OFDI、逆向技術(shù)溢出與全要素能源效率
—— 基于PVAR模型分析

劉輝群，彭傳立

（天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134）

全要素能源效率（total factor energy efficiency，TFEE）綜合考慮了各種投入要素運(yùn)行情況，已成為當(dāng)前衡量能源效率較為流行的指標(biāo)。新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是生產(chǎn)率提升的動(dòng)力源泉，在開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)背景下，一國(guó)既可以通過(guò)自主創(chuàng)新而實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，又可以通過(guò)國(guó)際貿(mào)易、外商直接投資（FDI）和對(duì)外直接投資（OFDI）等渠道的國(guó)際技術(shù)溢出而實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，而經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)比較薄弱的發(fā)展中國(guó)家更容易通過(guò)后發(fā)優(yōu)勢(shì)以較低成本吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)來(lái)提高自身技術(shù)水平。目前已有大量文獻(xiàn)研究了國(guó)際技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的影響。例如，Wei等[1]從中國(guó)制造業(yè)的視角驗(yàn)證了國(guó)際貿(mào)易和外商直接投資技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的促進(jìn)作用。Yao等[2]利用聯(lián)立方程模型發(fā)現(xiàn)全球價(jià)值鏈中增加值貿(mào)易對(duì)能源效率具有顯著促進(jìn)作用，并且出口的能源效率效應(yīng)幅度優(yōu)于進(jìn)口。Pan等[3]以中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用似不相關(guān)回歸（SUR）方法研究了外商直接投資質(zhì)量對(duì)能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資質(zhì)量的提高對(duì)能源效率提升大有裨益。這些研究均表明了國(guó)際貿(mào)易和外商直接投資技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的積極作用，但鮮有學(xué)者探討對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)全要素能源效率的影響。

值得注意的是，自2012年以來(lái)，中國(guó)對(duì)外直接投資流量已連續(xù)八年穩(wěn)居全球前三名（數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部發(fā)布的《2019年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》），與外商直接投資呈齊頭并進(jìn)之勢(shì)，其對(duì)母國(guó)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)受到越來(lái)越多學(xué)者的關(guān)注。而對(duì)外直接投資作為國(guó)際技術(shù)溢出的重要渠道能否促進(jìn)全要素能源效率的提高？其影響機(jī)制如何？這些問(wèn)題似乎少有問(wèn)津。鑒于對(duì)該類問(wèn)題的回答對(duì)中國(guó)實(shí)施綠色發(fā)展戰(zhàn)略具有重要政策意義，本文將以2003—2017年中國(guó)29個(gè)省級(jí)行政區(qū)（基于數(shù)據(jù)可獲得性，西藏、港澳臺(tái)地區(qū)未在研究范圍之內(nèi)，另將重慶的相關(guān)數(shù)據(jù)并入四川）的面板數(shù)據(jù)為樣本，使用面板向量自回歸（PVAR）模型實(shí)證檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的影響及其作用機(jī)制。

本文可能的貢獻(xiàn)概括如下：第一，使用SBM型方向性距離函數(shù)來(lái)測(cè)度全要素能源效率。該方法無(wú)須設(shè)定具體函數(shù)形式，既考慮了生產(chǎn)過(guò)程中的多種投入要素，又考慮了節(jié)能減排，是當(dāng)前測(cè)度能源效率較為前沿的方法之一。第二，資本存量是全要素能源效率測(cè)算過(guò)程中最為重要的投入要素之一，但它通常是難以觀測(cè)的?？紤]到資本品種類會(huì)隨時(shí)間變化并且同一資本品在不同使用情境下壽命也是不同的，我們使用動(dòng)態(tài)折舊率來(lái)測(cè)算中國(guó)各省的資本存量，以便得出更為客觀的全要素能源效率測(cè)度結(jié)果。第三，使用PVAR模型考察對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出、自主創(chuàng)新和全要素能源效率三者之間的交互作用，以得出對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的動(dòng)態(tài)影響路徑。

1 文獻(xiàn)回顧

隨著各國(guó)對(duì)外直接投資蓬勃興起，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)層出不窮。Kogut & Chang[4]在對(duì)日本和美國(guó)的研究中發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)對(duì)美國(guó)的直接投資存在強(qiáng)烈的技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)，從而開(kāi)啟了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究的先河。此后，學(xué)術(shù)界就對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性進(jìn)行了大量檢驗(yàn)。Van Pottelsberghe & Lichtenberg[5]擴(kuò)展了Coe & Helpman[6]提出的國(guó)際R&D溢出模型，構(gòu)建了同時(shí)包含進(jìn)口貿(mào)易、外商直接投資和對(duì)外直接投資三種渠道在內(nèi)的國(guó)際技術(shù)溢出模型（L-P模型），并驗(yàn)證了對(duì)外直接投資渠道的技術(shù)溢出對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，發(fā)現(xiàn)這在G7國(guó)家中尤為明顯。Amann & Virmani[7]運(yùn)用L-P模型研究了18個(gè)新興經(jīng)濟(jì)體對(duì)34個(gè)OECD國(guó)家直接投資對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率的“反饋效應(yīng)”，發(fā)現(xiàn)通過(guò)對(duì)OECD國(guó)家直接投資顯著提高了新興經(jīng)濟(jì)體的生產(chǎn)率水平。Piperopoulos等[8]基于中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效存在正向影響。邵玉君[9]同時(shí)考察了外商直接投資和對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)雙向直接投資均顯著促進(jìn)了本國(guó)技術(shù)進(jìn)步。考慮了東道國(guó)技術(shù)保護(hù)對(duì)本國(guó)吸收國(guó)外研發(fā)資本的阻礙后，陳培如和冼國(guó)明[10]在測(cè)算國(guó)外研發(fā)資本溢出時(shí)引入了東道國(guó)技術(shù)保護(hù)因素，并把通過(guò)對(duì)外直接投資渠道獲取的國(guó)外研發(fā)資本溢出分解為往期對(duì)外直接投資溢出和新增對(duì)外直接投資溢出，發(fā)現(xiàn)二者均顯著促進(jìn)了中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新，而新增對(duì)外直接投資溢出效應(yīng)主要來(lái)自擴(kuò)展邊際。

但對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)受到投資規(guī)模、吸收能力等因素的制約。Zhou等[11]利用中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)人均對(duì)外直接投資存量超過(guò)大約3 361元人民幣（以2005年不變價(jià)格計(jì)）時(shí)，才能獲得綠色技術(shù)溢出。Li等[12]從制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性角度出發(fā)，運(yùn)用PSM-DID方法發(fā)現(xiàn)吸收能力越強(qiáng)的跨國(guó)企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資時(shí)越能獲得更高且持續(xù)的生產(chǎn)率效應(yīng)。李梅和柳士昌[13]發(fā)現(xiàn)，在中國(guó)僅東部地區(qū)對(duì)外直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，西部地區(qū)對(duì)外直接投資則可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本水平、金融發(fā)展程度等吸收能力指標(biāo)未達(dá)到門檻值而未能獲得逆向技術(shù)溢出。此外，學(xué)者還注意到對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的異質(zhì)性現(xiàn)象。蔣冠宏和蔣殿春[14]基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，在不同投資動(dòng)機(jī)以及不同投資東道國(guó)情形下，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在著顯著差異。Li & Michal[15]發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，即東部地區(qū)作用效果最強(qiáng)，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。近年來(lái)，學(xué)者將目光投向?qū)ν庵苯油顿Y逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響上。趙云鵬和葉嬌[16]利用空間計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)中國(guó)各省對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)了當(dāng)?shù)匾约班徑貐^(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。Hao等[17]研究了中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)本國(guó)環(huán)境質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出通過(guò)技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)減少了國(guó)內(nèi)二氧化碳的排放。Pan等[18]的相關(guān)研究表明中國(guó)各省對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出不僅能夠提高本地區(qū)全要素碳生產(chǎn)率，還能通過(guò)空間溢出機(jī)制對(duì)鄰近省份全要素碳生產(chǎn)率的提高起到促進(jìn)作用。可見(jiàn)，對(duì)外直接投資的綠色技術(shù)溢出效應(yīng)已成為當(dāng)前國(guó)際直接投資領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)話題。

學(xué)者對(duì)能源效率的研究主要集中在兩個(gè)方面：一是能源效率的測(cè)度方法。能源效率測(cè)度方法主要包括單要素能源效率測(cè)度方法和全要素能源效率測(cè)度方法兩類。單要素能源效率僅考慮了能源投入一種投入要素，通常以能耗強(qiáng)度或真實(shí)能耗強(qiáng)度來(lái)衡量，由于該方法沒(méi)有考慮資本、勞動(dòng)等其他生產(chǎn)要素投入和結(jié)構(gòu)因素的影響，因此難以反映真實(shí)的能源效率狀況[19]。Hu & Wang[20]在全要素框架下運(yùn)用DEA模型中的CCR模型對(duì)能源效率進(jìn)行了測(cè)算，并首次提出全要素能源效率的概念。此后學(xué)者基于DEA模型形式的不同設(shè)定對(duì)全要素能源效率的測(cè)度方法不斷進(jìn)行改進(jìn)，從傳統(tǒng)DEA模型到超效率DEA模型，從僅考慮期望產(chǎn)出到同時(shí)考慮非期望產(chǎn)出，目前已形成大量且漸臻成熟的全要素能源效率測(cè)度方法。二是能源效率的影響因素。全要素能源效率受到多種因素的影響，早期部分學(xué)者從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)化程度等角度展開(kāi)分析[21]。 Boyd & Pang[22]利用回歸分析方法發(fā)現(xiàn)能源效率會(huì)隨生產(chǎn)率的提高而提高，并且生產(chǎn)率每提高1%，能源效率會(huì)提高1%以上。Fisher-Vanden等[23]基于中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)能源價(jià)格上漲和技術(shù)研發(fā)活動(dòng)是推動(dòng)能源效率提升的主要因素，不論是自有技術(shù)還是進(jìn)口技術(shù)均能通過(guò)節(jié)約能源投入進(jìn)而提高能源效率。近期的多項(xiàng)研究也表明國(guó)際技術(shù)溢出也有助于能源效率的提高[24]。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，大量研究證明了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性及其對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)的反饋，并且證明了技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素能源效率的重要性，但少有文獻(xiàn)提及對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的影響。本文試圖討論中國(guó)對(duì)外直接投資能否通過(guò)技術(shù)溢出機(jī)制提高本國(guó)的全要素能源效率。

2 OFDI技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的作用機(jī)制

對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制較為復(fù)雜。投資國(guó)要想從對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出中獲益，不僅需要從東道國(guó)市場(chǎng)上獲取先進(jìn)技術(shù)，還需要在投資國(guó)市場(chǎng)上及時(shí)反饋和傳遞這些技術(shù)成果。在此過(guò)程中，投資國(guó)的跨國(guó)公司起到媒介和橋梁的作用。

2.1 東道國(guó)技術(shù)溢出獲得機(jī)制

跨國(guó)公司可以通過(guò)多種渠道吸收東道國(guó)的先進(jìn)技術(shù)，實(shí)現(xiàn)東道國(guó)技術(shù)的反向溢出。以技術(shù)研發(fā)為目標(biāo)的跨國(guó)公司通過(guò)在東道國(guó)高新技術(shù)集聚區(qū)成立研發(fā)中心或者組建戰(zhàn)略技術(shù)聯(lián)盟，既可以與東道國(guó)企業(yè)共攤研發(fā)成本、共享研發(fā)成果，又能夠充分發(fā)揮當(dāng)?shù)氐娜瞬艃?yōu)勢(shì)，通過(guò)一線員工之間的國(guó)際交流和公司內(nèi)部的人力資本流動(dòng)獲得知識(shí)溢出。以市場(chǎng)開(kāi)拓為目標(biāo)的跨國(guó)公司會(huì)選擇在東道國(guó)直接建立子公司進(jìn)行生產(chǎn)和銷售，此時(shí)，東道國(guó)已經(jīng)發(fā)展成熟的產(chǎn)品和生產(chǎn)工藝為子公司在當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)經(jīng)營(yíng)起到了良好的示范作用，公司員工通過(guò)“干中學(xué)”不斷積累生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，與東道國(guó)企業(yè)的激烈競(jìng)爭(zhēng)也迫使子公司不斷進(jìn)行技術(shù)革新以爭(zhēng)奪在海外的市場(chǎng)份額。另外，資金實(shí)力雄厚的跨國(guó)公司則可以通過(guò)并購(gòu)方式直接實(shí)現(xiàn)專利和技術(shù)的內(nèi)部化，彌補(bǔ)自身技術(shù)上的不足。

2.2 投資國(guó)技術(shù)溢出傳遞機(jī)制

不管何種渠道獲取的技術(shù)溢出，東道國(guó)對(duì)投資國(guó)的逆向技術(shù)溢出最先都是由跨國(guó)公司從東道國(guó)的子公司獲得并傳遞的。總體而言，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出先是由企業(yè)層面擴(kuò)展到產(chǎn)業(yè)層面，最終擴(kuò)散到整個(gè)投資國(guó)層面的。子公司將從東道國(guó)獲得的先進(jìn)技術(shù)通過(guò)勞動(dòng)力流動(dòng)、產(chǎn)品流動(dòng)和研發(fā)再創(chuàng)新等渠道傳遞給母公司[25]。母公司充分吸收這些先進(jìn)技術(shù)后，為了實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，將其通過(guò)示范作用傳遞給同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)的上下游企業(yè)。在日益激烈的競(jìng)爭(zhēng)壓力下，同行企業(yè)則不斷加大研發(fā)力度提高其技術(shù)水平。此外，企業(yè)間人員的流動(dòng)和溝通也拓展了知識(shí)和技術(shù)的擴(kuò)散渠道，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)的外溢。與產(chǎn)業(yè)維度傳導(dǎo)渠道類似，國(guó)家維度技術(shù)溢出的傳遞也是通過(guò)上下游產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)性、產(chǎn)業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)以及產(chǎn)業(yè)間人員的流動(dòng)和溝通等渠道實(shí)現(xiàn)的，最終實(shí)現(xiàn)整個(gè)投資國(guó)技術(shù)水平的提高。

2.3 技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素能源效率的影響機(jī)制

技術(shù)進(jìn)步是影響全要素能源效率的主要因素之一。社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)廣義的概念，既包含“硬技術(shù)”進(jìn)步，又包含“軟技術(shù)”進(jìn)步。

“硬技術(shù)”進(jìn)步主要是指生產(chǎn)工具的革新，它能夠直接改變生產(chǎn)方式。例如新能源科技的迅猛發(fā)展使太陽(yáng)能和風(fēng)能等清潔能源直接替代了傳統(tǒng)的煤炭、石油等化石燃料，既提高了能源利用效率，又減少了環(huán)境污染。而“軟技術(shù)”則涉及管理經(jīng)驗(yàn)、決策水平和資源配置等多個(gè)方面，它既可能通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低生產(chǎn)過(guò)程中包含能源在內(nèi)的各種要素投入，也可能通過(guò)管理層決策改變要素投入結(jié)構(gòu)，例如偏向于節(jié)能的體制能夠降低傳統(tǒng)能源投入在各要素投入中的比例。值得注意的是，能源回彈效應(yīng)的存在還會(huì)使技術(shù)進(jìn)步通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制對(duì)能源效率產(chǎn)生間接影響：技術(shù)進(jìn)步能夠降低生產(chǎn)成本從而增加產(chǎn)品市場(chǎng)的需求，反過(guò)來(lái)增加能源需求。但近期的多項(xiàng)研究都表明技術(shù)進(jìn)步總體而言能夠有效降低能源強(qiáng)度[26]。可見(jiàn)，不論是“硬技術(shù)”進(jìn)步，還是“軟技術(shù)”進(jìn)步，均能通過(guò)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)和減少傳統(tǒng)能源消耗而提高全要素能源效率。

綜上所述，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的作用機(jī)制可用圖1來(lái)表示。

圖1 對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的影響機(jī)制圖

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 模型設(shè)定

假定某地區(qū)的全要素能源效率受到本地自主創(chuàng)新和對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出兩種渠道技術(shù)的影響，各地區(qū)生產(chǎn)要素同質(zhì)且滿足邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，則生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

式中：Yit、Lit、Kit、Eit分別表示i省在t年的地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)投入、資本投入和能源投入；Ait為技術(shù)參數(shù)，由于受到技術(shù)創(chuàng)新和逆向技術(shù)溢出兩種技術(shù)渠道的影響，關(guān)于Ait的函數(shù)可寫作：

式中：Ai0表示i省的初始技術(shù)水平， 表示i省在t年通過(guò)對(duì)外直接投資獲得的逆向技術(shù)溢出， 表示影響技術(shù)進(jìn)步的其他變量，λi和γi分別表示逆向技術(shù)溢出和其他變量對(duì)技術(shù)進(jìn)步的作用參數(shù)。將式（2）帶入式（1），可得：

為了得到全要素能源效率（TFEE）的表達(dá)式，將式（3）兩端同除以F(Lit,Kit,Eit)，則有：

對(duì)式（4）兩端同時(shí)取自然對(duì)數(shù)后可得：

為了探究對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出（S）和自主創(chuàng)新能力（TI）對(duì)全要素能源效率（TFEE）的影響以及三者之間相互作用的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制，借鑒宋曉薇和王慧芳[27]的做法建立以下PVAR模型：

式中：lnTFEEit、lnTIit分別為以對(duì)數(shù)形式表示i省在t年的全要素能源效率、對(duì)外直接投資渠道的技術(shù)溢出和專利授權(quán)數(shù)量。

3.2 變量設(shè)定

3.2.1 對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出

本文借鑒L-P模型框架下逆向技術(shù)溢出的測(cè)度方法，使用“兩步法”計(jì)算各省通過(guò)對(duì)外直接投資獲得的國(guó)際R&D溢出規(guī)模。首先用下式計(jì)算中國(guó)通過(guò)對(duì)外直接投資獲取的國(guó)際R&D溢出總規(guī)模：

式中：OFDIjt表示中國(guó)在t時(shí)期對(duì)j國(guó)的直接投資存量，GDPjt和Sjt分別表示東道國(guó)j在t時(shí)期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和R&D資本存量。東道國(guó)R&D資本存量采用永續(xù)盤存法核算，其公式為Sjt=(1-δ)Sjt-1+RDjt，RDjt為東道國(guó)j在t時(shí)期的實(shí)際研發(fā)支出（按2000年不變價(jià)格計(jì)算），基期R&D資本存量由S0=RD0/(g+δ)確定，其中，g為樣本期內(nèi)實(shí)際研發(fā)支出年均增長(zhǎng)率，δ為研發(fā)資本折舊率，取δ=5%?；谥袊?guó)對(duì)外直接投資狀況，本文選取美國(guó)、加拿大、日本、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、意大利、荷蘭、瑞典、韓國(guó)、中國(guó)香港、新加坡、澳大利亞、新西蘭等14個(gè)國(guó)家（地區(qū)）作為中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的主要來(lái)源地。

然后，各省份通過(guò)對(duì)外直接投資獲得的國(guó)際R&D溢出規(guī)模（ ）可用下式表示為：

式中：OFDIit為i省在t時(shí)期的對(duì)外直接投資額，為各省的對(duì)外直接投資總額。

3.2.2 全要素能源效率

（1）SBM-DDF方法。本文使用SBM型方向性距離函數(shù)（SBM-DDF）方法來(lái)測(cè)度全要素能源效率。該方法在全要素框架下同時(shí)考慮了期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，是當(dāng)前較為流行的全要素能源效率測(cè)算方法。在該方法下，o省的效率值可以通過(guò)求解以下最優(yōu)化問(wèn)題得到：

式中：eo、xmo、yro、uko分別表示o省的能源投入、勞動(dòng)和資本投入、期望產(chǎn)出以及非期望產(chǎn)出，(ge,gx,gy,gu)、(se,sxm,syr,suk)分別表示投入產(chǎn)出的方向向量和松弛向量。松弛變量越小，意味著投入冗余量、期望產(chǎn)出不足量和非期望產(chǎn)出過(guò)度量越小。投入產(chǎn)出無(wú)效率可以做出如下分解：

可見(jiàn)，要想根據(jù)SBM-DDF方法求得全要素能源效率值，只需用1-IEe即可。

（2）投入產(chǎn)出指標(biāo)選取。本文投入指標(biāo)包括三個(gè)：一是勞動(dòng)投入（L），用各省年末就業(yè)人數(shù)來(lái)表示。二是資本投入（K），用實(shí)際資本存量表示，由Kit=Iit/Pit+(1-δit)Kit-1來(lái)確定，Iit為當(dāng)年投資，Pit為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，基期資本存量Ki0采用張軍等[28]的論文數(shù)據(jù)，δit是根據(jù)建筑安裝工程、設(shè)備工器具裝置和其他類三類資本品加權(quán)計(jì)算的動(dòng)態(tài)資本折舊率。三是能源投入（E），用各省的能源消費(fèi)量來(lái)表示。產(chǎn)出指標(biāo)包括兩類：一是期望產(chǎn)出，用以2000年為基期折算的各省實(shí)際GDP表示。二是非期望產(chǎn)出，包括二氧化硫排放量和二氧化碳排放量。其中，二氧化碳排放量根據(jù)聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)（IPCC）提供的方法估算，其公式為：

式中：CO2為估算的二氧化碳排放量，i表示引起二氧化碳排放的各種化石燃料，這里是指煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣，E表示能源消耗量，NCV表示平均低位發(fā)熱量，CEF和COF分別表示IPCC（2006）提供的單位熱值含碳量和碳氧化率。估算二氧化碳排放量的相關(guān)指標(biāo)及對(duì)應(yīng)參數(shù)如表1所示。

表1 二氧化碳排放量估算的主要指標(biāo)及參數(shù)

（3）中國(guó)各省全要素能源效率測(cè)度結(jié)果。本文運(yùn)用MaxDEA軟件并基于SBM方向距離函數(shù)方法對(duì)2003—2017年間中國(guó)29個(gè)省份的全要素能源效率進(jìn)行了測(cè)算。根據(jù)表2，在2003—2017年，中國(guó)各省份全要素能源效率總體較低并且呈逐漸下降趨勢(shì)，其原因主要?dú)w結(jié)于中國(guó)巨幅增長(zhǎng)的能源消費(fèi)量和較為單一的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。過(guò)去中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高度依賴能源投入，而煤炭消費(fèi)占能源消費(fèi)的比重高達(dá)50%以上，比其他各類能源消費(fèi)比重的總和還要多，尤其是非化石能源僅占很小比例。可見(jiàn)，能源結(jié)構(gòu)調(diào)整和能源轉(zhuǎn)型升級(jí)已迫在眉睫。

圖2為2003年、2010年以及2017年中國(guó)各省份全要素能源效率空間分布圖?？傮w來(lái)看，在樣本期內(nèi)中國(guó)各省份全要素能源效率的空間分布格局比較穩(wěn)定，但在各年份全要素能源效率均呈現(xiàn)出顯著的空間異質(zhì)特征。具體來(lái)看，東部沿海地區(qū)全要素能源效率最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)則最低。北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東、福建、海南等地區(qū)的全要素能源效率一直在全國(guó)范圍內(nèi)保持優(yōu)勢(shì)地位，平均效率值在0.734以上，一方面可能得益于這些地區(qū)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度比較高，在進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際直接投資的過(guò)程中不斷吸收先進(jìn)技術(shù)，從而提高了全要素能源效率。山東、黑龍江、遼寧、湖北、湖南、江西等地區(qū)的全要素能源效率比較靠前，而河北、河南、陜西、內(nèi)蒙古、云南等地區(qū)的全要素能源效率比較靠后，寧夏、青海、甘肅、新疆、貴州、山西等地區(qū)全要素能源效率的排名最為靠后，平均效率值僅在0.304～0.472之間，其中，山西可能因?qū)γ禾抠Y源的依賴而導(dǎo)致能源利用效率低下。

3.2.3 自主創(chuàng)新

使用各省區(qū)市的專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)量來(lái)表示自主創(chuàng)新能力指標(biāo)。

3.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文樣本區(qū)間為2003—2017年，中國(guó)對(duì)外直接投資（OFDIjt）和各省對(duì)外直接投資（OFDIit）存量數(shù)據(jù)來(lái)自各年度《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，對(duì)外直接投資東道國(guó)的GDP數(shù)據(jù)以及研發(fā)支出占GDP的比重（RDjt/GDPjt）數(shù)據(jù)來(lái)自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)和世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)，各國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行。能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他未加說(shuō)明的數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。為與張軍等[28]計(jì)算的2000年資本存量口徑保持一致，本文將各指標(biāo)折算為以2000年為基期的實(shí)際值。

4 實(shí)證分析

4.1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

為避免虛假回歸或偽回歸，首先運(yùn)用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)四種檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。由表3可以看出，盡管lnTFEE和lnTI序列是非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列DlnTFEE和DlnTI均為平穩(wěn)序列，并且lnS及其一階差分序列DlnS均為平穩(wěn)序列，表明lnTFEE、lnTI和lnS序列為同階單整序列，可以進(jìn)行PVAR模型回歸。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)的結(jié)果均拒絕了“變量間不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，進(jìn)一步使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，表4結(jié)果表明各變量間至少存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

4.2 PVAR模型估計(jì)結(jié)果

本文根據(jù)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果選取變量的一階差分序列進(jìn)行PVAR模型的估計(jì)，并采用helmert方法對(duì)變量進(jìn)行正交化處理，變換后的變量分別為 h_DlnTFEE、h_DlnS和h_DlnTI。根 據(jù)AIC、BIC和HQIC準(zhǔn)則，本文選擇PVAR模型的滯后階數(shù)為2階。運(yùn)用stata15軟件對(duì)PVAR模型進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 PVAR模型估計(jì)結(jié)果

當(dāng)h_DlnTFEE為被解釋變量時(shí)，h_DlnS的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均為正，但其一階滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著、二階滯后項(xiàng)系數(shù)僅在10%水平上顯著，表明各地區(qū)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率具有一定促進(jìn)作用，但存在時(shí)滯性。一方面由于各地區(qū)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的吸收能力有限，從而導(dǎo)致對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的影響有限；另一方面由于對(duì)外直接投資溢出技術(shù)的傳導(dǎo)渠道較長(zhǎng)，導(dǎo)致對(duì)外直接投資對(duì)全要素能源效率的影響有一定滯后性?？梢?jiàn)，要想充分發(fā)揮對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的積極作用，必須提高自主創(chuàng)新能力和技術(shù)吸收能力，同時(shí)縮短外溢技術(shù)在各環(huán)節(jié)的傳遞時(shí)間。

當(dāng)h_DlnS為被解釋變量時(shí)，h_DlnS的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均為正，但其一階滯后項(xiàng)系數(shù)顯著、二階滯后項(xiàng)系數(shù)并不顯著，表明對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出具有一定路徑依賴，是一個(gè)不斷積累的過(guò)程。h_DlnTI的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明提高各地區(qū)自主創(chuàng)新能力有助于對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的獲取，這主要是因?yàn)樽灾骷夹g(shù)創(chuàng)新能夠極大地促進(jìn)對(duì)外直接投資外溢技術(shù)的吸收、利用和轉(zhuǎn)化。而當(dāng)h_DlnTI為被解釋變量時(shí)，h_DlnS的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出有助于自主創(chuàng)新能力的提高，這主要是投資國(guó)將外溢技術(shù)充分吸收后進(jìn)行再創(chuàng)新的結(jié)果。h_DlnTI的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明自主創(chuàng)新能力也具有一定路徑依賴性，即當(dāng)期自主創(chuàng)新能力的提升依賴于往期技術(shù)創(chuàng)新成果的積累。

綜上所述，表5中方程（1）說(shuō)明對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出能夠在一定程度上促進(jìn)全要素能源效率的提高，方程（2）和方程（3）則說(shuō)明對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出和自主創(chuàng)新能力之間存在互動(dòng)機(jī)制，二者可以相互促進(jìn)。這三個(gè)方程同時(shí)說(shuō)明自主創(chuàng)新能力是對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率產(chǎn)生積極作用的重要影響因素。

4.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

在進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析前，首先進(jìn)行PVAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。根據(jù)圖3，所有單位根的倒數(shù)小于1，位于單位圓之內(nèi)，因此認(rèn)為基于上述三個(gè)變量建立的PVAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖3 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

圖4所示PVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)較為直觀地反映了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出、自主創(chuàng)新能力以及全要素能源效率的動(dòng)態(tài)交互作用和效應(yīng)大小。其中，橫軸表示選擇滯后期數(shù)為10期，縱軸表示變量對(duì)沖擊所做出的反應(yīng)程度。

在圖4中，圖①和圖⑤分別表示技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)其自身所做出的脈沖響應(yīng)函數(shù)，二者趨勢(shì)基本一致，均逐漸下降并在第二期后趨于穩(wěn)定，這表明技術(shù)創(chuàng)新和對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出都是循序漸進(jìn)、不斷積累的過(guò)程。圖②是對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可見(jiàn)，起初對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新這一沖擊并未做出響應(yīng)，隨后開(kāi)始產(chǎn)生正效應(yīng)，直到第二期該效應(yīng)達(dá)到最大值，然后趨于平緩，這表明在較長(zhǎng)的時(shí)間維度下，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮起到積極作用，提高技術(shù)創(chuàng)新能力可以更好地吸收先進(jìn)技術(shù)。圖④是技術(shù)創(chuàng)新對(duì)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出這一沖擊的脈沖響應(yīng)，與圖②所不同的是，該效應(yīng)在第二期后達(dá)到最大值，然后略有下降并趨于平緩，這也表明通過(guò)不斷汲取外溢技術(shù)可以提高自主創(chuàng)新能力，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出是實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的重要路徑。圖⑥顯示的是全要素能源效率對(duì)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的脈沖響應(yīng)函數(shù)，面對(duì)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出這一沖擊，全要素能源效率起初并未做出響應(yīng)，隨后逐漸產(chǎn)生正響應(yīng)，并在第一期響應(yīng)程度最大，然后略有下降并在第三期后逐漸趨于零，這表明在前三期內(nèi)，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)于提高全要素能源效率具有積極作用，并且該效應(yīng)在第一期作用效果最強(qiáng)。

圖4 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文討論了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素能源效率的作用機(jī)制，并利用中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建PVAR模型進(jìn)行了實(shí)證分析，得出主要結(jié)論如下：

第一，在2003—2017年間，從時(shí)間維度來(lái)看，除部分省份外，中國(guó)各省份全要素能源效率總體呈下降趨勢(shì)。從空間維度來(lái)看，中國(guó)各省域的全要素能源效率空間分布格局較為穩(wěn)定，但存在顯著的空間異質(zhì)性，即東部地區(qū)全要素能源效率最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。東部沿海地區(qū)的部分省份能源效率平均值長(zhǎng)期處于較高水平，西部部分省份以及煤炭資源豐富的山西能源效率數(shù)值長(zhǎng)期偏低，存在較大改善空間。

第二，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)提高全要素能源效率具有一定程度的積極作用，但在當(dāng)前階段這一作用幅度尚小并存在滯后性特征，該效應(yīng)可能受到技術(shù)壟斷和技術(shù)吸收能力的制約。

第三，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出與技術(shù)創(chuàng)新之間存在良性互動(dòng)關(guān)系。各地區(qū)通過(guò)吸收、積累和轉(zhuǎn)化對(duì)外直接投資外溢技術(shù)可以提高該地區(qū)的自主創(chuàng)新能力；反之，各地區(qū)提高自主創(chuàng)新能力可以促進(jìn)對(duì)對(duì)外直接投資溢出技術(shù)的吸收、利用和轉(zhuǎn)化，更好發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)?？梢?jiàn)，提高技術(shù)創(chuàng)新能力是對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出促進(jìn)全要素能源效率提升的重要路徑。

5.2 政策建議

基于上述研究，本文提出如下幾點(diǎn)政策建議：

第一，鼓勵(lì)向發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行直接投資，提高對(duì)外直接投資質(zhì)量，充分發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。發(fā)達(dá)國(guó)家在三次科技革命浪潮中起到主導(dǎo)作用，通過(guò)向發(fā)達(dá)國(guó)家直接投資深入技術(shù)高地，充分吸收前沿技術(shù)并及時(shí)反饋給母國(guó)，促進(jìn)母國(guó)能源開(kāi)發(fā)和能源利用技術(shù)的進(jìn)步，進(jìn)而提高全要素能源效率。

第二，努力提高自主創(chuàng)新能力，提高對(duì)對(duì)外直接投資外溢技術(shù)的吸收能力。技術(shù)創(chuàng)新能夠更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，應(yīng)加大科研投入，改革當(dāng)前的應(yīng)試教育體系，提高人力資本質(zhì)量，同時(shí)對(duì)高新技術(shù)企業(yè)給予稅收優(yōu)惠政策，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研深度融合，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的良性互動(dòng)。

第三，改善能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，減少一次性能源消費(fèi)中煤炭消費(fèi)的比重，減少化石燃料的使用，努力開(kāi)發(fā)綠色低碳環(huán)保的新型能源，推動(dòng)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)向多元化發(fā)展。同時(shí)倡導(dǎo)集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，大力發(fā)展低能耗、低污染的戰(zhàn)略型新興產(chǎn)業(yè)，減少對(duì)低效能源的長(zhǎng)期依賴。