國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響研究
——基于空間視角下制度調(diào)節(jié)作用的非線性檢驗

冉啟英，楊小東

（新疆大學 a.創(chuàng)新管理研究中心；b.經(jīng)濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830047）

一、引言及文獻述評

中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”后，隨著人口紅利消失，資源環(huán)境矛盾日益突出，生產(chǎn)要素遞減以及投資回報率的降低，傳統(tǒng)驅(qū)動要素難以支撐中國經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展，加快增長引擎轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，實現(xiàn)新舊動能的轉(zhuǎn)換已是迫在眉睫［1］。面對經(jīng)濟下行壓力，黨的十九大報告中恰逢其時地提出，創(chuàng)新是引領(lǐng)新時代現(xiàn)代化經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，要貫徹新發(fā)展理念，培育新的增長點，建設(shè)現(xiàn)代化的經(jīng)濟體系。“十三五”規(guī)劃中也著重強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展的基本點在于創(chuàng)新，科技創(chuàng)新和技術(shù)進步對驅(qū)動國家經(jīng)濟發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。截至2018年年底，我國專利發(fā)明授權(quán)量位居世界第一，科技進步貢獻率首次超過58.5%，研發(fā)人員也突破418萬人，盡管中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展態(tài)勢強勁，但是大量的研發(fā)資金投入和優(yōu)惠政策的出臺并未改變創(chuàng)新效率低下和基礎(chǔ)創(chuàng)新能力薄弱的問題，導致我國許多產(chǎn)業(yè)依然處于全球價值鏈垂直分工體系的低端［2］。在中國全方位開放的時代背景下，對技術(shù)要素尚欠優(yōu)勢的中國而言，除了依靠國內(nèi)自主研發(fā)之外，通過對外開放實現(xiàn)國際技術(shù)溢出效應(yīng)成為中國快速提高自主創(chuàng)新能力的重要途徑［3］。而國際技術(shù)溢出在發(fā)揮影響效果的過程中，必然受到母國的政治、經(jīng)濟和法律等制度質(zhì)量的影響［4-5］。開放經(jīng)濟條件下，一個國家（地區(qū)）優(yōu)越的制度安排不僅能夠避免技術(shù)傳導過程中“水土不服”和“消化不良”等負面影響，而且能減少企業(yè)非生產(chǎn)性活動的尋租成本，提高融資效率，從而提升母國綠色技術(shù)創(chuàng)新績效。因此，如何構(gòu)建良好的制度環(huán)境，最大限度地發(fā)揮國際技術(shù)溢出對我國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的推動作用，已經(jīng)成為新常態(tài)下我國經(jīng)濟邁向高質(zhì)量發(fā)展所面臨的重要問題。

從近些年的研究結(jié)果來看，由于各國（地區(qū)）制度環(huán)境的異質(zhì)性，導致對國際技術(shù)溢出的吸收渠道和轉(zhuǎn)化能力存在較大差距，因此對國際技術(shù)溢出與一國（地區(qū)）創(chuàng)新效率的研究所得結(jié)論不一致。部分學者基于對國際技術(shù)溢出不同的溢出渠道研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資（OFDI）逆向技術(shù)溢出和對外貿(mào)易技術(shù)溢出對一國（地區(qū)）的創(chuàng)新技術(shù)效率的提升成效顯著［6-9］。也有部分學者認為，國際技術(shù)溢出中，OFDI和外商直接投資（FDI）對創(chuàng)新技術(shù)效率并未起到促進作用［10-14］。此外，有學者強調(diào)，國際技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新效率的提升是多尺度和多方面的，需要考慮一國（地區(qū)）的基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開放度和知識創(chuàng)新產(chǎn)權(quán)保護等要素，具有一定的非線性關(guān)系［15-19］。英國著名經(jīng)濟學家克里斯托弗·弗里曼《一個新國家創(chuàng)新系統(tǒng)》一文中闡釋了技術(shù)創(chuàng)新如何受到國家制度影響，其指出市場自由競爭不足以跨越技術(shù)的壁壘，因此需要政府實施制度調(diào)整，通過完善產(chǎn)業(yè)政策、科技創(chuàng)新政策和調(diào)節(jié)市場機制等促進技術(shù)創(chuàng)新。制度作為維持社會正常運轉(zhuǎn)的基本規(guī)則，其對技術(shù)創(chuàng)新的影響不言而喻。較差制度環(huán)境會導致經(jīng)濟活動的低效率運行，增加各經(jīng)濟單元的交易成本，增加尋租和惡性競爭等行為［20］，而良好的制度環(huán)境可以減少技術(shù)吸收過程中的風險性、科技研發(fā)過程的不確定性、提高國際技術(shù)溢出的高效性等，進而促進先進技術(shù)創(chuàng)新效率的提升［21-24］。因此，改善制度質(zhì)量，為國際先進技術(shù)的吸收和內(nèi)化創(chuàng)造條件，是發(fā)揮國際技術(shù)溢出促進本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升的關(guān)鍵。

縱觀已有研究發(fā)現(xiàn)，以往研究對分析國際技術(shù)溢出與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系提供了理論框架和實證檢驗，但仍存在如下不足之處：①現(xiàn)有的研究中，對于國際技術(shù)溢出指標的衡量大多選取FDI、OFDI或?qū)ν赓Q(mào)易單一指標，鮮有學者將三者納入同一分析框架內(nèi)進行綜合考量，其關(guān)注空間效應(yīng)的研究更是鳳毛麟角；②在國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響相關(guān)研究中，缺乏從綜合制度質(zhì)量視角做全局性的系統(tǒng)分析，或選取指標過于單一化難以全面反映制度質(zhì)量綜合內(nèi)涵；③研究方法上，多局限于靜態(tài)分析，其潛在的內(nèi)生性問題會導致估計結(jié)果產(chǎn)生有效性不足和存在偏誤。因此本文的創(chuàng)新之處在于，結(jié)合2006-2017年省際面板數(shù)據(jù)，將FDI、OFDI、對外貿(mào)易的三種國際技術(shù)溢出渠道納入統(tǒng)一分析框架中，避免單一渠道所造成的估計偏誤，從而彌補忽略異質(zhì)性效應(yīng)所產(chǎn)生的缺陷；采用全排列多邊形圖示指標法構(gòu)建區(qū)域制度質(zhì)量綜合評價體系，以綜合考察制度環(huán)境對國際技術(shù)溢出及區(qū)域創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)；考慮到多渠道國際技術(shù)溢出下的時空效應(yīng)，在C—H模型基礎(chǔ)之上建立線性結(jié)構(gòu)的空間交互模型，系統(tǒng)探討了多渠道國際技術(shù)溢出對中國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的促進作用，創(chuàng)新性地從國際技術(shù)溢出的“本地—鄰地”技術(shù)創(chuàng)新進步聯(lián)動視角出發(fā)，分析國際技術(shù)溢出對“本地—鄰地”綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用；進一步運用門檻方法對國際技術(shù)溢出、制度質(zhì)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系進行深層剖析，并使用脈沖響應(yīng)函數(shù)（PVAR）檢驗所得結(jié)論的穩(wěn)定性，更加全面分析綠色技術(shù)創(chuàng)新效率所受到多渠道國際技術(shù)溢出的沖擊作用，以期為中國高效利用國際技術(shù)溢出效應(yīng)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新效率、加速實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展引擎轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動提供理論支撐和政策借鑒。

二、機理分析與命題推演

（一）FDI技術(shù)溢出、制度質(zhì)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率

FDI企業(yè)相對于東道國本土企業(yè)而言，通常具有一定的所有權(quán)優(yōu)勢，且技術(shù)較為先進的FDI的技術(shù)溢出潛力巨大，其通過人員流動、競爭、示范和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等四種效應(yīng)對東道國產(chǎn)生正向的外部技術(shù)溢出，從而促進東道國企業(yè)的技術(shù)進步與效率的提升［25-27］。東道國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升除與企業(yè)自身技術(shù)創(chuàng)新有關(guān)外，還需一定的外部環(huán)境的支持，而制度質(zhì)量作為外部環(huán)境重要一環(huán)，可能使FDI對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生明顯的調(diào)節(jié)作用［28］。制度質(zhì)量主要通過影響FDI進入行業(yè)及區(qū)位、FDI質(zhì)量和東道國對FDI技術(shù)溢出的吸收能力來對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生作用。首先，在市場化程度更高、產(chǎn)權(quán)交易制度和法律制度更為完整的國家（地區(qū)），F(xiàn)DI企業(yè)總是青睞投資技術(shù)含量高的中高端產(chǎn)品、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和中高端制造業(yè)，這不僅為FDI技術(shù)更加便捷和高效的溢出提供制度保證，而且也減少了核心技術(shù)在傳播過程中的不確定性和對國內(nèi)技術(shù)的擠出效應(yīng)［29］，此外，一國（地區(qū)）通常通過改善某地區(qū)制度質(zhì)量來吸引更多FDI，促進本地技術(shù)創(chuàng)新效率的提升［30］。其次，制度質(zhì)量是吸引外資大量涌入的重要條件，制度質(zhì)量高的地區(qū)市場準入門檻較低、經(jīng)濟自由度較高，外資規(guī)模增加促進經(jīng)濟發(fā)展。而FDI往往傾向于投資經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，因此，隨著制度質(zhì)量的提升，東道國企業(yè)在和先進外資企業(yè)在交流的過程中會產(chǎn)生技術(shù)的轉(zhuǎn)移和擴散，外資企業(yè)技術(shù)水平越高，綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升也就越快。最后，東道國企業(yè)為了更好地吸收外來企業(yè)的技術(shù)，必須具備接受、消化吸收再到技術(shù)創(chuàng)新的能力，而制度質(zhì)量高的國家（地區(qū)）往往人才的培養(yǎng)和儲備體系比較完整，人才流動性較強，東道國企業(yè)對外來技術(shù)的學習、模仿和再創(chuàng)新的能力也強。因此，制度質(zhì)量越高，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)越強，由此提高東道國整體技術(shù)創(chuàng)新效率。由此可見，營造優(yōu)良的制度環(huán)境，對于一國（地區(qū)）利用FDI促進本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升至關(guān)重要。根據(jù)以上分析，提出本文假設(shè)1。

H1：FDI技術(shù)溢出會通過制度質(zhì)量對東道國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，且隨著東道國制度質(zhì)量的提升，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步出現(xiàn)或越來越強，對東道國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用隨之出現(xiàn)或增加。

（二）OFDI逆向技術(shù)溢出、制度質(zhì)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率

OFDI逆向技術(shù)溢出，指一個國家（地區(qū)）的企業(yè)在對另一個國家（地區(qū)）進行國際投資時，以獲取東道國智力資源、企業(yè)的領(lǐng)先技術(shù)、研發(fā)機構(gòu)成果等R&D資源為目標，或子公司聘請當?shù)匮邪l(fā)人員來提升自身技術(shù)創(chuàng)新能力。再通過跨過企業(yè)子公司和母公司的人員技術(shù)交流，促進母公司技術(shù)進步；或者購買子公司相關(guān)產(chǎn)品，通過產(chǎn)品獲取先進的技術(shù)；抑或通過賺取利潤，反哺母公司研發(fā)投入，最終提高母國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率這一過程［31］。母國不同地區(qū)制度質(zhì)量的差異，使得母國企業(yè)對國外已獲得的技術(shù)吸收和轉(zhuǎn)化能力不盡相同［32-33］。首先，母國制度質(zhì)量較高的地區(qū)，通常高素質(zhì)人才的流動和交流也較為頻繁，對國外子公司所獲取的創(chuàng)新技術(shù)的消化吸收能力和技術(shù)承接能力也較強，母國技術(shù)創(chuàng)新效率的提升也較快。其次，母國制度質(zhì)量較高的地區(qū)，政治制度環(huán)境通常比較好，跨國公司在通過產(chǎn)品進行技術(shù)轉(zhuǎn)移過程中，制度性障礙較低和無效率的通關(guān)手續(xù)流程較少，有利于提高技術(shù)的回流速度，進而促進母國技術(shù)效率的提升。然后，母國制度質(zhì)量較高的地區(qū)，通常法制化水平和知識產(chǎn)權(quán)保護水平也較高，這能夠有效保護創(chuàng)造者的技術(shù)和轉(zhuǎn)移，減少技術(shù)和創(chuàng)新被模仿和破壞的危險，同時也可提高企業(yè)對于國外技術(shù)的尋求和引導技術(shù)回流的積極性，加大母國技術(shù)效率的提升［24］。最后，制度質(zhì)量較高的地區(qū)，通常具有發(fā)達的金融體系，而發(fā)達的金融體系有利于為跨國企業(yè)輸入利潤、緩解融資成本、拓展融資渠道和促進資本從資本所有者向研發(fā)企業(yè)高效流轉(zhuǎn)的進程［23-34］，進而提升母國企業(yè)的研發(fā)投入，形成技術(shù)外溢，促進技術(shù)效率的提升［35-36］。根據(jù)以上分析，提出本文假設(shè)2。

H2：OFDI逆向技術(shù)溢出會通過制度質(zhì)量對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，且隨著母國制度質(zhì)量的提高，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步出現(xiàn)或逐漸增大，對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用亦隨之出現(xiàn)或增加。

（三）對外貿(mào)易技術(shù)溢出、制度質(zhì)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率

對外貿(mào)易技術(shù)溢出是指通過進出口貨物貿(mào)易，技術(shù)交流等方式，獲取對母國有用的技術(shù)和知識，進而提升母國技術(shù)效率的過程，這一過程在發(fā)展中國家與發(fā)達國家之間更加明顯［37-38］。各國家（地區(qū)）貿(mào)易量越大，技術(shù)交流與合作就越頻繁，越有利于對別國（地區(qū)）技術(shù)的吸收與再創(chuàng)造，進而為本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高奠定基礎(chǔ)。但一個國家（地區(qū)）對外貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)能否出現(xiàn)與這個國家（地區(qū)）的制度質(zhì)量高度相關(guān)［39］。首先，制度質(zhì)量高的國家（地區(qū)），在貿(mào)易合作或在政治高層互動上更加地積極和主動，在政治上更加互信和經(jīng)濟上更加互助，進而降低貿(mào)易雙方因制度方面（通關(guān)程序繁瑣、關(guān)稅壁壘等）所造成的高新技術(shù)高額引進成本和吸收別國技術(shù)的時間成本，最終快速實現(xiàn)提升自身技術(shù)效率的目的。其次，由于對外貿(mào)易的發(fā)展伴隨著市場價格、不確定風險和偏好等的突變，制度質(zhì)量比較低的國家（地區(qū)）往往因高風險使得商家或企業(yè)很難獲得潛在利潤，抑制了對外貿(mào)易的發(fā)展，而對外貿(mào)易量的減少會間接降低企業(yè)因利潤降低而減少研發(fā)投入，最終影響技術(shù)創(chuàng)新效率。再者，制度質(zhì)量高的地區(qū)經(jīng)濟自由度較高和市場比較開放，開放自由的市場競爭會不斷促進貿(mào)易量的增加，東道國企業(yè)也可以在此過程中享受到貿(mào)易伙伴國的技術(shù)創(chuàng)新［40-41］；此外，東道國為了適應(yīng)市場局勢的變化，將會加大研發(fā)投入或技術(shù)引進提高企業(yè)的核心競爭能力，推動一些新科技和新技術(shù)的產(chǎn)生，最終綠色促進技術(shù)效率的提升。最后，制度質(zhì)量的提升通過影響貿(mào)易數(shù)量直接影響到企業(yè)為適應(yīng)國際化的市場需求而做出的戰(zhàn)略調(diào)整和應(yīng)對巨大國際市場所產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟，最終影響到生產(chǎn)效率和技術(shù)效率。根據(jù)以上分析，提出本文假設(shè)3。

H3：對外貿(mào)易技術(shù)溢出會通過制度質(zhì)量對本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，隨著本國制度質(zhì)量的提升，其溢出效應(yīng)發(fā)揮作用逐漸產(chǎn)生甚或增強，對本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率正向作用亦隨之出現(xiàn)或增加。

三、模型構(gòu)建、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）空間C—H模型的建立

技術(shù)創(chuàng)新是推動一個國家（地區(qū)）經(jīng)濟持續(xù)增長的關(guān)鍵因素。在C—H模型中，一個國家（地區(qū)）的技術(shù)進步受到對外貿(mào)易、外商直接投資和對外直接投資的影響，本文基于該模型構(gòu)建了多渠道的國際技術(shù)溢出的計量模型。參考Le Sage＆Pace［42］將空間交互作用的引入一般性的線性范式中，并將空間滯后和誤差模型結(jié)合，形成更適合本文的空間杜賓（Durbin）模型，解決各省際可能存在的時空依賴性和溢出效應(yīng)。此外，考慮到技術(shù)創(chuàng)新效率變化可能存在時空滯后效應(yīng)，因此將綠色技術(shù)創(chuàng)新效率滯后一期納入研究體系中。而多渠道國際技術(shù)溢出效應(yīng)能否順利及有效地發(fā)揮其作用，必然以東道國的政治、經(jīng)濟和法律制度環(huán)境為基準，本文將制度質(zhì)量變量引入分析框架，以考察制度環(huán)境對技術(shù)溢出效應(yīng)所產(chǎn)生的影響?；谝陨戏治?，構(gòu)建如下動態(tài)空間面板杜賓模型：

其中；i表示省份；t表示年份；GTFPit為地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新效率；GTFPit-1為地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新效率的滯后一期項；intit為國際技術(shù)溢出，包括fdiit為地區(qū)外商直接投資、ofdiit為地區(qū)對外直接投資、tradeit為地區(qū)對外貿(mào)易；iqit為地區(qū)制度質(zhì)量；X為一系列控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)（strit）、金融發(fā)展水平（fdit）、研發(fā)資金投入（rdit）、人力資本水平（humit）；ρ為綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的空間溢出系數(shù)；αi為各渠道國際技術(shù)溢出的空間溢出系數(shù)；β0,β1,β2,…,βn分別為待估參數(shù)；Wit為N×N階空間權(quán)重矩陣；εit是隨機擾動項；為控制模型的異方差和共線性，所有指標均取對數(shù)。

引入地理異質(zhì)性的空間權(quán)重矩陣后，空間杜賓模型涵蓋國際技術(shù)溢出對本地區(qū)的局域溢出效應(yīng)以及對本地區(qū)以外其他區(qū)域的跨區(qū)域溢出效應(yīng)，存在非線性結(jié)構(gòu)特點。因此，變量的回歸系數(shù)并不是真實的偏回歸系數(shù)，需要進一步按照偏微分的方法進行分解［43］。參考 Le Sage＆Pace［42］的做法，將空間模型進行偏導矩陣化，將式（1）改寫為：

其中，φM為M×1階綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的向量；ω為常數(shù)項；μ*為擾動項；ln Ht為解釋變量構(gòu)成的M×K維矩陣。在通過空間模型引入“單元截面值互不相關(guān)”的強假設(shè)條件，拓展出適用于本文的偏導矩陣，則因變量ln GTFPit對第K個自變量在T時的偏導矩陣為：

需要說明的是：根據(jù)偏導矩陣特點，在模型（3）中對角線元素之和的平均值為局域溢出效應(yīng)，而其他非對角線元素之和的平均值為跨區(qū)域溢出效應(yīng)，局部溢出效應(yīng)與跨區(qū)域溢出效應(yīng)之和為空間溢出總效應(yīng)。

（二）變量的解釋與說明

（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新效率（Gtfp）。綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的結(jié)果最終體現(xiàn)為綠色全要素生產(chǎn)率的提升，本文延續(xù)Chung測算模式［44］，為克服其分析框架內(nèi)結(jié)果高估的缺陷，在構(gòu)建Malmquist指數(shù)的基礎(chǔ)上，引入方向性距離函數(shù)（DDF），將期望與非期望等多產(chǎn)出納入技術(shù)效率的測算中，并通過MAXDEA6.0測算出綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。

（2）外商直接投資（FDI）。在經(jīng)濟全球化的背景下，本國的技術(shù)創(chuàng)新效率被其他國家直接或間接的投資行為影響，其中以FDI作為國際技術(shù)溢出的主要媒介，本文使用中國各省份以2006年為基期折算后實際利用外商投資額衡量外商直接投資。

（3）對外直接投資（OFDI）。在全方位開放的格局下，OFDI通過利用東道國先進的技術(shù)稟賦獲得生產(chǎn)要素的同時，也通過逆向技術(shù)溢出革新本國的科技創(chuàng)新格局，促進本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升，本文使用各省份非金融類以2006年為基期進行折算后對外直接投資凈額來衡量對外直接投資。

（4）對外貿(mào)易（Trade）。國際貿(mào)易的發(fā)展，勢必會影響貿(mào)易雙方技術(shù)上的交流和交換，對外貿(mào)易技術(shù)溢出，更是吸收技術(shù)創(chuàng)新的有益途徑，本文使用以2006年為基期進行折算后進出口總額來衡量對外貿(mào)易額。

（5）制度質(zhì)量（Iq）。制度是一個比較寬泛的概念，正如美國學者納爾遜在《美國支持技術(shù)進步的制度》一文中指出，制度應(yīng)涵蓋政府行為作用、市場的調(diào)節(jié)機制和知識產(chǎn)權(quán)的保護政策等方面內(nèi)容。在外部非同質(zhì)經(jīng)濟沖擊和內(nèi)部經(jīng)濟改革開放的背景下，中國自改革開放到迄今的制度變革尤為激烈，因此如何衡量中國各省際制度質(zhì)量不能憑主觀臆斷，而是使用科學合理的評價方法進行測算。在測算中國國內(nèi)制度質(zhì)量相關(guān)的研究中，多數(shù)學者主要參考王小魯和樊綱的測算方法和側(cè)重角度，因此測算制度質(zhì)量的涵蓋方向主要偏重于經(jīng)濟制度質(zhì)量，而缺乏從法律和政治制度質(zhì)量的角度分析。因此，本文以完善制度質(zhì)量測算為原則，在以往的研究基礎(chǔ)上，采用全排列多邊形圖示指標法，構(gòu)建從政治、法律和經(jīng)濟三個方面，涵蓋4級指標的制度質(zhì)量綜合評價體系，具體見表1所列。

（6）控制變量。人力資本（hum）使用6歲及以上人口平均受教育年限測算；金融發(fā)展水平（fd）使用年末銀行業(yè)金融機構(gòu)貸款余額與GDP之比測算，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（str）使用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比測算。研發(fā)資金投入（rd）使用地區(qū)研發(fā)投入與GDP之比測算。本文所選少許數(shù)據(jù)存在缺失狀況，運用matlab2016采用外插值法擬合回歸得出相關(guān)缺失數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、中國市場化指數(shù)、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國律師年鑒》《中國檢察年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫。

表1 制度質(zhì)量指標體系構(gòu)建

四、實證結(jié)果分析

（一）空間計量回歸分析

1.空間相關(guān)性檢驗

使用空間計量回歸之前，首先檢驗各變量是否存在空間關(guān)聯(lián)性，避免因外生錯誤而導致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤?；诖?，本文采用Moran指數(shù)法加入鄰近地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣進行空間效應(yīng)檢驗，并使用stata15軟件計算出相關(guān)結(jié)果。由表2可以看出，基于地理距離和經(jīng)濟距離兩種空間權(quán)重矩陣下，我國各省區(qū)2006-2017年綠色技術(shù)創(chuàng)新的Moran指數(shù)均為正且至少通過了10%的顯著性檢驗，說明我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率存在顯著的空間依賴性，這也說明采用空間計量模型是較合適的。

表2 兩種權(quán)重矩陣下綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的Moran/指數(shù)

2.空間效應(yīng)估計結(jié)果分析

為便于對比，本文還引入了非空間效應(yīng)下OLS模型、非空間效應(yīng)下動態(tài)面板GMM模型和靜態(tài)杜賓模型的回歸系數(shù)，以期得到更穩(wěn)健的回歸結(jié)果。表3中第2列、第3列分別給出了非空間面板模型OLS線性面板模型以及動態(tài)面板模型GMM的估計結(jié)果，第4-7列分別為兩種空間權(quán)重矩陣下的空間杜賓模型估計結(jié)果，當回歸分析局限于一些特定的個體時，固定效應(yīng)模型是更好的選擇［45］，并且基于地理距離空間權(quán)重與經(jīng)濟距離空間權(quán)重的Hausman檢驗均通過在5%水平下拒絕原假設(shè)的顯著性檢驗，且LR檢驗和Wald檢驗表明，SDM模型比SLM和SEM模型更有效，本文應(yīng)選擇SDM模型，所有模型采用固定效應(yīng)進行估計。

表3 Coe-Helpman空間面板模型估計及其設(shè)定形式檢驗

3.空間效應(yīng)的初步分析

表3給出了兩種空間權(quán)重矩陣下空間面板模型的系數(shù)估計結(jié)果。從表3可以發(fā)現(xiàn)：第一，中國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率存在顯著的空間效應(yīng)和時間滯后效應(yīng)。國際技術(shù)溢出在時間維度上具有較強的路徑依賴性，這可能與技術(shù)研發(fā)中的技術(shù)創(chuàng)新“鎖定效應(yīng)”特征有關(guān)；無論是靜態(tài)還是動態(tài)的SDM模型回歸結(jié)果下，ρ均在1%的置信度水平下顯著為正，表明各地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率空間交互作用明顯，即綠色技術(shù)創(chuàng)新效率不僅受自身作用，還會受到鄰近地區(qū)或者經(jīng)濟聯(lián)系緊密地區(qū)的影響。第二，在考慮空間交互作用下國際技術(shù)溢出對綠色創(chuàng)新效率的估計系數(shù)明顯優(yōu)于非空間、非動態(tài)模型的估計結(jié)果。通過比較空間面板模型和OLS線性回歸值后可知，納入空間交互作用的面板模型比經(jīng)典OLS模型所得結(jié)果系數(shù)顯著程度較優(yōu)，表明非空間、非動態(tài)模型往往會因為忽略空間因素而會導致估計偏誤。第三，不同權(quán)重設(shè)定形式下的空間模型估計結(jié)果中各變量的回歸系數(shù)與非空間、非動態(tài)模型的估計系數(shù)在方向上同質(zhì)，這直接驗證了C—H空間模型的穩(wěn)健性。第四，地理距離空間效應(yīng)大于經(jīng)濟距離空間效應(yīng)。動態(tài)SDM模型估計結(jié)果顯示，基于空間距離權(quán)重矩陣與經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣的ρ值分別為0.301、0.224，說明空間距離對綠色創(chuàng)新技術(shù)效率的影響超過經(jīng)濟距離的影響。這與羅良文和梁圣蓉（2017）所得結(jié)論一致［46］，相鄰省際的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率空間上存在互相依賴，因地理上的相鄰優(yōu)勢促進了空間溢出效應(yīng)的空間集聚。

4.本地溢出效應(yīng)、鄰地域溢出效應(yīng)和總溢出效應(yīng)分析

為更具體地解釋空間杜賓模型滯后項的回歸系數(shù)，基于空間距離矩陣，通過空間回歸模型的偏微分方法將空間溢出總效應(yīng)分解為局域（本地）溢出效應(yīng)、跨區(qū)域（鄰地）溢出效應(yīng)，估計結(jié)果見表4所列。

表4 基于SDM模型的國際技術(shù)空間溢出效應(yīng)分解

首先，從局域溢出效應(yīng)（本地）來看，基于FDI、對外貿(mào)易渠道的國際技術(shù)溢出的局域溢出效應(yīng)（本地）均能顯著提升所在區(qū)域的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。分析其原因：FDI企業(yè)相對于東道國本土企業(yè)而言，通常具有一定的技術(shù)優(yōu)勢，蘊含先進技術(shù)的FDI具有技術(shù)溢出的潛力，這會通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)、人員流動和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)四種方式在東道國產(chǎn)生積極的外部溢出效應(yīng)，從而促進東道國企業(yè)的技術(shù)進步與效率的提升。而國際貿(mào)易、技術(shù)交流等活動獲得對本國有用的知識，是發(fā)展中國家和地區(qū)逐步縮小同發(fā)達國家之間經(jīng)濟差距的良好途徑［25，47］。對外貿(mào)易量越大，各國（地區(qū)）之間聯(lián)系就越多，這些聯(lián)系會促進地區(qū)間技術(shù)信息的交流與交換，推動貿(mào)易進口國從這些技術(shù)中得到某些新的創(chuàng)新啟發(fā)，有利于國外需求方對貿(mào)易出口方產(chǎn)品的生產(chǎn)過程提出改進意見，從而有利于促進本國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升［48］。從跨區(qū)域溢出效應(yīng)（鄰地）來看，基于FDI和對外貿(mào)易渠道的國際技術(shù)溢出的跨區(qū)域溢出效應(yīng)均能顯著提升所在地以外其他區(qū)域的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。具體來看，外商直接投資與對外貿(mào)易每增長1%，給所在區(qū)域以外的其他區(qū)域的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率帶來0.058%、0.027%的提升，進一步驗證了FDI和對外貿(mào)易技術(shù)溢出的空間特征。隨著中國全方位開放步伐不斷加快，各區(qū)域間貿(mào)易也會更加互聯(lián)互通，本地效應(yīng)將會更加明顯。

其次，中國OFDI的局域溢出效應(yīng)（本地）、跨區(qū)域效應(yīng)（鄰地）和總溢出效應(yīng)從方向上來看為正值，但不具有顯著性，這與吳海濤和冉啟英（2019）研究所得結(jié)論相似［49］。中國OFDI對所在地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的促進作用并不明顯，也尚未形成對其他區(qū)域的跨區(qū)域溢出效應(yīng)。可能的原因在于：一是國內(nèi)的投資遭到了中國OFDI的“擠出”，對我國的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進行替代，但并未對我國技術(shù)創(chuàng)新起到互補作用，所以整體上來看未顯著推動我國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高；二是國內(nèi)企業(yè)對外直接投資在海外尋求技術(shù)創(chuàng)新時，并未明顯發(fā)揮好“干中學”和“示范”作用；三是中國企業(yè)在價值鏈的分工上主要處于低端地位，在觸及核心技術(shù)上還存在一定難度；四是中國企業(yè)對外直接投資盈利動機較強，為了維持其經(jīng)濟利益和運行能力，在競爭過程中往往建立起技術(shù)壁壘，并未完全發(fā)揮技術(shù)效應(yīng)；五是企業(yè)吸收能力不強，普遍存在勞動力技能素質(zhì)落后和缺乏有競爭的核心技術(shù)特點，極易導致在綠色技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域因風險高和成本投入大而誘發(fā)資源錯配和低效率，更甚者還會造成市場扭曲。

（二）非線性門檻拓展分析

根據(jù)上述研究，可以看出，國際技術(shù)溢出渠道中外商直接投資和對外貿(mào)易能有效促進綠色創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮，而對外直接投資逆向技術(shù)溢出對綠色創(chuàng)新效率的促進作用并不顯著，那么，這種促進作用的異質(zhì)性是否與制度環(huán)境有關(guān)？不同制度環(huán)境下，其調(diào)節(jié)機制如何？為了解決上述問題，基于以上分析，在Hansen的研究基礎(chǔ)上，本文將制度環(huán)境對多渠道技術(shù)溢出的作用進行非線性門檻檢驗，考察不同制度環(huán)境下的門檻作用，基于以上分析，引入面板門檻模型：

其中，下標i代表省份（i=1，2，3，…，30）；t表示時間；gtfpit表示綠色技術(shù)創(chuàng)新效率；fdiit表示外商直接投資；ofdiit表示對外直接投資；tradeit表示對外貿(mào)易；controlit為影響綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的一系列控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平（strit）、金融發(fā)展水平（fdit）、研發(fā)資金投入（rdit）、人力資本水平（humit）；iqit表示制度質(zhì)量，亦為門檻變量；I（·）表示指標函數(shù)；c為具體的門檻值；εit表示隨機擾動項。

（三）門檻效應(yīng)分析

1.門檻效應(yīng)檢驗與門檻值的確定

在使用門檻模型時，需根據(jù)樣本數(shù)據(jù)確定是否存在門檻效應(yīng)及門檻個數(shù)，確定門檻模型形式。其次，并運用stata15.0檢驗其門檻區(qū)間以及門檻值，并對其有效性進行檢驗，相關(guān)結(jié)果見表5、表6所列，F(xiàn)DI技術(shù)溢出、中國OFDI技術(shù)溢出和對外貿(mào)易技術(shù)溢出的單一門檻和雙重門檻均在至少10%的水平下顯著，三重門檻不具有顯著性，整體來看，多渠道國際技術(shù)溢出具有雙重門檻效應(yīng)，由此說明國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響因省際各區(qū)域制度質(zhì)量的不同而呈現(xiàn)出了一種非線性的特征。

表5 檢驗門檻效果

表6 門檻估計值和置信區(qū)間

2.參數(shù)估計及結(jié)果分析

從表7結(jié)果得出，國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用均隨著中國制度質(zhì)量的提高而上升。因此，在制度質(zhì)量高的地區(qū)，國際技術(shù)溢出效應(yīng)才更明顯。具體而言：以FDI為核心解釋變量，若地區(qū)制度質(zhì)量跨越第一重門檻值0.128時，F(xiàn)DI對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數(shù)由0.027 8變?yōu)?.037 2，顯著性由5%提升為1%，當跨越第二重門檻值0.348后，其次系數(shù)變?yōu)?.045 9，且在1%的水平下顯著，F(xiàn)DI技術(shù)溢出對綠色創(chuàng)新績效的正向沖擊作用更大，此結(jié)論也驗證了假設(shè)1。原因在于：其一，良好的制度環(huán)境提高了資本配置效率、降低了FDI進入成本，不僅在數(shù)量上有利于外資的進入，而且在質(zhì)量上有利于技術(shù)導向性FDI的進入，促進我國外資結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。其二，高質(zhì)量的制度環(huán)境激發(fā)了地區(qū)市場活力，本土企業(yè)為在激烈的市場競爭中獲取利潤會不斷加大研發(fā)投入、提升創(chuàng)新能力，而本土企業(yè)創(chuàng)新能力的提升為吸收FDI技術(shù)溢出提供了可能，這與樊星（2016）的研究結(jié)論一致［50］。

對于OFDI技術(shù)溢出，若地區(qū)制度質(zhì)量低于門檻值0.176，OFDI每提高1%，則綠色創(chuàng)新績效提升0.003 63%，但是OFDI所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯，當?shù)貐^(qū)制度質(zhì)量位于［0.176，0.348］區(qū)間時，OFDI每提高1%，則區(qū)域創(chuàng)新能力提升0.014 4%，顯著性變?yōu)?%的水平下顯著，當?shù)貐^(qū)制度質(zhì)量高于門限值0.348，OFDI每提高1%，則綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提升0.024 8%，這也就合理解釋了線性回歸過程中OFDI對綠色創(chuàng)新績效促進作用不明顯，此結(jié)論也驗證了假設(shè)2［2］。分析其原因：其一，制度質(zhì)量較高的地區(qū)具備高效的金融市場、開放的市場環(huán)境，加上“走出去”戰(zhàn)略的政策支持，不僅便利OFDI企業(yè)在市場上進行投融資，而且有利于其融入全球價值鏈分工體系，為OFDI企業(yè)更好地吸收國外創(chuàng)新技術(shù)營造良好的市場環(huán)境；其二，制度質(zhì)量較高的地區(qū)具備完善的管理體制，不僅有利于OFDI跨國企業(yè)的管理，降低其運營成本，而且為OFDI企業(yè)海外子公司技術(shù)人員回流提供制度支持，為促進母國創(chuàng)新能力提升創(chuàng)造良好制度環(huán)境。類似地，對于對外貿(mào)易技術(shù)溢出，當跨過第一重門檻和第二重門檻值時，多邊對外貿(mào)易技術(shù)溢出的系數(shù)逐漸增大，表明隨著制度質(zhì)量的提高，對外貿(mào)易技術(shù)溢出對綠色創(chuàng)新效應(yīng)的促進作用在不斷提高，此結(jié)論也驗證了假設(shè)3的成立［51］。其原因在于：制度質(zhì)量高的地區(qū)法律、法規(guī)體系比較完善，高質(zhì)量的知識產(chǎn)權(quán)保護能夠防止專利侵權(quán)，不僅能夠?qū)Ω呒夹g(shù)進口產(chǎn)品予以保護，而且在一定程度上促進其數(shù)量的增加［52］。我國企業(yè)通過學習與模仿蘊含先進技術(shù)的進口產(chǎn)品，可以促進新技術(shù)與新工藝的生產(chǎn)，提高其技術(shù)創(chuàng)新能力［53］。同時，高質(zhì)量的制度環(huán)境為技術(shù)導向性出口企業(yè)獲得高額出口貿(mào)易利潤提供制度支持，鼓勵國內(nèi)企業(yè)加大對高技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)與投入，從而促進我國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升。

表7 門檻回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗

空間杜賓與門檻回歸分析只能較為宏觀地反映變量之間的動態(tài)模擬過程，尚不足以反映經(jīng)濟變量間的長期動態(tài)關(guān)系。為進一步檢驗空間杜賓模型和門檻回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將FDI技術(shù)溢出、OFDI技術(shù)溢出和對外貿(mào)易技術(shù)溢出與制度質(zhì)量的交乘項作為新變量引入PVAR模型，以此考察多渠道下技術(shù)溢出與制度質(zhì)量的交乘項對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的動態(tài)傳導機制和沖擊延續(xù)模式。首先，采用IPS、費雪式、LLC檢驗均顯示各個變量不存在單位根，即回歸結(jié)果不存在偽回歸與變量的不平穩(wěn)導致估計結(jié)果無效的現(xiàn)象，最終表明檢驗變量為平穩(wěn)變量。其次選用Hermlet轉(zhuǎn)換法盡可能減少檢驗變量的內(nèi)生性等問題，最后通過選擇滯后階數(shù)（LAG）用AIC檢驗、BIC檢驗和HQIC檢驗結(jié)果顯示FDI技術(shù)溢出、OFDI逆向技術(shù)溢出和對外貿(mào)易技術(shù)溢出與制度質(zhì)量的交乘項最優(yōu)滯后階數(shù)均為2階。脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠完整描述綠色技術(shù)創(chuàng)新效率受到FDI技術(shù)溢出、OFDI技術(shù)溢出和對外貿(mào)易技術(shù)溢出與制度質(zhì)量的交乘項沖擊后對其當前和未來取值的影響，采用蒙特卡羅模擬1 000次計算出各脈沖響應(yīng)函數(shù)的95%下的置信區(qū)間，因變量受到的脈沖影響如圖1所示。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

圖1 中，橫軸變量為滯后期數(shù)，影響時期設(shè)定為15期，因變量所受脈沖響應(yīng)沖擊用實線描述，95%的置信區(qū)間范圍用虛線描述。綠色技術(shù)創(chuàng)新效率對其自身的沖擊作用顯著為正，但是隨著期數(shù)的后移，沖擊作用逐漸最終收斂于零刻度線；表明綠色技術(shù)創(chuàng)新效率具有較強的“慣性”依賴，而且這種現(xiàn)象不單是“技術(shù)鎖定”效應(yīng)造成的，還與科技創(chuàng)新和制度環(huán)境有很大關(guān)聯(lián)。FDI與制度質(zhì)量的交乘項對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用顯著為正，在第一期達到峰值后逐漸下降，在第三期后振幅衰弱最后收斂于零刻度線，表明綠色技術(shù)創(chuàng)新效率明顯受到FDI技術(shù)溢出和制度質(zhì)量交互項的正向沖擊，且隨著東道國制度質(zhì)量的提升，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步出現(xiàn)或越來越強，對東道國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用隨之出現(xiàn)或增加，再次驗證假設(shè)1的成立。來自O(shè)FDI與制度質(zhì)量的交乘項的外生沖擊對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率在第一期達到峰值后迅速下降并在第二期后逐漸恢復穩(wěn)定，逐漸收斂于零，盡管波動較大，持續(xù)性較弱，但還是呈現(xiàn)正向促進特征，再次證明假設(shè)2的成立，即母國制度質(zhì)量的提高，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步出現(xiàn)或逐漸增大，對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用亦隨之出現(xiàn)或增加。對外貿(mào)易與制度質(zhì)量的交乘項在第一期對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向沖擊達到峰值，但在第二期轉(zhuǎn)為負向沖擊，此后逐漸圍繞零軸以較小幅度波動，最后在第五期后轉(zhuǎn)為收斂于零值；表明對外貿(mào)易如果沒有穩(wěn)定的制度質(zhì)量環(huán)境，那么對外貿(mào)易逆向技術(shù)溢出必將受到制約，但整體來看，OFDI逆向技術(shù)溢出會通過制度質(zhì)量對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，且隨著母國制度質(zhì)量的提高，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步出現(xiàn)或逐漸增大，對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用亦隨之出現(xiàn)或增加，再次驗證假設(shè)3的成立。

五、結(jié)論與啟示

本文采用2006-2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，首先使用全排列多邊形圖示指標法從政治、法律和經(jīng)濟三個方面構(gòu)建制度質(zhì)量綜合性指標，其次運用空間C—H模型檢驗了多渠道下國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的線性效應(yīng)。結(jié)果表明，F(xiàn)DI國際技術(shù)溢出，對外貿(mào)易技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率作用顯著為正，而OFDI逆向技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用不顯著。其次使用以制度質(zhì)量為門檻變量測算三種國際技術(shù)溢出對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的非線性效應(yīng)，其結(jié)果表明，三種國際技術(shù)溢出會通過制度質(zhì)量對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，且隨著母國制度質(zhì)量的提高，多渠道技術(shù)溢出效應(yīng)對母國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的正向促進作用亦隨之增大。最后以脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)三種技術(shù)溢出與制度質(zhì)量的交互項對綠色技術(shù)創(chuàng)先效率的沖擊作用為正，且隨著期數(shù)的延長，最終趨于收斂，表明本文所得結(jié)果的穩(wěn)健性。

鑒于以上研究得出的結(jié)論，本文為如何利用多渠道國際技術(shù)溢出提升綠色技術(shù)創(chuàng)新效率，提出如下建議：

第一，完善我國政治、法律和經(jīng)濟環(huán)境，建立以技術(shù)型為導向的FDI政策體系，提升技術(shù)型FDI利用效率，以國內(nèi)強大的市場為背景，通過國內(nèi)外技術(shù)市場競爭，促進我國企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新。改革現(xiàn)有的人力資源管理和人才流動機制，提高地區(qū)人力資本水平，通過鼓勵技術(shù)型人才的流動，充分發(fā)揮人才流動效應(yīng)以帶動技術(shù)廣泛傳播，從而提高FDI在我國的技術(shù)溢出程度。

第二，技術(shù)型OFDI的產(chǎn)生要有強大的人才和科研儲備體系。因此，應(yīng)提高科研與教育的投入，大力推行“人才強國”和“科教興國”戰(zhàn)略，促進本國技術(shù)水平的提升，為本國技術(shù)型OFDI創(chuàng)造良好條件。引導資本的流向，使其流入OFDI技術(shù)型企業(yè)，改善OFDI技術(shù)型企業(yè)融資環(huán)境；在資金區(qū)位選擇上加大發(fā)達國家的投資力度，鼓勵國內(nèi)資本到發(fā)達國家尋求技術(shù)型投資，優(yōu)化我國OFDI在國外的投資結(jié)構(gòu)。在對外投資過程中，應(yīng)推進企業(yè)的管理水平革新，為海外人才和先進技術(shù)反哺國內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造條件。

第三，實施全方位開放政策，在“引進來”的同時，根據(jù)實際經(jīng)濟情況調(diào)整市場負面準入清單，在充分吸收相關(guān)技術(shù)和經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，擴大多邊貿(mào)易交流，全面促進我國綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。完善技術(shù)研發(fā)和知識產(chǎn)權(quán)保護體系，引致本國企業(yè)技術(shù)革新，加大以技術(shù)型導向的產(chǎn)業(yè)政策扶持力度，通過稅收優(yōu)惠和獎勵政策鼓勵企業(yè)走出國門。加大重點領(lǐng)域技術(shù)導向型產(chǎn)品的進口力度，拓寬國內(nèi)外技術(shù)合作領(lǐng)域，鼓勵本土企業(yè)對國外技術(shù)的學習、吸收和再創(chuàng)造，不斷提高我國產(chǎn)品的技術(shù)附加值。