雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率

章志華 唐禮智 孫林

摘?要：黨的二十大報告強調(diào)“堅持高水平對外開放，加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”，通過加快國內(nèi)市場一體化來提升雙向FDI技術(shù)溢出效率，推動綠色經(jīng)濟增長。本文選取2003-2019年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，借助動態(tài)SBM-GML模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，并采用相對價格法分別測算商品市場分割指數(shù)與要素市場分割指數(shù)，構(gòu)建動態(tài)空間面板模型定量分析雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：雙向FDI顯著地促進了綠色全要素生產(chǎn)率增長，主要通過提高綠色技術(shù)進步水平來實現(xiàn)；東部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率均有明顯的促進作用，而中西部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用明顯；進一步研究發(fā)現(xiàn)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系，只有當存在商品市場分割指數(shù)與要素市場分割指數(shù)分別超過某個門檻值時，雙向FDI才對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的抑制作用。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；外商直接投資；商品市場分割；要素市場分割；綠色全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F752.7??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）05-0081-09

收稿日期：2023-03-30

作者簡介：章志華（1982-），男，江西上饒人，講師，博士，研究方向：投資經(jīng)濟、空間計量經(jīng)濟學；?唐禮智（1970-），男，安徽馬鞍山人，教授，博士生導師，研究方向：政策評估、區(qū)域經(jīng)濟；孫林（1986-），男，山東菏澤人，高級經(jīng)濟師，研究方向：國際收支統(tǒng)計。

基金項目：福建省社科規(guī)劃重大項目，項目編號：FJ2020MJDZ049；廣東省哲學社會科學共建項目，項目編號：GD23XYJ11；廣東省自然科學基金項目，項目編號：2018A030303130116。

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟保持了四十多年的快速增長，取得的發(fā)展成就令全世界矚目。2020年GDP總量為101.6萬億元，是1978年3678.7?億元的近276倍，年均增長約14.3%，同期占全球經(jīng)濟總量的比重由1.75%上升到17%。但是長期以來主要依靠要素驅(qū)動的粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式尚未得到根本扭轉(zhuǎn)，帶來了生產(chǎn)效率不高以及環(huán)境污染較嚴重的問題?！?019年中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，2018年中國GDP占全球GDP的比重已達15.9%，但是能源消費總量占比卻高達23.6%，而且CO2排放量的占比更是高達27.8%。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入高質(zhì)量發(fā)展階段，這種粗放型的經(jīng)濟增長模式已無法滿足高質(zhì)量發(fā)展的需求，因此加快經(jīng)濟發(fā)展方式由要素驅(qū)動的粗放型向綠色低碳的集約型轉(zhuǎn)變，提高綠色全要素生產(chǎn)率是推動我國經(jīng)濟發(fā)展綠色低碳轉(zhuǎn)型的內(nèi)生動力，其中技術(shù)創(chuàng)新是綠色全要素生產(chǎn)率增長的主要途徑。

在我國構(gòu)建高水平對外開放新發(fā)展格局的背景下，國際技術(shù)溢出是除了自主創(chuàng)新之外我國技術(shù)創(chuàng)新水平提高的重要渠道。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議《2019?年世界投資報告》的數(shù)據(jù)顯示，2018年全球外國直接投資額同比減少13%，然而中國實際利用外資額逆勢增長4%，繼續(xù)穩(wěn)居全球第二位。同時，根據(jù)中國商務(wù)部發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》數(shù)據(jù)顯示，中國的OFDI流量已經(jīng)連續(xù)7年位居全球前三，2018?年中國對外直接投資1430.4億美元，年均增長率高達28.2%。由此可見，我國雙向FDI在國際直接投資中的影響力不斷擴大，有利于獲取雙向FDI技術(shù)溢出效應，但由于市場分割是影響雙向FDI技術(shù)溢出的重要制度因素，因此我國地區(qū)之間的市場分割策略在一定程度上阻礙了雙向FDI技術(shù)溢出效應的擴散，也會抑制地區(qū)之間在技術(shù)層面的交流與合作，造成本地區(qū)企業(yè)技術(shù)引進的積極性受挫，最終對綠色全要素生產(chǎn)率增長有不利的作用。

本文把雙向FDI、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率放到統(tǒng)一的理論框架，選取2003-2019年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，借助動態(tài)SBM-GML模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，并采用相對價格法分別測算商品市場分割指數(shù)與要素市場分割指數(shù)，構(gòu)建動態(tài)空間面板模型定量分析雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制

雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。一方面，F(xiàn)DI企業(yè)帶來的國外先進技術(shù)將加劇東道國的市場競爭程度，促使國內(nèi)企業(yè)通過?“干中學”學習、模仿FDI企業(yè)帶來的國外先進技術(shù)，從而有利于自身生產(chǎn)率提高。另一方面，F(xiàn)DI企業(yè)為了自身的發(fā)展需要對來自東道國的勞動者進行技術(shù)培訓并為上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈的企業(yè)提供技術(shù)支持，最終有利于東道國生產(chǎn)率提升。國內(nèi)市場競爭程度提高以及國內(nèi)企業(yè)的市場競爭力提升，將會推動國內(nèi)企業(yè)加快“走出去”開展OFDI活動。一方面通過OFDI把過剩產(chǎn)能進行跨國轉(zhuǎn)移，從而能夠挪出更多的資源要素來發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，另一方面在OFDI過程中通過技術(shù)合作、并購等方式獲取國外先進技術(shù)，并將獲取的國外綠色技術(shù)通過逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移輸送回國。因此OFDI獲取的國外先進綠色技術(shù)與國內(nèi)FDI綠色技術(shù)型產(chǎn)業(yè)形成集聚，有利于推動國內(nèi)綠色全要素生產(chǎn)率增長?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有促進作用。

（二）雙向FDI、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率

當國內(nèi)的商品市場分割程度較小時，F(xiàn)DI企業(yè)通常會提高東道國的市場規(guī)模與產(chǎn)品質(zhì)量，根據(jù)“需求引致技術(shù)創(chuàng)新”理論的觀點，當市場規(guī)模在不斷擴大時，市場需求也會不斷提高，F(xiàn)DI企業(yè)為追求更多的利潤必然在生產(chǎn)中投入更多的先進技術(shù)，這樣會加劇東道國市場經(jīng)營的競爭激烈程度，倒逼東道國企業(yè)學習模仿FDI企業(yè)帶來的國外先進技術(shù)來提高自身的生產(chǎn)技術(shù)水平，促進了東道國企業(yè)的競爭力增強，從而能夠提高國內(nèi)企業(yè)“走出去”開展OFDI以獲取國外先進技術(shù)的動力。隨著雙向FDI結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，雙向FDI協(xié)調(diào)程度不斷上升，通過對國內(nèi)外的資本、勞動力等生產(chǎn)要素進行優(yōu)化配置，有利于吸收雙向FDI技術(shù)溢出效應，從而能夠推動綠色全要素生產(chǎn)率增長。而當國內(nèi)市場分割程度較高時，會抑制FDI企業(yè)在東道國市場規(guī)模擴大并會弱化市場競爭程度，葉寧華和張伯偉（2017）［1］也認為地區(qū)間市場分割會阻礙外地企業(yè)進入本地市場的難度，不利于其進行市場擴張。這將會助長FDI企業(yè)在生產(chǎn)過程中的“創(chuàng)新惰性”，相應會減少國內(nèi)企業(yè)學習模仿FDI技術(shù)溢出效應的機會，從而不利于國內(nèi)企業(yè)的市場競爭力提升［2］，以致在“走出去”進行OFDI時更愿意選擇國際低端市場，進而導致其在技術(shù)水平上被低端鎖定，從而難于獲取OFDI逆向技術(shù)溢出效應，最終導致雙向FDI在一定程度上對GTFP有抑制作用。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H2：雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在商品市場分割的門檻效應。

要素市場分割程度過高會限制雙向FDI獲取的國外技術(shù)、人才等資源在國內(nèi)的自由流動，進而會弱化市場機制對生產(chǎn)要素的配置效率，導致企業(yè)生產(chǎn)不能處在最優(yōu)狀態(tài)，最終會抑制了綠色全要素生產(chǎn)率增長。因為勞動力的市場分割會阻礙技術(shù)人才在地區(qū)之間的交流和學習，而且資本市場分割會阻礙資本從生產(chǎn)率低的部門流向生產(chǎn)率高的部門。然而合理的要素市場分割程度則有利于獲取雙向FDI技術(shù)溢出效應，?因為較低的市場分割程度不僅有利于吸收高級生產(chǎn)要素進入，也能夠避免稀缺資源被其他地區(qū)過量的使用，進而有助于吸收雙向FDI技術(shù)溢出效應，最終對綠色全要素生產(chǎn)率有促進作用?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H3：雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在要素市場分割的門檻效應。

（三）空間溢出效應

1.雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應。本地區(qū)企業(yè)在與FDI企業(yè)或東道國企業(yè)進行技術(shù)合作的過程中，能夠通過雙向FDI獲取到國外的綠色先進技術(shù)、清潔工藝，這不僅有利于提高本地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，還會通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應、人力資本效應促進綠色先進技術(shù)、清潔工藝在周邊地區(qū)擴散，進而對周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率也有促進作用。

2.一個地區(qū)的市場分割程度大小不僅與本地區(qū)的經(jīng)濟因素有關(guān)，而且與周邊地區(qū)市場分割強弱有關(guān)。鄧明（2014）［3］研究發(fā)現(xiàn)，我國地區(qū)間市場分割的空間相關(guān)性明顯，即當周邊地區(qū)采取市場分割策略時，本地政府也會采取市場分割策略來限制本地區(qū)商品或生產(chǎn)要素的流動，即市場分割策略表現(xiàn)出明顯的地區(qū)“互動效應”。綠色全要素生產(chǎn)率也存在空間溢出效應，而且表現(xiàn)出空間集聚的態(tài)勢，主要通過綠色生產(chǎn)技術(shù)的跨地區(qū)擴散來實現(xiàn)。若一個地區(qū)采取市場分割的策略將會限制本地區(qū)綠色生產(chǎn)技術(shù)的自由流動，進而弱化綠色技術(shù)水平的空間溢出效應，間接地抑制周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長。

三、實證分析

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文把綠色全要素生產(chǎn)率作為因變量，在自變量方面，分別選取商品市場分割、要素市場分割、雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展度、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府科技支持、環(huán)境規(guī)制強度、城鎮(zhèn)化率、人力資本共9個自變量。由于我國從2003年開始發(fā)布《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，而且2020年的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》沒有公布省級層面的數(shù)據(jù)，考慮到《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》公布的時間滯后性，為此本文選擇2003-2019年中國30個省份（除西藏外）的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

1.綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。由于傳統(tǒng)的靜態(tài)SBM模型無法觀察到生產(chǎn)率水平的長期變化，為此本文根據(jù)Zhang?&?Tian（2019）［4］采用的動態(tài)SBM模型測算了2003-2019年中國30個省份的綠色全要素生產(chǎn)率，在非徑向條件下，動態(tài)SBM模型求解省份i的效率如下：

ρ*i=min

1－1m+nbad∑sj=1w－ts－*jtxrit+∑nbadj=1sbad*jtZbad*ijt1+1m+ngood∑sj=1w+ts+*jtxrit+∑ngoodj=1sgood*jtZbad*ijt（t=1，2，3…T）（1）

在式（13）中ngood?與nbad分別表示期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，λt*?、s－*、st*、s+*it、sgood*、sbad*是最優(yōu)求解參數(shù)集合。

與傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率不同的是GTFP考慮了非期望產(chǎn)出。投入指標包括資本、就業(yè)人數(shù)和能源消耗量。其中，資本存量K根據(jù)張軍等（2012）［5］的做法，可采用永續(xù)盤存法進行測算，就業(yè)人數(shù)L采用全社會就業(yè)人口；期望產(chǎn)出指標采用實際GDP表示；非期望產(chǎn)出指標采用SO2與CO2的排放量來衡量。并采用李小平等（2020）［6］的做法，測算了2003—2019年中國30個省份的CO2排放量，計算公式如下：

CO2=∑7i=1CO2，i=∑7i=1Ei×NCVi×CEFi（2）

其中，CO2表示二氧化碳排放量；Ei分別表示煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣的消耗量，并根據(jù)《中國能源統(tǒng)計年鑒》提供的標準煤折算系數(shù)把各種化石能源消耗量折算成標準煤；NCV為平均低位發(fā)熱量；CEF為IPCC（2006）提供的碳排放系數(shù)。

由于采用動態(tài)SBM模型測算的GML指數(shù)是一個相對數(shù)指標，反映的是GTFP的變化速度，不宜用于直接估計。為此參照朱文濤等（2019）［7］的做法，假設(shè)2004年的GTFP為1，并與各個時期的GML指數(shù)依次相乘，最終可得2004-2019年的GTFP。

2.市場分割指數(shù)（SEG）。本文采用相對價格法［8］?來分別測算商品市場分割指數(shù)與要素市場分割指數(shù)。為了避免在計算過程中兩個同樣省份的順序相反造成相對價格的方差不同，首先要對計算的不同省份之間相同物品的相對價格結(jié)果取絕對值：ΔQkijt=lnPkit/Pki，t－1－lnPkjt/Pkj，t－1，?其中i和j表示不同的省份，t表示時間，k表示產(chǎn)品的種類；并從ΔQkijt中剔除因為產(chǎn)品種類和特性不同造成的價格變動部分，即qkijt=ΔQkijt－ΔQ-kt；最后計算我國兩個不同地區(qū)之間k類商品的相對價格波動qkijt的方差var（qijt），進而可得省份組合的相對價格方差，并把它們進行同類合并，從而得到每一個省份與其他省份之間的市場分割指數(shù)var（qnt）=∑i≠jvarqijt/N，其中，n表示省份，N?為合并后的省份組合數(shù)。參考周經(jīng)和王馗（2019）［9］的做法，本文選取食品、煙酒及用品、衣著、紡織品、家電、文化用品、日用品、體育娛樂用品、交通通訊、家具、化妝品、金銀珠寶、藥品、書報雜志、燃料、建材等16類商品價格指數(shù)來測算商品市場分割指數(shù)。并選取燃料動力類、黑色金屬材料類、有色金屬材料類、化工原料類、木材及紙漿類、建材及非金屬礦類、農(nóng)副產(chǎn)品類和紡織原料類、建筑安裝工程、設(shè)備工程和器具、其他資本品、國有單位職工實際平均工資、城鎮(zhèn)集體單位職工實際平均工資、其他單位職工實際平均工資來測算要素市場分割指數(shù)。

圖?2003-2019年地區(qū)市場分割指數(shù)的變化趨勢

由上圖的分析結(jié)果可知：2003—2019年期間我國商品市場分割程度與要素市場分割程度整體上均表現(xiàn)出逐漸下降的變化趨勢，表明我國商品市場一體化程度與要素市場一體化程度在不斷提高。但是要素市場分割程度整體要高于商品要素市場分割程度，這與張杰等（2011）［10］的研究結(jié)論基本一致，可能是由于要素市場化改革相比商品市場化改革發(fā)展滯后，導致要素市場分割程度高于商品市場分割程度。2009年之前的市場分割程度有明顯上升的趨勢，可能是由于我國政府實施的擴張財政政策與寬松貨幣政策在推動經(jīng)濟快速增長的同時，也強化了政府“有形之手”對市場的干預，進而阻礙了市場一體化進程。全球金融危機后，政府采取的調(diào)整投資和貨幣刺激政策、促進非國有經(jīng)濟發(fā)展、培育要素市場和改善法治環(huán)境等政策的實施，促使市場分割程度表現(xiàn)為逐漸下降的變化趨勢，并在2014年達到最低值。2014—2019?年稍有小幅度反彈而后穩(wěn)定在一個較低的發(fā)展水平上，可能是由于各級政府為穩(wěn)定經(jīng)濟發(fā)展的基本面，采取了一些保護本地區(qū)企業(yè)發(fā)展的措施。

3.雙向FDI耦合協(xié)調(diào)度（OIFDI）。由格蘭杰因果檢驗可知FDI與OFDI之間存在明顯的雙向互為因果關(guān)系，因此采用FDI與OFDI的交叉項難于反映雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展程度。為此本文參照黃凌云等（2018）［11］的做法，本文采用耦合協(xié)調(diào)模型來測算雙向FDI耦合協(xié)同度。

OIFDIit=［Cit（OI）×FDIit+OFDIit2］1/2

=［FDIit×OFDIit（FDIit+OFDIit）/2］1/2（3）

Cit（OI）=FDIit×OFDIit/（αFDIit+βOFDIit）γ（4）

式（4）?中，Cit（IO）為耦合度公式，α和?β分別表示?FDI和?OFDI的權(quán)重，將其均設(shè)置為0.5，假定調(diào)節(jié)系數(shù)γ=2。由于FDI和OFDI流量數(shù)據(jù)有部分缺失，為此本文單位GDP的FDI存量和OFDI存量進行測算。其中，OFDI存量數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，F(xiàn)DI存量數(shù)據(jù)采用永續(xù)盤存法計算：FDIit=（1－δ）FDIit－1+IFDIit。其中，F(xiàn)DIit－1為各地區(qū)滯后一期的外資存量，折舊率δ設(shè)為9.6%。IFDIit表示各地區(qū)的外資流量。地區(qū)i在基期年的外資存量FDIi0為：FDIi0=IFDIi0/g+δ，g為年平均增長率。

4.經(jīng)濟發(fā)展水平（Y）。隨著人們生活水平的不斷提高，將會增加對新型綠色產(chǎn)品的需求，企業(yè)將會加大技術(shù)創(chuàng)新力度為滿足消費者的新需求，從而有利于綠色全要素生產(chǎn)率增長。本文采用人均GDP來反映經(jīng)濟發(fā)展水平。

5.政府科技支持（GOV）?。由于政府科技支持能夠推動技術(shù)創(chuàng)新，進而有利于綠色全要素生產(chǎn)率提高，因而本文采用R&D經(jīng)費支出與財政支出之比表示政府科技支持。

6.城鎮(zhèn)化率（Urban）。城鎮(zhèn)化率的高低是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的重要標志，通常城鎮(zhèn)化率的不斷提高有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與生產(chǎn)率水平提升。本文采用常住人口中的城鎮(zhèn)人口比重來衡量城鎮(zhèn)化率。

7.環(huán)境規(guī)制強度（ERP）。由于環(huán)境污染的負外部性，僅僅依靠企業(yè)的自主減排難于達到環(huán)境治理的預定效果，為此本文采用各地區(qū)工業(yè)污染治理投資額與工業(yè)增加值之比，該指標能夠更直接地反映政府對環(huán)境治理的效果。

8.人力資本水平（EDU）。人力資本是推動技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率提高的重要因素，為此本文采用各地區(qū)的平均教育年限來表示人力資本水平。

（二）結(jié)果分析

1.空間權(quán)重矩陣構(gòu)建。我們主要考慮三類空間矩陣：

（1）空間鄰接矩陣。為了考慮“以鄰為壑”市場分割的空間溢出效應，本文采用二進制的空間鄰接矩陣來表示空間權(quán)重矩陣。

W1=1i與j相鄰0其他

（2）空間距離矩陣。由地理學第一定律可知，事物之間的空間相關(guān)性與空間距離呈現(xiàn)負相關(guān)，本文構(gòu)建空間距離權(quán)重矩陣為W2=1/d（i，j）。其中，d（i，j）表示第i個地區(qū)與第j個地區(qū)之間的歐氏距離。

（3）經(jīng)濟地理矩陣。進一步考慮到地區(qū)間在經(jīng)濟上的空間相關(guān)性，本文構(gòu)建經(jīng)濟地理矩陣如下：W3=W2·diag（Y1－/Y－，Y2－/Y－，…Yn－/Y－）。其中，Y－i與Y－分別表示第i個地區(qū)人均GDP的均值以及所有地區(qū)人均GDP的均值。

2.模型構(gòu)建與實證結(jié)果分析。一方面，由于我國的經(jīng)濟發(fā)展水平相近的地區(qū)趨同明顯，這有利于一個地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)向周邊地區(qū)擴散，從而促進周邊綠色全要素生產(chǎn)率提升［12］。張建和王博（2020）［13］發(fā)現(xiàn)市場分割的空間溢出效應明顯。一個地區(qū)的經(jīng)濟增長質(zhì)量不僅受到本地區(qū)市場分割的不利影響，而且會受到周邊地區(qū)市場分割的不利影響。因此需要考慮他們的空間溢出效應。另一方面，雙向FDI獲取的國外綠色先進技術(shù)有利于我國綠色全要素生產(chǎn)率增長，同時我國綠色全要素生產(chǎn)率的提升也有助于吸收雙向FDI技術(shù)溢出效應。因此雙向FDI與綠色全要素生產(chǎn)率的互動關(guān)系可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。??Elhorst（2012）［14］認為采用動態(tài)空間面板方法不僅考慮了模型的空間溢出效應，而且能夠克服變量之間的內(nèi)生性問題，因此本文構(gòu)建如式（5）的動態(tài)空間面板模型進行分析。

LnGTFPit=τGTFPit－1+ρWLnGTFPit++βXit+μi+νt+εit（5）

其中，LnGTFP-1表示滯后一期的綠色全要素生產(chǎn)率，τ表示時間滯后項系數(shù)，ρ表示空間自相關(guān)系數(shù)，β表示未知的回歸參數(shù)。解釋變量X包括LnY、OIFDI、SEG1、SEG2、Urban、ERP、GOV、EDU共九個變量。W表示空間權(quán)重矩陣，ui表示個體效應，νt表示時間效應，εit表示隨機誤差項，i、t分別表示個體與年份。

由根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果可知：相比隨機效應來說，選擇固定效應更好?？赡茉蚴侵袊鞯貐^(qū)的經(jīng)濟發(fā)展、對外開放水平、技術(shù)創(chuàng)新能力有較大差異，導致綠色全要素生產(chǎn)率增長過程中的地區(qū)差異效應相比時間效應更加明顯。而且考慮到被解釋變量與解釋變量可能存在的互為因果關(guān)系以及變量遺漏導致的內(nèi)生性問題，Han和Phillips（2010）［15］提出的Han-Phillips?GMM方法能夠有效克服工具變量法和差分GMM存在的弱工具變量問題，從而能夠有效克服內(nèi)生性問題。為此本文借助STATA15.0的空間計量軟件包，采用Han-Phillips?GMM方法對動態(tài)空間面板模型（5）的空間固定效應進行實證研究。

由表2的回歸結(jié)果可知：OIFDI的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗。表明雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有利于促進綠色全要素生產(chǎn)率增長，這支持了假設(shè)H1的結(jié)論。隨著我國對外開放政策由“引進來”為主逐步到“引進來”與“走出去”并舉發(fā)展過程中，F(xiàn)DI?和OFDI質(zhì)量不斷提高、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展與合作水平也在不斷提高，通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應與雙向FDI技術(shù)溢出來優(yōu)化資源配置效率，實現(xiàn)了促進綠色全要素生產(chǎn)率增長“1+1>2”的效果。

其他控制變量，LnY的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟發(fā)展水平對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用明顯。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，人們將會增加對綠色產(chǎn)品的需求，進而導致傳統(tǒng)產(chǎn)品的需求下降，促進生產(chǎn)要素流向綠色產(chǎn)業(yè)，進而推動了綠色全要素生產(chǎn)率增長。GOV的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費不足的前提下，政府對技術(shù)創(chuàng)新的資金支持會推動企業(yè)綠色技術(shù)進步的重要保障，從而有利于綠色全要素生產(chǎn)率增長。EDU的回歸系數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明人力資本水平的提高能夠引導企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，從而通過提高資源配置效率來促進全要素生產(chǎn)率增長。Urban的回歸系數(shù)顯著為負數(shù)，可能是我國的城鎮(zhèn)化主要是人口從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移的城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化過程中帶來了諸如熱島效應、環(huán)境污染以及收入結(jié)構(gòu)二元化等難題，使得其對綠色全要素生產(chǎn)率增長的促進作用無法凸顯，因此要加快推進新型城鎮(zhèn)化。

（三）異質(zhì)性分析

1.進一步把綠色全要素生產(chǎn)率分解成綠色效率水平與綠色技術(shù)進步，并從綠色效率水平與綠色技術(shù)進步兩個維度來分析雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制。

由表3的分析結(jié)果可知：雙向FDI對GEC（綠色效率）影響的回歸系數(shù)為負數(shù)且顯著，雙向FDI對GTC（綠色技術(shù)進步）影響的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，而且大于對GEC影響的回歸系數(shù)。雖然雙向FDI對綠色效率影響有明顯的抑制作用，但是由于雙向FDI對綠色技術(shù)進步影響的促進作用遠大于對綠色效率的抑制作用，所以總體上雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率增長明顯的促進作用?？梢?，雙向FDI推動GTFP增長主要通過提高綠色技術(shù)進步水平來實現(xiàn)。

2.由于我國在經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、資源稟賦等方面存在明顯的不平衡特征。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達、對外開放度高，更容易通過雙向FDI獲取國外的綠色先進技術(shù)。本文設(shè)置虛擬變量（D1）表示中部地區(qū)、虛擬變量（D2）表示西部地區(qū)，實證研究雙向FDI協(xié)調(diào)度對綠色全要素生產(chǎn)率影響的地區(qū)差異性。

由表4的回歸結(jié)果可知：（1）OIFDI的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明東部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的促進作用?？赡苁菛|部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達、對外開放度高，容易通過FDI與OFDI與國外進行技術(shù)交流，從而容易獲取對方的先進技術(shù)與綠色工藝，并通過對生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置來推動綠色全要素生產(chǎn)率增長。（2）OIFDI*D1與OIFDI*D2的回歸系數(shù)均為負數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明中西部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率對一定程度的抑制作用?？赡茉蚴侵形鞑康貐^(qū)大多經(jīng)濟發(fā)展水平不高，對外開放程度不高，F(xiàn)DI存量與OFDI存量都較小，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重較高，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍處在萌芽狀態(tài)，導致雙向FDI難于對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用存在滯后性。

（四）雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率

由于雙向FDI?對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在東部地區(qū)與西部地區(qū)存在明顯的差距，這可能與不同地區(qū)的雙向FDI?技術(shù)溢出吸收能力差異有關(guān)。由于市場分割是影響雙向FDI?技術(shù)溢出吸收能力的重要制度因素，為此本文將從市場分割的視角來研究雙向FDI?對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

1.門檻值檢驗結(jié)果

由理論分析可知雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能是一種非線性關(guān)系，而且會受到商品市場分割程度與要素市場分割程度的影響，為此根據(jù)Hansen（1999）［16］的門檻面板模型，本文采用STATA15.0對商品市場分割與要素市場分割的門檻效應進行估計與檢驗，根據(jù)表5的結(jié)果可知：雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在商品市場分割程度與要素市場分割程度的單一門檻效應。這支持了假設(shè)H2與假設(shè)H3的結(jié)論。

2.動態(tài)空間門檻模型的估計

由表7的估計結(jié)果可知：

（1）OIFDI的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明當商品市場分割程度較小時，雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的促進作用；OIFDI_1的回歸系數(shù)為負數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，表明當商品市場分割程度大于門檻值0.0003后，雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用明顯?？梢?，雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在商品市場分割的門檻效應，隨著商品市場分割程度的不斷提高，雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“倒V”型關(guān)系?？赡茉蛟谟冢寒攪鴥?nèi)市場分割程度較高時，會抑制FDI企業(yè)在東道國市場規(guī)模擴大并會弱化市場競爭程度，葉寧華和張伯偉（2017）也認為地區(qū)間市場分割會阻礙外地企業(yè)進入本地市場的難度，不利于其的市場擴張。進而FDI企業(yè)而會減少其在技術(shù)研發(fā)方面的資金投入，相應會減少國內(nèi)企業(yè)學習模仿國外先進技術(shù)的機會，從而會削弱國內(nèi)企業(yè)的市場競爭力，因此在國內(nèi)在“走出去”進行OFDI時更愿意選擇國際低端市場，進而導致其在技術(shù)水平上被低端鎖定，從而難于獲取OFDI逆向技術(shù)溢出效應，最終導致雙向FDI在一定程度上對GTFP有抑制作用。當東道國的市場分割較小時，F(xiàn)DI企業(yè)通常會提高東道國的市場規(guī)模與產(chǎn)品質(zhì)量，根據(jù)“需求引致技術(shù)創(chuàng)新”理論的觀點，當市場規(guī)模在不斷擴大時，市場需求也會不斷提高，F(xiàn)DI企業(yè)為追求更多的利潤必然在生產(chǎn)中投入更多的先進技術(shù)，這樣會加劇東道國市場經(jīng)營的競爭激勵程度，倒逼東道國企業(yè)學習模仿FDI企業(yè)帶來的國外先進技術(shù)來提高自身的生產(chǎn)技術(shù)水平，促進了東道國企業(yè)的競爭力增強，從而能夠提高國內(nèi)企業(yè)“走出去”開展OFDI以獲取國外先進技術(shù)的動力。因此當市場分割程度較低時，雙向FDI能夠推動全要素生產(chǎn)率增長。

（2）當要素市場分割程度小于門檻值0.0002時，OIFDI的回歸系數(shù)為正數(shù)且通過1%的顯著性檢驗，雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的促進作用；當要素市場分割程度超過門檻值0.0002時，OIFDI_2的回歸系數(shù)為負數(shù)且顯著性較好，表明雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的抑制作用。說明雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響也存在要素市場分割程度的門檻效應?？赡茉蛟谟冢阂厥袌龇指畛潭冗^高會限制雙向FDI獲取的國外技術(shù)、人才等資源在國內(nèi)的自由流動，進而會弱化市場機制對生產(chǎn)要素的配置效率，導致企業(yè)生產(chǎn)不能處在最優(yōu)狀態(tài)，最終會抑制了綠色全要素生產(chǎn)率增長。因為勞動力的市場分割會阻礙技術(shù)人才在地區(qū)之間的交流和學習，而且資本市場分割也會阻礙資本從生產(chǎn)率低的部門流向生產(chǎn)率高的部門。然而合理的要素市場分割程度則有利于獲取雙向FDI技術(shù)溢出效應，?因為較低的市場分割程度不僅有利于吸收高級生產(chǎn)要素進入，也能夠避免稀缺資源被其他地區(qū)過量的使用，有助于吸收雙向FDI技術(shù)溢出效應，最終對綠色全要素生產(chǎn)率有促進作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗

進一步采用外商直接投資與GDP之比表示FDI，采用對外直接投資流量與GDP之比表示OFDI，參照黃凌云等（2018）的做法，采用耦合協(xié)調(diào)模型來測算雙向FDI耦合協(xié)同度進行穩(wěn)健性檢驗。

由表8可知：在三種不同空間權(quán)重矩陣下，核心變量的估計結(jié)果與基準模型的結(jié)果基本一致。OIFDI的回歸回歸系數(shù)為負數(shù)且通過1%的顯著性檢驗。表明雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展在一定程度上促進了綠色全要素生產(chǎn)率增長。

四、結(jié)論與啟示

本文選取了2003-2019年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，借助動態(tài)SBM模型的GML指數(shù)測算了綠色全要素生產(chǎn)率，并采用相對價格法分別測算了商品市場分割程度與要素市場分割程度，進一步構(gòu)建動態(tài)空間面板模型實證研究了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、市場分割與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著地促進了綠色全要素生產(chǎn)率增長。（2）在異質(zhì)性分析中發(fā)現(xiàn)，雙向FDI對綠色技術(shù)進步的正向作用遠大于對綠色效率的負向作用，導致總體上雙向FDI顯著地促進了綠色全要素生產(chǎn)率增長，也即推動全要素生產(chǎn)率增長主要通過提高綠色技術(shù)進步來實現(xiàn)。東部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的促進作用。而中西部地區(qū)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用明顯。（3）在把市場分割引入到雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的分析框架后，研究發(fā)現(xiàn)雙向FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在商品市場分割程度與要素市場分割程度的門檻效應，隨著商品市場分割程度與要素市場分割程度分別超過一定的門檻值后，雙向OFDI對綠色全要素生產(chǎn)率才有明顯的抑制作用。根據(jù)上述研究結(jié)論，得到如下政策啟示：

第一，提高雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展程度，更大地獲取雙向FDI技術(shù)溢出效應。一方面，在“一帶一路”倡議的驅(qū)動下，中國企業(yè)“走出去”的步伐不斷加快。在促進OFDI快速增長的同時，更要注重提升OFDI的技術(shù)含量，鼓勵技術(shù)尋求型OFDI產(chǎn)業(yè)到發(fā)達國家開展OFDI，以更大地獲取OFDI逆向技術(shù)溢出效應來提升綠色全要素生產(chǎn)率。另一方面，緊密結(jié)合市場規(guī)律著力提升FDI質(zhì)量?，F(xiàn)階段國內(nèi)外仍然存在較大的技術(shù)差距，因此建議相關(guān)部門考慮通過構(gòu)建關(guān)于FDI質(zhì)量的考核評價體系，引導地方政府通過引進高質(zhì)量外資以獲取更多的FDI技術(shù)溢出效應，來提升綠色全要素生產(chǎn)率。最后，中國在積極推進高質(zhì)量“引進來”與高水平“走出去”的對外開放過程中，還應該同時采用政策支持和市場引導等方式，統(tǒng)籌雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展，促進綠色全要素生產(chǎn)率增長。

第二，加快構(gòu)建國內(nèi)市場一體化進程，破除市場分割對全要素生產(chǎn)率的負面影響。綜合考慮不同類型市場分割對雙向FDI影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制的差異性，一是規(guī)范市場競爭機制，強化公平競爭，建設(shè)高標準市場體系，優(yōu)化各部門和各地方“條塊”分割的治理格局，強化競爭、執(zhí)法常態(tài)化；二是暢通國內(nèi)經(jīng)濟循環(huán)，優(yōu)化收入分配，完善要素市場化配置體制機制，打通關(guān)鍵堵點，實現(xiàn)降本增效；三是促進市場間互聯(lián)互通，促進消費潛力釋放，以需求牽引供給，擴大商品市場規(guī)模，加快構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場；四是強化激勵約束機制，推進區(qū)域市場一體化。加大對建設(shè)大市場的激勵約束，鼓勵重點區(qū)域推進一體化市場建設(shè)，加強對個別地區(qū)的不當競爭行為的約束機制，對相關(guān)行政干預行為進行規(guī)范。

第三，發(fā)揮國內(nèi)國際“兩個市場”牽引力，促進技術(shù)進步。一方面，深化國內(nèi)市場“放管服”改革，通過對接國際通行高標準規(guī)則和建設(shè)更加成熟定型的市場制度，立足重點涉外區(qū)域，營造一批具備市場化法治化國際化的市場環(huán)境的試點，增強國際市場對我國技術(shù)創(chuàng)新的牽引力；另一方面，不斷完善國內(nèi)外貿(mào)一體化發(fā)展體系，結(jié)合國家中心城市規(guī)劃培育一批具有國際影響力的商品要素交易市場，不斷深化生產(chǎn)要素的市場化改革，通過激發(fā)市場主體活力，持續(xù)加強對企業(yè)技術(shù)進步的牽引作用。

參考文獻：

［1］?葉寧華，張伯偉.地方保護、所有制差異與企業(yè)市場擴張選擇［J］.世界經(jīng)濟，2017（6）：98-119.

［2］?胡彬，萬道俠.?產(chǎn)業(yè)集聚如何影響制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新模式——兼論企業(yè)“創(chuàng)新惰性”的形成原因［J］.財經(jīng)研究，2017（11）：?30-43.

［3］?鄧明.中國地區(qū)間市場分割的策略互動研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（2）：18-30.

［4］?Zhang?B，Tian?X?.?Economic?Transition?under?Carbon?Emission?Constraints?in?China：?An?Evaluation?at?the?City?Level［J］.?Emerging?Markets?Finance?and?Trade，?2019，55（4）：1-14.

［5］?張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000［J］.經(jīng)濟研究，2004（10）：35-44.

［6］?李小平，余東升，余娟娟.異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應——基于空間杜賓模型［J］.中國軟科學，2020（4）：82-96.

［7］?朱文濤，呂成銳，顧乃華.OFDI、逆向技術(shù)溢出對綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2019（9）：63-73.

［8］?Parsley?D?C，?Wei?S?J.?Limiting?currency?volatility?to?stimulate?goods?market?integration：?A?price?based?approach［R］.?National?Bureau?of?Economic?Research，?2001.

［9］?周經(jīng)，黃凱.市場分割是否影響了OFDI逆向技術(shù)溢出的創(chuàng)新效應？［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2020（6）：70-77.

［10］張杰，張培麗，黃泰巖.市場分割推動了中國企業(yè)出口嗎？［J］.經(jīng)濟研究，2010（8）：29-41.

［11］黃凌云，劉冬冬，謝會強.對外投資和引進外資的雙向協(xié)調(diào)發(fā)展研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（3）：80-97.

［12］張偉科，葛堯.對外直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應影響［J］.中國管理科學，2021，29（4）：26-35.

［13］張建，王博.對外直接投資、市場分割與經(jīng)濟增長質(zhì)量［J］.國際貿(mào)易問題，2022（4）：56-72.

［14］Elhorst?J?P.?Dynamic?Spatial?Panel：?Models，?Methods，?and?Inference［J］.Journal?of?Geographical?System，2012，14（1）：5-28.

［15］Han?C，?Phillips?P?C?B.GMM?Estimation?for?Dynamic?Panels?with?Fixed?Effects?and?Strong?Instruments?at?Unity［J］.Econometric?theory，2010，26（1）：119-151.

［16］Hansen?B.?E.Threshold?Effects?in?Non-dynamic?Panels：Estimation，Testing?and?Inference［J］.Journal?of?Econometrics，?1999，93：345-368.

Two-way?FDI?Coordinated?Development，Market?Segmentation?and?Green?Total

Factor?Productivity

ZHANG?Zhi-hua1，?TANG?Li-zhi2，?SUN??Lin3

（1.School?of?Economics，Guangdong?University?of?Finance?and?Economics，?Guangzhou

510320，?China;?2.School?of?Economics?of?Xiamen?University，?Xiamen?361005，?China;

3.Shangdong?Branch，??Peoples?Bank?of?China，?Jinan?250021，?China）

Abstract：?This?paper?uses?Using?Provincial?panel?data?from?30?provinces?of?China?from?2003?to?2019，?we?first?calculated?the?green?Total?factor?productivity?using?a?dynamic?SBM-GML?model，?the?relative?price?method?is?used?to?measure?the?segmentation?degree?of?commodity?market?and?factor?market?respectively，?then，?a?dynamic?spatial?panel?model?is?constructed?to?Quantitative?analysis?the?relationship?among?the?coordinated?development?of?two-way?FDI，?market?segmentation?and?green?total?factor?productivity.?The?results?show?that：?Two-way?FDI?significantly?promotes?the?growth?of?green?total?factor?productivity.?Two-way?FDI?promotes?the?growth?of?green?total?factor?productivity?mainly?by?improving?the?level?of?green?technology?progress.?The?two-way?FDI?in?the?east?of?China?promoted?the?green?total?factor?productivity?obviously，?and?this?two-way?FDI?inhibited?the?green?Total?factor?productivity?obviously.?Further?research?shows?that?the?impact?of?two-way?FDI?on?green?total?factor?productivity?shows?an?inverted?U-shaped?relationship.?Only?when?the?degree?of?commodity?market?segmentation?and?factor?market?segmentation?respectively?exceed?a?certain?threshold?value?does?the?two-way?FDI?show?an?inverse?U-shaped?relationship，?two-way?FDI?has?a?dampening?effect?on?green?total?factor?productivity.

Key?words：foreign?direct?Investment;outward?foreign?direct?investment;commodity?market?segmentation;factor?market?segmentation;green?total?factor?productivity

（責任編輯：周正）