對外直接投資的逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)真的存在嗎?

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易學院, 北京 100029)

一、引 言

高能耗、高污染的粗放型發(fā)展模式雖然締造了中國經(jīng)濟增長“奇跡”,但卻具有不可持續(xù)性。尤其近年來,在我國環(huán)境承載力日趨緊迫的經(jīng)濟增長“新常態(tài)”背景,以及全球經(jīng)濟低迷的特征下,忽視資源、環(huán)境成本的要素驅(qū)動型經(jīng)濟增長模式已然成為沉疴宿疾[1],而綠色技術(shù)創(chuàng)新作為一種兼顧經(jīng)濟效率與社會福利的新型研發(fā)模式,在新時期被賦予了推動經(jīng)濟增長、動能轉(zhuǎn)換,實現(xiàn)各區(qū)域經(jīng)濟與生態(tài)均衡發(fā)展,乃至順應(yīng)世界潮流的歷史使命。

一般來說,作為技術(shù)能力相對薄弱的發(fā)展中國家,我國除了依靠自主研發(fā)實現(xiàn)技術(shù)突破外,在國際技術(shù)溢出路徑中,對外直接投資是學習、引進國外先進技術(shù),快速實現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新的主要渠道。特別是伴隨著“走出去”戰(zhàn)略、“一帶一路”倡議的推廣,以及東道國“綠色壁壘”的設(shè)置,技術(shù)尋求型對外直接投資預(yù)期將成為我國實現(xiàn)綠色技術(shù)進步,乃至經(jīng)濟高質(zhì)量增長的重要動力。另一方面,也應(yīng)該意識到,對外直接投資的逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)能否順利實現(xiàn),在理論層面上,與母國的外部環(huán)境質(zhì)量與內(nèi)部吸收能力密切相關(guān)[2]。因此,如何提高我國外部環(huán)境質(zhì)量,以及培養(yǎng)良好的技術(shù)攜回式綠色創(chuàng)新水平的吸收能力,并在此基礎(chǔ)上使對外直接投資發(fā)揮激勵我國綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的最大效用,已成為我國當下改善傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式,謀求經(jīng)濟增長動能轉(zhuǎn)化,以及實現(xiàn)經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的關(guān)鍵問題。

二、文獻綜述與命題推演

經(jīng)過文獻梳理,本文發(fā)現(xiàn),對外直接投資主要通過以下四條路徑對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響:(1)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)。一方面,東道國上游企業(yè)通過向前關(guān)聯(lián)效應(yīng)，使其國外子公司進行必要的綠色技術(shù)調(diào)整、產(chǎn)品革新,另一方面,基于后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)的運作渠道,本產(chǎn)業(yè)的下游公司,利用信息逆向反饋機制提高其綠色技術(shù)創(chuàng)新效率;(2)示范模仿效應(yīng)。本國企業(yè)通過洞察世界前沿技術(shù)的綠色創(chuàng)新動向,吸收投資目標企業(yè)相對成熟的管理模式、銷售手段、生產(chǎn)技術(shù)以及人才引進方法等,為綠色技術(shù)創(chuàng)新營造良好的外部制度環(huán)境;(3)競爭效應(yīng)。基于創(chuàng)新活動較高技術(shù)外溢性,以及空間集聚效應(yīng)特征,對外直接投資企業(yè)的綠色技術(shù)升級行為,同時會激發(fā)國內(nèi)同行業(yè)內(nèi)個體的綠色技術(shù)研發(fā)動力;(4)人才流動、培訓效應(yīng)。即對外直接投資企業(yè)通過綠地投資或跨國并購,雇傭或直接使用被投資企業(yè)的高素質(zhì)人才,不僅可以顯著提升投資項目,以及“走出去”企業(yè)的綠色技術(shù)研發(fā)能力,而且在反饋傳遞機制作用下,還進一步優(yōu)化了母公司的綠色創(chuàng)新資源配置,切實提升了母國區(qū)域內(nèi)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。

因此,基于以上分析,本文提出以下假設(shè):

H1:對外直接投資綠色技術(shù)溢出路徑總體上對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升具有顯著的“激勵效應(yīng)”。

另外,中國地域遼闊,地區(qū)間資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平不盡相同,除了技術(shù)溢出路徑自身特性引發(fā)的內(nèi)生性風險外,外部制度環(huán)境的差異,以及內(nèi)部吸收能力的優(yōu)劣,也會對對外直接投資最終作用于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的效果產(chǎn)生重要影響。

環(huán)境管制與金融發(fā)展水平,可以從政治制度氛圍與金融市場發(fā)育程度兩方面,較系統(tǒng)地考察區(qū)域制度環(huán)境質(zhì)量[3]。具體來說,較高的環(huán)境管制水平,不僅意味著區(qū)域內(nèi)跨國企業(yè)在“倒逼機制”影響下,形成以“綠色技術(shù)”為動機的投資尋求策略,而且還體現(xiàn)了該區(qū)域擁有更高效、科學的政府管理模式和較完善的基礎(chǔ)配套設(shè)施水平,這不僅有利于發(fā)揮對外直接投資的技術(shù)溢出優(yōu)勢,增強對外直接投資在“競爭效應(yīng)”、“產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)”下,帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的效用,還為該區(qū)域內(nèi)跨國企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)吸收、升級,從而創(chuàng)造出更適合本土市場需求的綠色技術(shù)產(chǎn)品創(chuàng)造了條件[4]。與此同時,發(fā)育較成熟的金融市場,一方面能為“走出去”戰(zhàn)略中的跨國企業(yè)融資,支持其在對外直接投資前期,實施以“綠色技術(shù)尋求”為目的投資戰(zhàn)略,順利開展購置設(shè)備、引進優(yōu)秀科研團隊、進行員工培訓等經(jīng)濟活動;另一方面又能為跨國企業(yè)在技術(shù)引進后續(xù)階段進行的技術(shù)升級、改造所需要的便捷度高、成本低的資金等提供穩(wěn)健的“后勤資源”支撐[5]。

技術(shù)創(chuàng)新的本質(zhì)為人才競爭。區(qū)域內(nèi)企業(yè)對技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的支持、投入力度,也會直接影響到對外直接投資過程中對關(guān)鍵技術(shù)的“消化”、“吸收”能力。一般而言,較高的人力資本水平不僅象征著該區(qū)域潛藏著豐富的知識資源儲備、擁有由知識體系與對外直接投資過程中獲取的先進綠色技術(shù)協(xié)同效應(yīng)下產(chǎn)生的獨特互補優(yōu)勢[6,7],而且還意味著該區(qū)域高效的攜回式綠色技術(shù)創(chuàng)新 “本土化”、“升級化”進程,著實降低了技術(shù)“水土不服”的概率。而自主研發(fā)投入的增加,在幫助跨國公司實現(xiàn)對相關(guān)知識經(jīng)驗的積累,增強企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的“綠色”附加值,有效降低其在對外直接投資前期和過程中遭遇投資動機質(zhì)詢尷尬,更有助于海外子公司迅速適應(yīng)東道國生產(chǎn)研發(fā)環(huán)境,通過“模仿”、“學習”,并利用信息反饋機制,由國內(nèi)母公司將綠色技術(shù)信息轉(zhuǎn)利用、再創(chuàng)新,最終提高區(qū)域內(nèi)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平[8]。

因此,基于以上分析,本文提出以下假設(shè):

H2:各區(qū)域外部環(huán)境質(zhì)量差異、內(nèi)部吸收能力優(yōu)劣均會影響各技術(shù)溢出路徑作用于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的效果,且一般而言,外部環(huán)境質(zhì)量水平越高或內(nèi)部吸收能力越高,各技術(shù)溢出路徑作用于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的效果越好。

三、樣本、變量與模型設(shè)定

(一)樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國2006—2017年31個省、自治區(qū)(除中國香港、澳門、臺灣)面板數(shù)據(jù)。其中,區(qū)域綠色創(chuàng)新能力的構(gòu)建指標變量來源于國家統(tǒng)計局、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》;對外直接投資、金融發(fā)展水平、人力資本水平變量數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫;經(jīng)濟發(fā)展水平、實物資本投入水平變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》;自主研發(fā)投入水平變量數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》;制度質(zhì)量變量構(gòu)建數(shù)據(jù)來源于于樊綱、王小魯編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》。

(二)變量說明

1.被解釋變量

s.t.

(1)

其中,本文以各地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)投入、研發(fā)人員全時當量以及政府科技支出作為投入變量;以各地區(qū)專利授權(quán)量、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占地區(qū)GDP比重作為期望產(chǎn)出變量;以單位GDP能耗和國內(nèi)重點監(jiān)測的主要污染物(工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物總排放量)為非期望產(chǎn)出,以此界定技術(shù)創(chuàng)新的綠色屬性。

(2)

2.核心解釋變量

對外直接投資(OFDI):為消除指標量綱影響及消除異方差,本文將各省、自治區(qū)(除中國香港、澳門、臺灣)的對外直接投資額,利用各年的平均匯率折算成元后,又進行了對數(shù)化處理。

3.門檻變量

外部制度環(huán)境代理指標:(1)環(huán)境管制(EI)?；跀?shù)據(jù)的可得性,本文最終決定采用各地區(qū)污染(廢氣、廢水、固體廢物)治理運行費用與其工業(yè)增加值的比值,表示各區(qū)域環(huán)境管制強度;(2)金融發(fā)展水平(finance)。本文采用戈式指標度量方法,用各地區(qū)銀行的貸款余額來代替金融機構(gòu)資產(chǎn),并用其與地區(qū)GDP比重表示各區(qū)域金融發(fā)展水平。

內(nèi)部吸收能力代理指標:(1)人力資本(HC)。在本文中,采用平均受教育年限法,測度我國各省、自治區(qū)(除中國香港、澳門、臺灣)的人力資本水平;(2)自主研發(fā)投入(RD)。本文采用各省、自治區(qū)(除中國香港、澳門、臺灣)政府的研發(fā)投入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。

4.控制變量

參考現(xiàn)有文獻的研究成果[9],本文選取的控制變量包括:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)(IS)、實物資本投入(FI)、經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp),以及市場化指數(shù)(market)。其中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù),用第三產(chǎn)業(yè)年增加值與第二產(chǎn)業(yè)年增加值的比值表示;實物資本投入,采用固定資產(chǎn)與各地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示;經(jīng)濟發(fā)展水平,用對數(shù)化后的地區(qū)人均生產(chǎn)總值表示;市場化指數(shù),參考樊綱《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》。

(三)基準線性回歸模型

考慮到區(qū)域內(nèi)企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)活動的慣性特征可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后,為了初步檢驗對外直接投資逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性,在不考慮外部環(huán)境管制與內(nèi)部吸收能力因素的情況下,建立回歸方程(3):

(3)

(四)動態(tài)門限面板回歸模型

為檢驗對外直接投資對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)是否會基于不同的外部制度環(huán)境和內(nèi)部吸收能力發(fā)生動態(tài)變化,在考慮到因變量間內(nèi)在聯(lián)系可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題基礎(chǔ)上,本文借鑒Kim等[10]的研究,引入動態(tài)門限面板模型,以外部制度環(huán)境(環(huán)境管制、金融發(fā)展)、內(nèi)部吸收能力(人力資本、自主研發(fā)投入)作為門限變量,將式(3)進一步改造為動態(tài)門限面板模型,如下式(4)、(5)所示:

β12OFDIitI(Exterit>δ)+

(4)

β22OFDIitI(Interit>θ)+

(5)

其中,Exterit表示外部制度環(huán)境門限變量,其代理指標包括EIit(環(huán)境管制)、financeit(金融發(fā)展水平);Interit表示內(nèi)部吸收能力門限變量,同樣包括HCit(人力資本水平)、RDit(自主研發(fā)投入水平)兩個代理變量;I表示指標函數(shù),δ、θ為具體的門限值。

四、實證分析

首先對樣本數(shù)據(jù)的離群值進行1%的縮尾處理。變量的統(tǒng)計性描述見表1。

考慮到創(chuàng)新研發(fā)活動具有動態(tài)變化的慣性特征,且為規(guī)避靜態(tài)面板估計結(jié)果可能出現(xiàn)的內(nèi)生性偏誤,以及基于穩(wěn)健性考慮,本文決定采用兩步系統(tǒng)GMM、兩步差分GMM,以及有限信息極大似然估計LIML方法對式(3)進行估計檢驗。表2報告了相應(yīng)結(jié)果。

首先,模型(1)～(3)的回歸結(jié)果中,綠色技術(shù)創(chuàng)新能力代理變量滯后一期的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正,說明我國綠色技術(shù)研發(fā)活動會受前期知識積累的影響,存在持續(xù)變化的動態(tài)特征。

其次,與楊世迪等[1]、任思雨等[2]的研究結(jié)果不同,對外直接投資作為核心解釋變量,在三個動態(tài)面板估計模型中的回歸系數(shù)均顯著為負, 說明對外直接投資實際上抑制了我國各區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的提升,該實證結(jié)果與H1的假設(shè)不符,其原因可能是:第一,中國對外直接投資結(jié)構(gòu)中,發(fā)展中國家占比大、傳統(tǒng)行業(yè)比重高,綠色創(chuàng)新技術(shù)獲取渠道有限;第二,國際投資形勢的惡性變化,諸多發(fā)達國家相繼通過嚴格化并購條例、繁瑣化審查程序等限制中國對外直接投資方式,延緩中國實現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新;第三,融資約束問題,母國金融機構(gòu)的高門檻屏障和對外直接投資承接地的融資困境,不僅難以飽和對外直接投資項目資金需求,而且還會通過收緊國內(nèi)母公司自有資金流動性,進一步遏制區(qū)域內(nèi)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的提高。

表2 基準線性模型的回歸結(jié)果

注:( )里面的是標準差,[ ]里面表示P值,***、** 、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平,下同。

表3 動態(tài)門限自抽樣檢驗

表4 動態(tài)門限回歸結(jié)果

五、進一步分析

(一)門限效應(yīng)檢驗與門檻值的確定

為了更加全面的探究對外直接投資與區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力之間可能存在的非線性關(guān)系,本文將從外部制度環(huán)境和內(nèi)部吸收能力兩個角度選取門限變量。表3為動態(tài)門限自抽樣檢驗結(jié)果,4個不同門限變量都在1%的顯著性水平上拒絕了無門限效應(yīng)的原假設(shè),一重門限效應(yīng)顯著,由此驗證了對外直接投資對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng),的確會伴隨著外部環(huán)境質(zhì)量,以及內(nèi)部吸收能力的變化,而呈現(xiàn)出一種非線性的動態(tài)變化特征的假設(shè)。

(二)基于外部環(huán)境質(zhì)量的門限特征分析

表4分別測度了外部環(huán)境質(zhì)量和內(nèi)部吸收能力代理指標作為門檻變量時,對外直接投資水平對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)。

模型(4)中,當環(huán)境管制強度低于0.005時,對外直接投資對于地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響彈性為-0.009,并在1%的水平下顯著,這意味著對外直接投資非但未發(fā)揮其逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng),反而抑制了區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的提高;當環(huán)境管制強度跨越門檻值時,對外直接投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的抑制作用雖仍在1%的水平下顯著,但是絕對值變小,說明環(huán)境管制的加強,有利于緩解對外直接投資對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的消極影響。

模型(5)中,相較之下,當金融發(fā)展水平較低時,對外直接投資對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的抑制作用更強,伴隨著金融發(fā)展水平的提高,企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的融資約束減小,該變量雖未徹底扭轉(zhuǎn)對外直接投資對于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的抑制作用,但是緩解效應(yīng)顯著,說明金融發(fā)展在對外直接投資與區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率關(guān)系中扮演著積極的角色。

以上實證結(jié)果證實了H2的部分內(nèi)容,即一方面說明政府通過制定嚴格的環(huán)境管制標準,有效激勵了企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念、響應(yīng)國家生態(tài)經(jīng)濟戰(zhàn)略,主動探索、積極引進提質(zhì)增效、節(jié)約能源、減污排污等綠色創(chuàng)新技術(shù);另一方面,該結(jié)果也表明,更高質(zhì)量的金融服務(wù)和更寬松的融資環(huán)境,的確有利于緩解具有對外直接投資需求企業(yè)的融資約束困境,不僅可以有效避免出現(xiàn)由于企業(yè)內(nèi)部資金不足導(dǎo)致的綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)擠出效應(yīng)的尷尬,同時也為跨國企業(yè)后續(xù)的技術(shù)升級、改造提供了高便捷度、低成本的資金支撐。

模型(6)中,當人力資本處于較低水平時,對外直接投資對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的抑制效應(yīng)在10%的水平下顯著,當人力資本值成功跨越門限8.447,到達更高水平的人力資本階段時,對外直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)在10%的水平下顯著,即意味著當人力資本處于較高水平時,伴隨著對外直接投資的增加,區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率也得到了提升。

模型(7)中,當自主研發(fā)投入水平小于門檻值2.15時,對外直接投資對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響的彈性系數(shù)為-0.002,并在5%的水平下顯著,說明當自主研發(fā)投入力度比較小時,對外直接投資對母國的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力具有明顯的抑制作用,當自主研發(fā)投資跨越門檻值進入到更高水平時,對外直接投資前系數(shù)在10%的水平線顯著為正,即說明高水平的自主研發(fā)投入可以通過對外直接投資,對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的激勵作用,即自主研發(fā)投入的增加,有利于對外直接投資發(fā)揮其逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)。

以上實證結(jié)果證實了H2的部分內(nèi)容,即一方面說明較高人力資本水平不僅意味著跨國公司可以有效避免盲目、短視的逐利性對外直接投資行為,更多的投資于綠色技術(shù)附加值更高的項目,而且也會更快的適應(yīng)東道國較為先進的技術(shù)研發(fā)體系,并通過吸收、升級,創(chuàng)造出更加“本土化”的綠色技術(shù)創(chuàng)新模式;與此同時,該結(jié)果也表明較強的自主研發(fā)投入下,跨國公司通過重塑其參與高水準全球價值鏈的優(yōu)良質(zhì)素,降低其被東道國就投資動機進行質(zhì)詢的概率,有效減少相關(guān)企業(yè)遭受國際“反全球化”勢力詬病“技術(shù)侵權(quán)”的輿論壓力,為我國的逆向綠色技術(shù)溢出創(chuàng)造了良好的國際環(huán)境,從而有利于激發(fā)我國對外直接投資的逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)。

六、結(jié)論與建議

本文采用2006—2017年我國省際(除中國香港、澳門、臺灣)面板數(shù)據(jù),利用動態(tài)面板模型和動態(tài)面板門限模型,對對外直接投資的綠色逆向溢出效應(yīng)進行了實證檢驗,結(jié)果表明:首先,對外直接投資未能發(fā)揮對我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的激勵效應(yīng);其次,作為外部環(huán)境制度的代理指標,環(huán)境管制與金融支持力度對對外直接投資與區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的關(guān)系,具有正向的調(diào)節(jié)作用,但是卻始終未成功扭轉(zhuǎn)其“抑制效應(yīng)”,而人力資本和自主研發(fā)投入作為內(nèi)部吸收能力的代理指標,隨著兩者進入到更高的質(zhì)量層級,對外直接投資的逆向綠色技術(shù)溢出效應(yīng)開始顯現(xiàn)。

基于以上實證研究結(jié)果,本文提出如下建議:首先,調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu),加大綠色創(chuàng)新技術(shù)更為先進國家或產(chǎn)業(yè)、項目的投資比重;其次,構(gòu)建多元化人才培養(yǎng)體系,加強創(chuàng)新人才隊伍建設(shè),著力做好人才的選聘、培育和使用;再次,提高自主研發(fā)投資水平,牢牢把握綠色科技進步的大方向,密切跟蹤綠色科技創(chuàng)新前言動態(tài)和最新趨勢,制定有利于激勵技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)政策,并在補貼政策上給予落后地區(qū)一定的補助傾斜;最后,加快金融改革,提高對綠色創(chuàng)新活動的支持力度,繼續(xù)鼓勵以試點為特征的“供給側(cè)”金融體系改革,改善我國對外直接投資企業(yè)普遍存在的融資約束問題?！?/p>