FDI對我國制造業綠色工藝創新的影響研究：基于行業面板數據的實證分析

畢克新，楊朝均，黃 平

(1.哈爾濱工程大學經濟管理學院，黑龍江哈爾濱150001;2.哈爾濱理工大學管理學院，黑龍江哈爾濱150080)

一、引言

改革開放以來，制造業對我國生產力的提高、社會財富的積累和人民生活條件的改善等方面做出了巨大的貢獻，是推動我國經濟社會快速發展的最主要力量之一。但我國制造業以規模擴張為主的外延式發展模式，在推動經濟發展的同時也帶來巨大的環境污染問題，是我國環境污染的最大污染源。解決我國制造業快速發展和環境污染這一矛盾的有效手段就是綠色工藝創新。所謂綠色工藝創新，是指為減少產品生產所帶來的環境污染而進行的創新活動，包括以降低污染物產生為目的清潔生產技術創新和以減少已產生污染物排放為目的的末端治理技術創新兩個方面［1］。通過清潔生產技術創新和末端治理技術創新，改進現有的或使用更先進的生產工藝和治理技術，不僅能從源頭上削減污染物的產生，還能進一步減少污染物的最終排放量。

在開放經濟系統中，一個產業或企業技術創新水平的提高主要源于自主創新和國際技術溢出［2］。隨著我國改革開放的全面推進和全球經濟發展的日益融合，外商直接投資(FDI)的大量進入對我國制造業的發展產生了巨大影響。一方面，FDI作為資本和技術要素國際流動的綜合體，對我國制造業的工藝創新起到了顯著的影響，促進了制造業生產技術的進步。另一方面，FDI的進入加劇了我國制造業對環境的污染，尤其是我國追求極度壓縮過程并迅速顯示結果的引資動機，加大了我國制造業成為“臟”企業的“污染避難所”的可能性。

因此，研究FDI對我國制造業綠色工藝創新的影響，對于我國制造業通過制定合理的引資政策，在避免成為跨國公司“污染避難所”的同時，利用FDI提升我國制造業綠色工藝創新水平以解決我國制造業環境污染問題，具有重要的理論和現實意義。

二、文獻回顧

自創新理論提出以來，大量文獻研究了FDI對東道國創新的影響。在理論研究中，FDI通過示范效應、人員培訓效應、競爭效應以及關聯效應等渠道對東道國創新產生影響的作用機制，已經得到了大多數學者的認同。在實證研究中，大量文獻驗證了上述作用機制的存在性，但關于FDI對東道國創新的影響效果還存在爭議。王紅領(2006)等人梳理現有相關文獻后認為存在三種不同的觀點:促進論、抑制論和雙刃劍論［3］。與FDI對東道國創新影響相似，本文在梳理FDI對東道國綠色工藝創新影響的相關文獻后發現，同樣存在促進論、抑制論和雙刃劍論3種觀點。

(一)促進論的觀點

促進論的觀點認為，FDI對東道國創新產生了積極的影響。首先，FDI企業的研發活動直接提高了東道國的創新能力，跨國研發機構的設立不僅增加了東道國的研發資金投入［4］，也有助于當地研發人力資本的開發;其次，FDI的進入增加了內資企業獲取先進知識和信息的機會，并通過“干中學”、“看中學”進行模仿創新，甚至二次創新［5-7］;再次，FDI的進入加劇了東道國市場的競爭，迫使內資企業增加研發投入，提高企業的創新能力，以避免在競爭中處于劣勢地位。此外，由于前向關聯效應的存在，使東道國企業必須增強自身的創新能力，提高技術水平，以滿足上游外資企業的技術要求;而通過后向關聯效應，內資企業在利用外資企業的產品時，可以獲取固化在產品中的先進技術［8］，從而提高內資企業的自主創新能力。

FDI對東道國綠色工藝創新存在積極影響的研究認為:FDI是向發展中國家傳播環境友好技術的載體，在帶來資金的同時，也帶來先進的技術和管理經驗。更重要的是，他們遵循全球統一的生產標準和環境標準，為東道國的企業樹立了良好的榜樣。Eskeland和Harrisonb(2003)認為，外資企業一般使用比當地企業更加環境友好的生產技術和污染處理技術［9］，使東道國有機會獲得清潔生產技術，并迫使東道國對現有產業的生產過程進行“清洗”，從而提高東道國的環境技術水平［10］。張學剛(2010)認為，FDI的進入不僅帶來環境技術水平的提高，同時能誘致環境技術的擴散［11］，而這種擴散可能發生在產業內同一部門，也可能發生在上下游關聯的產業間［12］。

(二)抑制論的觀點

抑制論的觀點認為FDI對東道國創新產生了消極的影響。Kokko(1994)認為，當技術差距較大時，沒任何證據證明FDI對東道國的技術進步發揮作用［13］。而外資企業憑借技術優勢和先進的管理經驗，擠占內資企業的市場份額，抑制市場競爭，對內資企業的研發投資存在擠出效應［14-15］;并且外資企業較好的工資待遇會引起東道國研發人才的流失，從而導致東道國研發投入不足，對研發能力產生負面的效應［16-18］。此外，FDI的進入增強了東道國的技術依賴性，降低東道國自主創新的積極性。

在FDI對東道國綠色工藝創新存在抑制效應的研究中，馬麗(2003)認為，一些發展中國家和地區不惜以犧牲環境為代價吸引FDI，這種對FDI的惡性競爭導致該地區環境標準下降與環境質量惡化［19］。而由于這些國家較低的環境管制水平，使FDI面臨使用更低廉技術的誘惑，它們可能會將一些過時、有害的技術轉移給當地，制約當地國家的綠色技術進步［20］。Andonova(2003)通過對歐洲中東部企業級數據的分析發現，FDI與清潔生產技術的采用不存在必然的關系［21］。

(三)雙刃劍論的觀點

雙刃劍論的觀點認為FDI不是單純的促進或抑制了東道國的創新，而是兩者的綜合體。如前文所述，FDI的進入既可能增加了東道國的研發資金投入和有利于研發人才的開發，從而促進了東道國創新，但同時也有可能擠出了內資企業的研發投入，而且高技術的FDI對內資企業的研發活動可能具有替代效應［22］，從而抑制了東道國創新。FDI技術溢出的門檻效應和東道國的吸收能力是對于雙刃劍觀點最好的解釋，只有當東道國的經濟發展水平達到一定的門檻或具有一定的吸收能力時，FDI才能促進東道國的技術創新，否則FDI對東道國的技術創新無法產生影響，甚至有時會抑制東道國的技術創新。

FDI對東道國綠色工藝創新同樣存在雙刃劍的影響。Albornoz(2009)采用企業層數據進行了檢驗，結果發現FDI對東道國的環境技術產生了比較顯著的垂直溢出效應，但水平溢出效應并不顯著［23］。在 Albornoz(2009)的研究基礎上，陳媛媛等(2010)將環境技術分解為清潔生產技術和末端治理技術進行了進一步研究，結果發現FDI水平溢出對兩種技術的影響都為正，垂直溢出對末端治理技術的影響不顯著，而對清潔生產技術的影響存在前向鏈接為正、后向鏈接為負的溢出效應［24］。而 Chudnovsky和 Pupato(2005)則認為，雖然外資企業要比國內企業更傾向于采用代表先進環境技術的環境管理系統，但只有當國內企業具有一定的吸收能力時才能產生正向的溢出［25］。與此相似，宋馬林(2010)等人也認為，FDI對東道國綠色創新的影響存在條件，從而提出了包含環境因素在內的“綜合門檻效應”，并運用省際面板數據進行了實證檢驗，結果發現FDI僅對跨過“門檻”的省份的經濟進步和環境進步有積極的作用［26］。

綜上所述，關于FDI對東道國創新影響的研究已經取得了較多的成果，但在FDI對東道國綠色工藝創新影響方面的研究相對薄弱，且現有相關文獻大多從總體的角度研究了FDI對東道國綠色工藝創新的影響，缺乏FDI對東道國清潔生產技術創新和末端治理技術創新影響的研究。雖然陳媛媛(2010)在清潔生產技術和末端治理技術方面做了嘗試性的研究，但也僅研究了FDI對清潔生產技術和末端治理技術的間接影響，忽略了FDI對這兩種綠色工藝創新的直接影響。鑒于此，本文將在現有研究成果的基礎上，運用面板數據模型，研究FDI對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新的直接影響和間接影響，并進一步分析FDI對兩種綠色工藝創新的綜合影響。

三、模型設計、變量選擇與數據說明

(一)模型設計

從投入產出的角度來看，工藝創新實質上指的是投入要素與產出產品之間的數量關系，如在產出不變的情況下投入更少。綠色工藝創新活動與工藝創新活動在本質上是一致的，不同之處在于，綠色工藝創新在考慮投入要素與產出產品之間的數量關系的同時，更注重考慮投入要素與環境產出物之間的數量關系。如果將綠色工藝創新活動看做一項生產活動，則可借鑒柯布-道格拉斯生產函數的形式表示綠色工藝創新的投入產出關系。基于此，本為認為綠色工藝創新的投入產出關系可以用下面的式子表示:

其中，Y表示綠色工藝創新產出，K表示綠色工藝創新資金投入，L表示綠色工藝創新人力投入，A表示影響綠色工藝創新的其他因素。

在一個開放的系統中，影響綠色工藝創新的其他因素包括很多方面，如FDI、政府環境政策、創新環境等，為了使研究的針對性更強，這些因素中我們僅考慮FDI對綠色工藝創新的影響。因此，A=A0·FDIθ，并帶入公式(1)可得:

FDI作為一種國際資本流動方式，對東道國綠色工藝創新的影響包括直接影響和間接影響兩個方面。直接影響主要表現為FDI對東道國綠色工藝創新的貢獻，即FDI作為創新資金投入直接參與東道國的綠色工藝創新;間接影響主要表現為FDI對東道國綠色工藝創新的溢出效應。因此，FDIθ=FDISγ·FDIDη，并帶入公式(2)可得:

其中，FDID表示FDI的直接影響，FDIS表示FDI的間接影響，即溢出效應。由于FDI的直接效應主要通過FDI的資本要素功能來體現，即FDI作為一種資本投入要素直接促進東道國的綠色工藝創新水平的提高，因此，公式(3)變為:

其中，KF表示FDI綠色工藝創新資金投入，也表示FDI的直接效應;KN表示內資綠色工藝創新資金投入。

對公式(4)兩邊取對數，得到本文分析FDI對我國制造業綠色工藝創新影響的計量模型:

因此，FDI對清潔生產技術創新和末端治理技術創新影響的計量模型分別為:

其中，CTI表示清潔生產技術創新產出，ETI表示末端治理技術創新產出。下標i和t分別表示所選行業和年份，ck表示截距項，εitk表示整個回歸方程的誤差項。系數ηk、γk分別度量FDI的直接效應和溢出效應的結果，FDI對清潔生產技術創新和末端治理技術創新的綜合影響效果由系數ηk、γk共同決定。FDI對綠色工藝創新的綜合影響θk的計算公式為:

(二)變量選擇

(1)綠色工藝創新產出變量(CTI、ETI)。綠色工藝創新產出變量包括清潔生產技術創新產出變量(CTI)和末端治理技術創新產出變量(ETI)。借鑒Copeland和Taylor(2003)用污染排放強度表征環境技術的思想［27］，本文用污染產生強度、污染排放率來分別表示清潔生產技術創新和末端治理技術創新。污染產生強度即每單位產值所產生的污染量，等于污染產生量與行業總產值的比值。污染排放率等于污染排放量與污染產生量的比值。這兩種表征方式均反向的表示了清潔生產技術創新和末端治理技術創新。即清潔生產技術創新水平越高，則污染物產生強度越低;末端治理技術創新水平越高，則污染排放率越低。

(2)綠色工藝創新資金投入變量(KF、KN)。本文所指的綠色工藝創新資金投入主要包括R＆D經費內部支出和技術改造經費投入兩個方面。簡單來講，制造業工藝創新是指引入一種新的生產工藝、設備或對現有生產工藝設備的改進，可以通過外生性的技術改造和內生性自主工藝創新兩種途徑實現。自主工藝創新是指企業通過自主研發改進現有生產工藝設備或采用一種全新的工藝設備，是提高制造業內生性工藝創新水平的主要手段。技術改造是指采用先進的、適用的新技術、新工藝、新設備、新材料等對現有設施、生產工藝條件進行的改造，是制造業工藝創新的一種主要形式。在技術改造過程中，企業可以通過購買先進的工藝設備促進外生性工藝創新水平的提高;同時，由于制造業工藝創新往往依賴于現有生產工藝設備發生，技術改造所引入的先進設備為自主工藝創新提供了更高的工藝設備基礎，有利于自主工藝創新水平的提高。技術改造經費投入不僅可以衡量工藝創新的財力投入，也通過資金的形式反映了工藝創新的物力投入。因此，R＆D經費內部支出與技術改造經費之和能很好的衡量工藝創新的資金投入。此外，由于制造業工藝創新的目的不僅在于降低生產成本和提高生產效率，也在于降低能源消耗和污染物的產生。鑒于此，本文選用R＆D經費內部支出與技術改造經費投入之和來衡量綠色工藝創新資金投入。

(3)綠色工藝創新人力投入變量(L)。創新人員是影響創新水平的重要因素，大多數創新研究中采用研發人員來衡量創新人力投入，其中研發人員全時當量是最常用的指標之一。但由于統計口徑的關系，目前尚未有針對綠色工藝R＆D人力投入的統計數據，給綠色工藝創新測度的相關研究帶來了較大困難。本文認為，在技術創新中過程中，工藝創新和產品創新是兩種無法割裂的要素［28］，工藝創新和產品創新往往相互伴隨發生。同時，一項工藝創新活動在帶來經濟績效增加的同時，也能引起環境績效的變化。因此，本文認為，R＆D人力投入對綠色工藝創新產出具有較大的影響，可以在很大程度上衡量綠色工藝創新的人力投入。鑒于此，本文選用研發人員全時當量來衡量綠色工藝創新人力投入。

(4)FDI溢出效應變量(FDIS)。本文選擇FDI參與程度作為 FDI溢出效應的衡量指標。Caves(1974)認為，FDI的溢出效應是通過FDI所在行業的內資企業的勞動生產率或勞動效率與該行業FDI的參與程度的關系來體現的［29］，因此，FDI參與程度常常被作為衡量FDI與東道國創新關系的重要指標。但在如何度量FDI參與程度的問題上卻存在一定爭議。常用于表示FDI參與程度的變量主要包括:行業員工總量中外資企業員工所占比例［30］，行業市場總銷售中外資企業銷售所占比例［31］，FDI企業資產占行業總資產的比重［32］等。但這些變量要么僅反映了FDI的資金參與情況，要么僅反映FDI的人員參與程度，都無法很好的綜合衡量FDI的參與程度。因此，本文選擇用FDI企業人均銷售與行業人均銷售的比值來表示FDI的參與程度。

(三)數據說明

本文實證研究采用了27個制造行業2003-2009年的面板數據。數據主要來源于2004-2005年《中國科技活動統計年鑒》、2006-2010年《工業企業科技活動統計資料》和2004-2010年《中國環境統計年鑒》。工業總產值、創新相關等數據來源于《中國科技活動統計年鑒》、《工業企業科技活動統計資料》，環境相關數據來源于《中國環境統計年鑒》。考慮到數據的連貫性，本文選擇工業廢水的數據作為衡量清潔生產技術創新產出和末端治理技術產出的數據。上述大部分變量的數據非直接通過查年鑒得出，而是通過計算處理得出。在行業選擇方面，由于行業劃分標準的不一致，本文剔除了“工藝品及其他制造業”、“廢棄資源和廢舊材料回收加工業”兩個行業，同時由于“煙草制品業”的外資企業創新數據投入數據不連貫，為保持論文分析的準確性，“煙草制品業”被剔除，本文最終選擇了27個制造行業。

四、FDI對我國制造業綠色工藝創新影響的實證分析

(一)面板數據模型的選擇

在進行面板數據參數估計之前，首先要選擇正確的面板數據模型形式，以避免參數估計的結果存在較大偏差。面板數據模型主要包括混合模型、固定效應模型和隨機效應模型3種。在面板數據模型形式的選擇方法上，本文采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應模型，然后用Hausman檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。本文采用Eviews6.0進行F檢驗和Hausman檢驗。檢驗結果如表1和表2所示。

表1 F檢驗結果

表2 Hausman檢驗結果

根據F檢驗的結果可以看出，清潔生產技術創新和末端治理技術創新的P值均小于0.10，拒絕建立混合效應模型，應建立個體固定效應模型。

從表2看出，清潔生產技術創新的H檢驗值小于0.10，拒絕建立建立個體隨機效應模型，應建立個體固定效應模型。而末端治理技術創新的H檢驗值為0.9868，接受建立個體隨機效應模型。

因此，本文運用個體固定效應模型對清潔生產技術創新進行回歸分析，運用個體隨機效應模型對末端治理技術創新進行回歸分析。

(二)實證分析與結果討論

運用Eviews6.0對計量模型進行回歸分析，回歸結果如表3所示。模型(1)、模型(3)是未考慮FDI溢出效應的回歸結果，模型(2)、模型(4)是加入FDI溢出效應變量的回歸結果。為了突出重點，本文刪除了常數項的估計值。

表3 回歸結果

(1)綠色工藝創新資金投入變量(KF、KN)。從表3中可以看出，創新資金投入變量(KF、KN)在清潔生產技術創新和末端治理技術創新中的回歸系數為負，這說明創新資金投入對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新都產生了正向的影響，但對清潔生產技術創新的影響并未通過顯著性檢驗。創新資金投入對清潔生產技術創新的影響要大于對末端治理技術創新的影響。如模型(2)、模型(4)中內資創新資金投入變量的回歸系數所示，每提高1個百分點的創新資金投入，污染產生強度將降低0.5439個百分點，而污染排放率僅降低0.0057個百分點。

此外，通過對比內外資創新資金投入變量發現，內資創新資金投入變量的回歸系數值均要大于FDI創新資金投入變量的回歸系數值，這說明內資創新資金投入對兩種綠色工藝創新的影響均要高于FDI創新資金投入帶來的影響。如模型(2)、模型(4)所示，每增加1個百分點的內資創新資金投入，污染產生強度和污染治理率將分別下降0.5439和0.0057個百分點;而每增加1個百分點的FDI創新資金投入，污染產生強度和污染治理率將分別下降0.0109和0.0047個百分點。內資創新資金投入和FDI創新資金投入對兩種綠色工藝創新影響之比為分別為49.9∶1和1.21∶1，這說明內資企業在推動我國制造業綠色工藝創新水平提升的過程中，尤其在清潔生產技術創新方面，起到了遠遠大于FDI的作用。因此，在通過綠色工藝創新解決我國制造業環境污染問題的過程中，應加強對內資企業綠色工藝創新活動的引導和支持。

(2)綠色工藝創新人力投入變量(L)。從表3中可以看出，創新人力投入變量(L)在模型(1)、模型(2)中的回歸系數為負數，說明創新人力投入對我國制造業清潔生產技術創新產生了正向的影響，且有很好的顯著性。而創新人力投入變量(L)在模型(3)中的回歸系數為負，在模型(4)中的回歸系數為正，說明由于FDI溢出效應的存在，擠出了我國制造業末端治理技術創新的人力投入，不利于末端治理技術創新水平的提高，但這種擠出效應并未通過顯著性檢驗。

(3)綠色工藝創新投入變量(KF、KN、L)。分別對比模型(1)、模型(3)和模型(2)、模型(4)發現，創新投入變量(KF、KN、L)在清潔生產技術創新中的回歸系數絕對值均要大于末端治理技術創新的回歸系數絕對值，這說明創新投入對前者的影響大于后者。存在這種差異的主要原因可能在于清潔生產技術和末端治理技術的性質不同。清潔生產技術為“粘著型”技術，與生產流程技術緊密相關，清潔生產技術創新主要是通過對現有生產工藝進行改進或采用更先進的生產工藝，以達到提高產品質量、降低生產成本、解決生產工藝瓶頸、預防環境污染等目的，因此，清潔生產技術創新不僅僅能帶來環境績效的改善，同時在更大程度上會帶來經濟績效的提高。而末端治理技術為“積木型”的技術，往往附加于生產過程之后，末端治理技術創新僅能帶來環境績效的改善，且這種改善會造成企業成本的增加。從企業追求利潤的本質來看，企業會更傾向于進行清潔生產技術創新。此外，末端治理技術創新的動力更多的來自外界壓力，尤其是政府的監管，但由于我國環境規制體系不完善，且執行效果較差，導致企業有機會逃避環境污染的懲罰，從而降低末端治理技術創新的積極性。

(4)FDI溢出效應變量(FDIS)。從表3中可以看出，FDI溢出效應變量(FDIS)在模型(2)、模型(4)中的回歸系數分別為1.2856和0.0297，且都通過1%的顯著水平，這說明FDI對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新存在十分顯著的負向溢出效應。

FDI對我國制造業清潔生產技術創新與末端治理技術創新存在負向溢出效應的原因可能在于，FDI企業的進入加劇了我國制造業的競爭，為了在激烈的競爭中保持現有的利潤或取得更多的利潤，企業往往會以犧牲環境績效為代價獲取經濟績效，從而降低綠色工藝創新的研發投入。從表3看出，內資企業創新資金投入變量(KN)在模型(1)、模型(3)中的回歸系數絕對值分別大于在模型(2)、模型(4)中的回歸系數絕對值，這說明由于FDI的進入對我國內資企業創新資金投入存在擠出效應，阻礙了我國制造業綠色工藝創新能力的提高。此外，對于FDI企業來講，溢出效應的存在會導致企業知識和技術的租金消散，因此，為保持企業現有的技術優勢，FDI企業會通過各種手段極力阻止溢出效應的發生，防止東道國企業從中受益［33］。

此外，FDI對清潔生產技術創新的溢出效應遠遠大于對末端治理技術創新的溢出效應。其原因跟創新投入變量相似，主要由清潔生產技術和末端治理技術的性質決定。對于FDI企業來講，往往具有比內資企業更為先進的清潔生產技術，這些清潔生產技術不僅能帶來企業的經濟績效增加和環境績效改善，同時這些清潔生產技術也可能是FDI企業核心競爭力的來源，因此FDI企業會采取各種手段防止清潔生產技術的溢出。而末端治理技術的溢出使內資企業有機會接觸先進的污染物處理技術，通過示范效應促使內資企業進行末端治理技術，從而增加內資企業的運營成本，降低內資企業的利潤和競爭力。

(5)FDI的綜合影響。根據公式(8)，可以計算出FDI對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新的綜合影響系數，分別為 θ1=1.2747，θ2=0.025，說明FDI對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新均產生了負向的綜合影響。

一般來講，FDI產生了積極的間接效應且大于FDI的直接效應時，才是理想的FDI。從綠色工藝創新的角度來看，FDI資金投入對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新存在正向的直接效應，起到了一定的促進作用。但FDI的進入卻對我國制造業的兩種綠色工藝創新產生了更大的負向溢出效應，因此，流入我國制造業的FDI并非理想的FDI。從總體來看，FDI對我國制造業兩種綠色工藝創新產生了不利的影響，可以認為FDI的進入存在“環境避難所”效應。

五、結論

綠色工藝創新是制造業提高經濟績效、降低環境污染問題的關鍵，包括清潔生產技術創新和末端治理技術創新兩個方面。本文利用2003-2009年27個制造行業的面板數據，實證分析了FDI對我國制造業綠色工藝創新的影響，得到以下結論。

第一，從創新資金投入和創新人力投入的對比來看，創新資金投入對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新均產生了積極的影響。但對清潔生產技術創新并不顯著。創新人力投入對我國制造業清潔生產技術創新產生了正向的影響，但由于FDI溢出效應的存在，創新人力投入對末端治理技術創新產生了消極的影響。從清潔生產技術創新和末端治理技術創新的對比來看，創新資金投入和創新人力投入對清潔生產技術創新的影響均大于對末端治理技術創新的影響。其原因在于清潔生產技術創新不僅能提高環境績效，還能提高經濟績效，而末端治理技術創新只能以成本增加為代價獲得環境績效的提高。

第二，FDI創新資金投入對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新均存在正向的直接影響，但對清潔生產技術創新的影響并不顯著。而FDI的進入擠出了我國內資制造企業的創新資金投入，對清潔生產技術創新和末端治理技術創新產生了十分顯著的負向溢出效應。最終通過計算FDI的綜合影響發現，FDI對我國制造業清潔生產技術創新和末端治理技術創新均產生了負向的綜合影響，存在“環境避難所”效應。

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