

(7)

lntfeeit=θ0+θ1lnXit+θ2lnsfit·I(lnrhit≤λ1)+θ3lnsfit·I(λ1λ3)+φit

(8)

在以上各式中，i、t分別表示行業(yè)、時期，X包含各控制變量，u，v，，δ，φ均為隨機誤差項，I為示性函數(shù)，，λ分別表示門限值。

五、實證檢驗

對面板數(shù)據(jù)進行回歸通常采用三種方法，即混合回歸、隨機效應回歸或固定效應回歸。根據(jù)LM和Hausman檢驗結果，固定效應回歸優(yōu)于另外兩種方法，因此，檢驗報告中展示的是固定效應回歸結果。

(一)基準回歸

表2報告了基準回歸結果，其中，模型1僅包含核心解釋變量，模型2-模型7在模型1的基礎上控制了能源效率的其他影響因素，逐次加入各項控制變量?；貧w結果顯示，進口技術溢出對能源效率呈現(xiàn)顯著的正向影響，即進口技術溢出明顯改善了能源效率。這表明,進口技術溢出所帶來的學習效應與競爭效應可能大于擠出效應和鎖定效應，促進了技術進步，從而提升了制造業(yè)的能源效率。

表2 基準回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

關于控制變量的解釋，國內(nèi)R&D投入的系數(shù)顯著為正，表明國內(nèi)R&D投入越多，越有助于技術進步，從而提高行業(yè)能源效率。消化改造能力與整合應用能力的系數(shù)均顯著為正，表明消化吸收與技術改造經(jīng)費支出越多、R&D人員所占比重越大，則行業(yè)的吸收能力越強，越能促進能源效率改善。產(chǎn)權結構的回歸系數(shù)顯著為負，表明國有及國有控股企業(yè)在制造業(yè)中所占比重越高，能源效率水平越低。能源消費結構的回歸系數(shù)為負，說明煤炭在能源消費總量中所占比重越大，越不利于能源效率的提高，但該變量并未通過顯著性水平檢驗，表明現(xiàn)階段通過能源消費結構改革以改善能源效率并非最為直接有效的途徑，這與林伯強(2012)[37]的觀點一致。環(huán)境規(guī)制強度的回歸系數(shù)為負，表明提高環(huán)境規(guī)制強度并無助于能源效率改善，對此可能的解釋為，環(huán)境規(guī)制強度越大，行業(yè)的污染治理投入越多，生產(chǎn)成本上漲會促使行業(yè)選擇減少生產(chǎn)，進而抑制能源效率的提高[38]，但該變量未能通過顯著性檢驗，這可能是環(huán)境規(guī)制的滯后性導致能源效率對當期環(huán)境規(guī)制不敏感。

(二)引入交互項回歸

在基準回歸中，進口技術溢出對能源效率的促進作用得以驗證，為了進一步考察吸收能力對進口技術溢出效應的方向與強度的影響，將進口技術溢出與吸收能力的交互項引入模型進行回歸。為了避免多重共線性，本文對進口技術溢出、消化改造能力、整合應用能力進行中心化處理，并取其交互項逐次加入模型7。

表3報告了引入交互項的回歸結果。模型8的結果顯示，進口技術溢出與消化改造能力的回歸系數(shù)均顯著為正，且二者交互項的系數(shù)也顯著為正，表明消化改造能力對能源效率不僅存在主效應，也存在調(diào)節(jié)效應，即消化改造能力明顯促進了進口技術溢出對能源效率的改善作用。模型9的結果顯示，整合應用能力的回歸系數(shù)顯著為正，且與進口技術溢出的交互項系數(shù)也顯著為正，表明整合應用能力對能源效率的主效應和調(diào)節(jié)效應同時存在，提高整合應用能力，將有助于進口技術溢出正向效應的發(fā)揮。上述分析表明，進口技術溢出對能源效率的促進作用不僅取決于自身，還會受到吸收能力的影響，這從側面反映了進口技術溢出與能源效率之間可能并非單一的線性關系。在模型7-模型9中，主要考慮到行業(yè)的異質(zhì)性特征，可能會存在隨個體變化的遺漏變量，于是采用了控制個體效應的固定效應模型，但未能對時間效應加以控制，因此，在模型10-模型12中考慮了時間效應，采用雙向固定效應模型進行回歸。通過結果對比可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量與各控制變量的系數(shù)符號及顯著性基本未發(fā)生變化。

表3 引入交互項的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

(三)面板門限模型檢驗

引入交互項回歸只是初步驗證了進口技術溢出與能源效率的非線性關系的存在性，需進一步運用面板門限模型檢驗進口技術溢出對能源效率影響的門限效應。首先，對門限效應的存在性進行檢驗，表4報告了以消化改造能力為門限變量的門限效應檢驗結果。檢驗結果顯示，進口技術溢出對能源效率的影響存在消化改造能力的單一門限效應，消化改造能力的門限值為2.488。

表4 基于消化改造能力的門限效應檢驗

其次，對面板門限模型進行回歸。根據(jù)表5的門限效應估計結果，當制造業(yè)行業(yè)的消化改造經(jīng)費支出低于門限值時，進口技術溢出的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗；當消化改造經(jīng)費支出高于門限值時，進口技術溢出在1%的水平下顯著，且其回歸系數(shù)符號未發(fā)生變化，但系數(shù)值由0.093增大為0.138。這表明，受到消化改造能力的影響，進口技術溢出與能源效率呈現(xiàn)階段性線性關系，當消化改造能力未跨越門限值時，進口技術溢出越多，能源效率越高；當消化改造能力跨越了門限值后，進口技術溢出對能源效率的促進作用更強。在本文252個消化改造能力觀測值中，有214個觀測值在門限值以下，僅有38個觀測值高于門限值。從行業(yè)分布來看，僅有化學工業(yè)、金屬冶煉加工業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)三個行業(yè)的消化改造能力跨越了門限值，而大部分行業(yè)的消化改造能力仍然較低，其進口技術溢出對能源效率的促進作用微弱。

表5 基于消化改造能力的門限效應回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表6報告了以整合應用能力為門限變量的門限效應檢驗結果，結果顯示，進口技術溢出對能源效率的影響存在整合應用能力的單一門限效應，整合應用能力的門限值為-6.012。

表6 基于整合應用能力的門限效應檢驗

根據(jù)表7的門限效應回歸結果，當制造業(yè)行業(yè)的R&D人力資本低于門限值時，進口技術溢出的回歸系數(shù)顯著為負；當R&D人力資本高于門限值時，進口技術溢出的回歸系數(shù)顯著為正。這表明受到整合應用能力的影響，進口技術溢出與能源效率之間呈現(xiàn)非線性關系，當整合應用能力未跨越門限值時，進口技術溢出明顯抑制了能源效率改善，當整合應用能力跨越門限值后，進口技術溢出對能源效率表現(xiàn)為顯著的促進作用。在本文252個整合應用能力觀測值中，僅有24個觀測值在門限值以下，從行業(yè)分布來看，大部分行業(yè)的整合應用能力跨越了門限值，但石油加工業(yè)與電子通信設備制造業(yè)的整合應用能力依然低于門限值，可能導致的后果即進口技術溢出的擠出效應與鎖定效應機制凸顯，無益于能源效率的提升。

表7 基于整合應用能力的門限效應回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證基準回歸與引入交互項回歸結果的穩(wěn)健性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。在第Ⅰ組檢驗中，替換了被解釋變量指標?？紤]到在測算能源效率時，是否考慮環(huán)境因素可能會導致不同的測算結果。一般來說，與產(chǎn)出端僅包含合意產(chǎn)出的能源效率相比，產(chǎn)出端同時包含合意及非合意產(chǎn)出的能源效率值相對較小，因此，采用不包含非合意產(chǎn)出的能源效率替換包含非合意產(chǎn)出的能源效率指標，重新對模型進行回歸。

在第Ⅱ組檢驗中，替換了核心解釋變量指標。根據(jù)《商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度》(HS 1996)與《按廣泛經(jīng)濟類別分類》(BEC)的對應關系，將產(chǎn)品分為中間品、消費品與資本品(2)根據(jù)BEC產(chǎn)品劃分標準，中間品包括111(食品和飲料，初級，主要用于工業(yè))、121(食品和飲料，加工，主要用于工業(yè))、21(未另歸類的工業(yè)用品，初級)、22(未另歸類的工業(yè)用品，加工)、31(燃料和潤滑劑，初級)、322(燃料和潤滑劑，加工，不包括汽油)、42(資本貨物零配件，運輸設備除外)、53(運輸設備零配件)；資本品包括41(資本貨物，運輸設備除外)、521(運輸設備，工業(yè))；消費品包括112(食品和飲料，初級，主要用于家庭消費)、122(食品和飲料，加工，主要用于家庭消費)、522(運輸設備，非工業(yè))、61(未另歸類的消費品，耐用品)、62(未另歸類的消費品，半耐用品)、63(未另歸類的消費品，非耐用品)。，由于與消費品相比，中間品及資本品蘊含著大量的技術知識，是進口技術溢出的主要來源，因此，在進口數(shù)據(jù)中剔除消費品，重新估算了中間品與資本品的進口技術溢出，并以此替代原核心解釋變量，再次進行實證檢驗。表8報告了運用上述三種方法進行穩(wěn)健性檢驗的回歸結果，與基準回歸結果對比，核心解釋變量與控制變量的顯著性及回歸系數(shù)符號基本一致，表明前文所的基本結論，即“進口技術溢出顯著促進了能源效率”，“受吸收能力的調(diào)節(jié)作用，進口技術溢出與能源效率之間存在非線性關系”具有較好穩(wěn)健性。

在第Ⅲ組檢驗中，對可能存在的內(nèi)生性問題進行了處理。雖然前文得出了進口技術溢出能夠顯著促進行業(yè)能源效率的結論，但也應考慮到可能存在能源效率較高的行業(yè)傾向于通過進口貿(mào)易獲取技術溢出的情形，即進口技術溢出與能源效率之間可能存在內(nèi)生性。如此則會導致估計結果偏差，因此，選取進口技術溢出的滯后一期作為工具變量，采用IV-GMM方法進行重新檢驗。

接下來，分別以不包含非合意產(chǎn)出的能源效率作為被解釋變量、以中間品與資本品進口技術溢出作為核心解釋變量，對面板門限模型進行穩(wěn)健性檢驗。表9的檢驗結果與表6、表8的回歸結果基本一致，表明“進口技術溢出對能源效率的影響存在吸收能力門限效應”這一結論具有較好的穩(wěn)健性。

六、進一步分析

(一)基于進口市場結構的分析

由于不同國家的R&D資本存量不同，中國對不同國家的進口規(guī)模也不盡相同，因此，來自不同國別市場的進口技術溢出效應可能存在較大差別。一般來說，全球R&D資本存量主要集中于發(fā)達國家，且中國對發(fā)達國家的進口規(guī)模大于對發(fā)展中國家的進口規(guī)模，與發(fā)展中國家相比，發(fā)達國家是中國進口技術溢出的主要來源，因此，來自發(fā)達國家的進口技術溢出可能對中國制造業(yè)能源效率具有促進作用，而來自發(fā)展中國家的進口技術溢出與能源效率的關系有待進一步檢驗。根據(jù)表10基于市場結構的分析報告，發(fā)達國家組的回歸結果與全樣本回歸較為一致，來自發(fā)達國家的進口技術溢出顯著提升了能源效率，消化改造能力與整合應用能力顯著促進了來自發(fā)達國家的進口技術溢出效應；而來自發(fā)展中國家的進口技術溢出并未對能源效率表現(xiàn)出顯著的改善作用，但消化改造能力與整合應用能力均正向調(diào)節(jié)了來自發(fā)展中國家的進口技術溢出與能源效率的正相關關系。

表8 穩(wěn)健性檢驗1

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

表9 穩(wěn)健性檢驗2

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

表10 基于進口市場結構的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

(二)基于進口產(chǎn)品結構的分析

中間品與資本品是國外R&D資本存量的主要載體，但二者所蘊含的技術知識含量不盡相同，且制造業(yè)各行業(yè)的進口產(chǎn)品結構差別較大，在本文劃分的18個行業(yè)中，所有行業(yè)均進口中間品，但僅有家具及其他制造業(yè)、石油加工業(yè)、金屬冶煉加工業(yè)、金屬制品業(yè)、機械設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、電子通信設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)9個行業(yè)進口資本品，因此，來自不同種類產(chǎn)品的進口技術溢出效應可能具有差異性。根據(jù)表11基于進口產(chǎn)品結構的回歸結果，中間品進口技術溢出對能源效率具有顯著的促進作用，消化改造能力與整合應用能力均有助于中間品進口技術溢出效應的發(fā)揮；而資本品進口技術溢出未能明顯改善能源效率，但消化改造能力與整合應用能力正向調(diào)節(jié)了資本品進口技術溢出與能源效率的相關關系。對于資本品回歸結果的解釋，可能是由于資本品的技術知識含量較高，且這些技術知識不斷復雜化，國外對其實施更為嚴格的知識產(chǎn)權保護，不利于進口方的模仿學習，同時，所進口的資本品無需再經(jīng)過加工即可投入生產(chǎn)，往往轉(zhuǎn)化為資本存量，也難以對能源效率產(chǎn)生顯著的技術溢出效應。

表11 基于進口產(chǎn)品結構的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為相應的標準誤。

七、結論與建議

本文選取中國制造業(yè)2004—2017年面板數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面實證考察了進口技術溢出對全要素能源效率的影響，并構建吸收能力與進口技術溢出的交互項，考察了吸收能力對進口技術溢出與能源效率之間關系的影響。在此基礎上，進一步運用面板門限模型，以吸收能力為門限變量，檢驗了進口技術溢出對全要素能源效率影響的門限效應。得出以下結論：第一，進口技術溢出顯著促進了能源效率改善。第二，進口技術溢出與能源效率之間存在非線性關系，消化改造能力和整合應用能力對進口技術溢出效應均具有顯著促進作用。第三，進口技術溢出對能源效率的影響存在基于吸收能力的門限效應，但門限效應因吸收能力的異質(zhì)性而存在差異。當消化改造能力低于門限值時，進口技術溢出對能源效率的促進作用較為微弱；當消化改造能力跨越門限值后，進口技術溢出對能源效率表現(xiàn)出較強的促進作用。當整合應用能力低于門限值時，進口技術溢出顯著抑制了能源效率；當整合應用能力跨越門限值后，進口技術溢出與能源效率呈顯著的正相關關系。第四，來自發(fā)達國家的進口技術溢出顯著提升了能源效率，而來自發(fā)展中國家的進口技術溢出并未對能源效率表現(xiàn)出顯著的改善作用。中間品進口技術溢出對能源效率具有顯著的促進作用，而資本品進口技術溢出未能明顯改善能源效率。

根據(jù)本文研究可以得出以下政策啟示：第一，繼續(xù)實施積極的進口促進戰(zhàn)略。從技術進步的視角看，國內(nèi)自主研發(fā)與進口技術溢出是能源效率得以改善的兩大主線，在促進能源效率方面，進口技術溢出的作用未必亞于成本高、風險大的進口技術溢出，因此，在重視國內(nèi)自主研發(fā)的同時，應適當擴大進口規(guī)模，優(yōu)化進口結構，加強對有助于節(jié)能環(huán)保的先進技術設備及關鍵零部件的進口。第二，加大消化吸收及技術改造經(jīng)費投入，著重培養(yǎng)消化改造能力。從吸收過程看，由進口貿(mào)易傳導的國際技術溢出只有被充分消化吸收并轉(zhuǎn)化為內(nèi)部所有，才有助于能源效率的提升，因此，應適當加大消化吸收以及技術改造經(jīng)費投入力度，提高消化改造能力，對消化吸收的外部技術加以改造，使之本土化。第三，加強人力資本積累，提高整合應用能力。只有具備一定的整合應用能力，進口技術溢出才能對能源效率表現(xiàn)出顯著的正向效應，研發(fā)人員是基礎研究和關鍵技術得以應用的根本，因此，應充分重視高素質(zhì)研發(fā)人員的引入，實現(xiàn)人力資本積累，突破整合應用能力門限。