R&D、FDI和出口對制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率影響的實證分析

吳敏潔 ，程中華 ，徐常萍

（1.東南大學 經(jīng)濟管理學院，南京 211102；2.南京信息工程大學 中國制造業(yè)發(fā)展研究院，南京 210044）

0 引言

在人口紅利下降，能源約束和環(huán)境污染壓力下，如何提高全要素生產(chǎn)率引起了政府和學界的重點關注。R&D、FDI和出口是帶動技術進步，提高全要素生產(chǎn)率的重要方式，新經(jīng)濟增長理論認為以R&D投入為代表的知識投資，具有規(guī)模報酬收益遞增的特征，是促進全要素生產(chǎn)率增長的決定性因素[1，2]，中國工業(yè)部門的證據(jù)顯示：在一些因素影響下，R&D存在制約作用。諸如，技術創(chuàng)新基礎薄弱、知識積累不足、投入產(chǎn)出效率低等原因，R&D強度的提高一定程度抑制了工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[3]。

FDI和出口可以通過技術外溢促進全要素生產(chǎn)率提高，Mello（1999）[4]指出FDI對經(jīng)濟增長（全要素生產(chǎn)率）的作用取決于國家的具體情況——投資國與東道國的技術差距影響FDI的溢出程度。對出口而言，出口方式和出口產(chǎn)品結(jié)構主要決定了技術溢出獲益[5]。大部分學者認為FDI和出口對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長存在正向影響[6,7]，還有一些學者從“污染轉(zhuǎn)移”和“技術依賴”角度提出了不同看法[8,9]。文獻梳理發(fā)現(xiàn)，以環(huán)境全要素生產(chǎn)率為觀察對象的研究較少，離開資源和環(huán)境約束的研究存在一定的片面性。當前，我國制造業(yè)部門環(huán)境全要素生產(chǎn)率處于什么水平？多種機制交織下R&D、FDI和出口對全要素生產(chǎn)率增長的凈效應如何？本文對上述問題進行探討，在此基礎上提出建議，以期為政府相關部門政策制定提供參考。

1 模型構建、數(shù)據(jù)來源和變量選取

1.1 模型構建

本文以創(chuàng)新驅(qū)動生產(chǎn)率增長的理論模型為框架，觀察增加R&D投入和獲得技術溢出（FDI和出口）兩大途徑對環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的影響。借鑒Nadiri（1993）[10]基礎模型，擴展后得到式（1）：

其中，下標i表示省份，t表示時間，LTF表示制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)，由于相鄰年份的生產(chǎn)率指數(shù)為0值附近的微小量值，回歸時不易識別。這里采用以1996年為固定基期，2002—2016期間各年份相對于基期的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)作為LTF，具體計算方法見后文；RD、FDI、Exp分別代表本文考察的三個核心變量RD、FDI和出口，x為控制變量，包括環(huán)境規(guī)制（Reg）、企業(yè)規(guī)模（Sca）、教育環(huán)境（Edu）和國有經(jīng)濟（Sta）；λ、μ、ε分別表示地區(qū)、時間雙向固定效應和隨機誤差。

模型（1）聚焦于RD投入、FDI和出口對低碳發(fā)展的單獨效應，實際上技術創(chuàng)新低碳發(fā)展的作用機制常常是多因素作用的結(jié)果，RD受轉(zhuǎn)化效果的制約，外商投資亦在出口經(jīng)濟中發(fā)揮重要作用，為了進一步考察這些關系，本文將模型進一步完善，得到模型（2）和模型（3）：

模型（2）和模型（3）在模型（1）的基礎上添加了交互項，分別增加了R&D和教育支持、FDI和出口交互作用的觀察。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2002—2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》，選取了全國30個省份2002—2017年的面板數(shù)據(jù)進行整理（西藏由于能源、科技等數(shù)據(jù)的缺失，未列入考察）。由于各區(qū)域能源和R&D數(shù)據(jù)僅細化至工業(yè)口徑，考慮數(shù)據(jù)口徑的一致性，本文以制造業(yè)各數(shù)據(jù)指標為工業(yè)口徑。

1.3 變量選取

（1）被解釋變量，環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長。全要素生產(chǎn)率是總產(chǎn)出與所有投入之比，反映生產(chǎn)活動的綜合效率，全要素生產(chǎn)率的增長意味著可以在不增加投入的情況下獲得額外產(chǎn)出，因此被視為可持續(xù)增長的表征。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率僅考慮資本、勞動力和期望產(chǎn)出，能源和環(huán)境公共物品的“價格失靈”使得傳統(tǒng)方法對全要素生產(chǎn)率的測量存在失真。本文將包含資本、勞動力、能源、產(chǎn)值和二氧化碳排放五個方面的全要素生產(chǎn)率增長作為被解釋變量，為了區(qū)別于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，稱其為環(huán)境全要素生產(chǎn)率。

（2）解釋變量，R&D,FDI和出口。本文的核心解釋變量是R&D、FDI與出口。將R&D強度（R&D經(jīng)費與主營業(yè)務收入比值）、外商資本金占比、和工業(yè)出口交貨值作為上述解釋變量的代表指標，各指標變量口徑為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)。2001—2016年，北京、上海、廣東、陜西、重慶、天津、浙江、江蘇是R&D投入強度（均值）最高的區(qū)域，2016年，上海、浙江、北京、廣東、天津和江蘇R&D強度更是達到了10%以上，這些省份也是外商投資和出口最多的區(qū)域。

（3）控制變量。除了上述變量，政策與教育、市場等環(huán)境因素也影響著環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長，本文選取環(huán)境規(guī)制、制造業(yè)廠商規(guī)模、教育和國有經(jīng)濟為控制變量。根據(jù)波特假說，適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以提高企業(yè)生產(chǎn)力，抵消環(huán)境保護帶來的成本，提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢。以環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長為關注重心，選取治理廢氣完成投資作為環(huán)境規(guī)制指標；制造業(yè)廠商規(guī)模大，行業(yè)集中度高，技術創(chuàng)新也容易形成規(guī)模效應，本文采用地區(qū)制造業(yè)單位企業(yè)產(chǎn)值反映區(qū)域制造業(yè)廠商規(guī)模情況；良好的教育支持有助于提升區(qū)域技術創(chuàng)新能力，選取各區(qū)域高等學校數(shù)量作為代表指標；國有經(jīng)濟中特殊的產(chǎn)權制度對技術創(chuàng)新的激勵和效率有著重要影響，這里采用國有資本占比代表。

上述解釋變量的描述性統(tǒng)計分析見表1，由于教育支持以高等學校數(shù)量為代表，是絕對數(shù)，因此，均值肯標準差較大。

表1 解釋變量描述性統(tǒng)計分析

2 綜合效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)演算

對全要素生產(chǎn)率增長的測算，本文首先采用SBM方向距離函數(shù)[11]，計算得到綜合效率（即全要素生產(chǎn)率，為了區(qū)別于全要素生產(chǎn)率指數(shù)，下文統(tǒng)稱綜合效率），在此基礎上構建環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)——Luenberger指數(shù)。不同于傳統(tǒng)距離函數(shù)，SBM方向性距離函數(shù)將污染排放（非期望產(chǎn)出）納入效率測度，可以更為全面地反映經(jīng)濟、能源、環(huán)境統(tǒng)一下的增長。

2.1 指數(shù)的演算方法

將K個制造業(yè)區(qū)域視為相應決策單元，構造生產(chǎn)前沿面，假設每個區(qū)域使用N種投入x=x1，…，xN∈，生產(chǎn)出M 種期望產(chǎn)出 y=y1，…，yM∈，同時排放I種非期望（“壞”）產(chǎn)出 b=b1，…，bI∈，每一時期t=1，…，T ，第K個區(qū)域的投入產(chǎn)出值為生產(chǎn)可行性集在滿足閉集和有界集、“好”產(chǎn)出和投入滿足可自由處置、零結(jié)合公理和產(chǎn)出弱可處置性公理的假設。運用數(shù)據(jù)包絡分析，可以將環(huán)境技術模型化為：

投入無效率：

期望產(chǎn)出無效率：

全要素生產(chǎn)率指數(shù)采用具有相加結(jié)構的Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)測度，t期和t+1期間Luenberger指數(shù)具體形式如下：

非期望產(chǎn)出無效率：

由式（9）可得到各區(qū)域制造業(yè)相鄰年份全要素生產(chǎn)率指數(shù)，測算中能源數(shù)據(jù)來自中國能源統(tǒng)計年鑒各區(qū)域工業(yè)終端能源消耗量，勞動力投入為從業(yè)人員數(shù)平均數(shù)。資本存量無法直接獲取，采用戈登斯密的永續(xù)盤存法，折舊率借鑒張軍（2003）[12]中9.6%的估計值，得到資本存量估計值。產(chǎn)值數(shù)據(jù)以1990年為基期進行價格平減。二氧化碳排放由終端各類能源消耗乘以排放系數(shù)得到，折算系數(shù)來自IPCC指南和OECD報告。

2.2 指數(shù)的演算結(jié)果

由SBM方向性距離函數(shù)（式（5）至式（8））得到規(guī)模報酬可變下各省份綜合效率以及分解后資本、勞動力、能源、產(chǎn)出和二氧化碳（非期望產(chǎn)出）效率，SBM方向距離函數(shù)得到的效率水平以無效率值表示，無效率值越大，效率水平越低。它們反映各省份靜態(tài)的效率狀況，結(jié)合式（9）可進一步得到各省全要素生產(chǎn)率指數(shù)，反映各省生產(chǎn)率的效率狀況。由于篇幅限制，同時也為了更為清晰地分析區(qū)域效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率變化中的共性和個性特征，本文將30個省份按照東部、中部與西部劃分進行研究，觀察區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長過程（見表2）。

表2 2002—2016區(qū)域效率水平與全要素生產(chǎn)率指數(shù)平均值

2002—2016年全國綜合效率平均值0.2715，說明存在27.15%的平均投入冗余、排放過量和產(chǎn)出不足。結(jié)合各項投入和產(chǎn)出效率可以發(fā)現(xiàn)，減少2.38%資本投入、2.96%勞動力投入、7.31%能源投入、11.53%二氧化碳排放，增加2.98%期望產(chǎn)出可以達到生產(chǎn)前沿面。二氧化碳排放效率和能源效率的過低是無效率的主要源泉，分別貢獻了42.47%和26.92%。一定程度反映了中國能源資源和環(huán)境資源市場價格信號的失真造成資源的過度使用、污染的過度排放。從區(qū)域角度看，東部地區(qū)制造業(yè)綜合效率的無效率值僅0.0921，效率水平最高。中部和西部效率水平相當，無效率值約四倍于東部，區(qū)域制造業(yè)存在較大的效率梯度差。

3 實證分析

3.1 全國數(shù)據(jù)分析結(jié)果

面板數(shù)據(jù)回歸模型一般需要在固定效應、隨機效應和混合回歸間進行選擇，首先，在固定效應分析中P＞F=0，即拒絕混合回歸假設；其次，通過LM檢驗拒絕了“不存在隨機效應”的原假設；最后，考慮固定效應或隨機效應，從抽樣數(shù)據(jù)看，30個省份對象并非隨機選取，應選擇固定效應模型，Hausman檢驗P值為0，亦拒絕了隨機效應假設，因此，本文選擇固定效應模型進行回歸，并從省份和時間兩個維度均進行了固定，它的優(yōu)點是可以控制住所有不隨時間變化但對每個區(qū)域是特定的變量（區(qū)域固定效應）和所有不隨區(qū)域變化但對每個時期都是特定的變量（時間固定效應），而不需要任何與這些變量相關的數(shù)據(jù)。回歸結(jié)果見表3。

表3 全國各區(qū)域回歸結(jié)果

模型（1）考察了全國范圍的R&D、FDI和出口三大核心變量對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響，從回歸系數(shù)看，在其他變量不變的情況下，我國R&D每提高1個單位強度，環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少11.2988個單位；外商資本比重每提高1個單位，環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少0.3670個單位；出口交貨值每增加1個單位，環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少0.0913個單位。R&D、FDI和出口的系數(shù)均通過了顯著性檢驗，對交互項的觀察發(fā)現(xiàn)，教育和研發(fā)的交互作用對環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的影響并不顯著，F(xiàn)DI和出口的交互影響顯著制約了制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長。控制變量中教育和國有經(jīng)濟估計系數(shù)顯著，但方向相反，前者促進后者抑制。環(huán)境規(guī)制和廠商規(guī)模的作用不顯著。總體而言，全國范圍內(nèi)三核心變量與交互項對制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的影響或為負向或不顯著。我國區(qū)域差異大，上述影響對不同區(qū)域是否一致？又或者由于區(qū)域差異使得部分變量的整體效應缺乏顯著？本文接著將觀察對象劃分為東部和中西部進行分析。

3.2 分區(qū)域數(shù)據(jù)分析結(jié)果

繼續(xù)采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應模型分區(qū)域回歸，結(jié)果見表4。對東部地區(qū)來說R&D、FDI和出口均顯著抑制了制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長，東部地區(qū)R&D的抑制效應較全國范圍更強，但R&D和教育的交互作用對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。FDI作用下的出口也顯著不利于東部地區(qū)制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長，除國有經(jīng)濟外，其余控制變量——環(huán)境規(guī)制、廠商規(guī)模和教育都顯著促進影響；中西部FDI和出口交互項系數(shù)高達7.3580，并在10%水平顯著，說明不同于東部地區(qū)，中西部出口導向型外商投資大大促進了區(qū)域環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高。R&D與教育的交互同樣正向作用于制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長，但R&D和FDI的單項作用不顯著，此外，各控制變量在中西部地區(qū)未現(xiàn)顯著作用，中西部區(qū)域落后的市場化進程和教育資源的匱乏或為主要原因。

核心變量的作用存在較大的區(qū)域差異：

（1）R&D的負向作用在東部區(qū)域顯著，中西部不顯著。R&D的負向影響又稱為R&D悖論，主要有三個方面原因：一是國家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈；二是邊際收益遞減；三是前兩種原因共同作用。中國制造業(yè)部門R&D負向影響的原因，從東部與中西部的差異可見一斑。僅僅是收益遞減規(guī)律或國家創(chuàng)新系統(tǒng)的失靈的作用，那么東部和中西部的回歸系數(shù)應同為負或皆不顯著，因此，可推論我國現(xiàn)階段R&D悖論受技術創(chuàng)新系統(tǒng)R&D收益遞減和國家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈的共同影響。前者屬于經(jīng)濟規(guī)律作用，后者則需要政策修正，國家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈則可能存在多方面表現(xiàn)：首先，環(huán)境因其公共性存在價格信號失真，當國家創(chuàng)新系統(tǒng)政府干預不夠時，無法引導R&D資源向低碳節(jié)能領域有效配置；其次，激勵政策失效。賈根良（2009）[13]發(fā)現(xiàn)中國政府通常以政策優(yōu)惠鼓勵跨國公司在中國從事R&D活動，這些公司一方面享受中國政府給予的政策優(yōu)惠，聲稱加大在中國的研發(fā)力度，另一方面將核心技術環(huán)節(jié)嚴格保密控制，研發(fā)成果也以母國戰(zhàn)略為核心，新技術開發(fā)出來即被投入國外市場,看似不斷擴大的R&D投入并沒有轉(zhuǎn)化為中國的生產(chǎn)力。最后，中國的知識產(chǎn)權保護制度還不完善，發(fā)明方專利有時不能得到有效保護，東部區(qū)域的某項技術剛出現(xiàn)，即被中、西部企業(yè)模仿，憑借低廉的比較優(yōu)勢擠占市場，東部的高R&D投入無法獲得有效產(chǎn)出。此外，良好的教育環(huán)境有助于R&D及其吸收轉(zhuǎn)化，改善中西部高等教育基礎設施促進了R&D對低碳增長的正向貢獻，東部地區(qū)R&D在更為完善的教育基礎設施作用下未現(xiàn)正向影響，政府部門需促進發(fā)達區(qū)域高等教育研究成果的加速轉(zhuǎn)化。

表4 分區(qū)域回歸結(jié)果

（2）FDI的作用同樣是東部顯著抑制，中西部未現(xiàn)顯著性。FDI對東部區(qū)域制造業(yè)低碳發(fā)展在總體上呈抑制效應，結(jié)果與魏后凱（2002）[14]FDI促進東部區(qū)域經(jīng)濟增長的結(jié)論看似矛盾，實際上兩者研究的時期不同，魏后凱研究的是1985—1999期間，本文的觀察時間是2002-2016年，改革開放初期，東部區(qū)域內(nèi)外資企業(yè)技術差距大，產(chǎn)生足夠溢出，F(xiàn)DI帶動了東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，內(nèi)資企業(yè)快速成長，隨著國內(nèi)外企業(yè)技術差距的不斷縮小，F(xiàn)DI溢出效應減弱，負向效應突顯。中西部技術基礎薄弱，技術溢出的梯度差足夠，然而地理位置和自然環(huán)境的局限，使得中西部地區(qū)對外商投資吸引力不夠，2016年新疆外商資本比重不足1%，寧夏、青海、甘肅、云南、貴州等也僅在1%～2%之間，過少的FDI使其系統(tǒng)作用得不到發(fā)揮，也因此，中西部FDI作用效果并不顯著。

（3）出口是區(qū)域差異最大的影響因素（東部和中西部出口系數(shù)均在5%的水平顯著，兩者符號相反），貿(mào)易是獲得技術溢出的又一途徑，東部沿海地區(qū)是我國開放最早的區(qū)域，期初，憑借比較優(yōu)勢，出口低技術勞動密集型或污染密集型產(chǎn)品成為地方經(jīng)濟的特色和優(yōu)勢，也因此帶動地方經(jīng)濟的快速發(fā)展，隨著區(qū)域經(jīng)濟水平的提升，東部地區(qū)和出口國的技術勢差不斷縮小，技術溢出獲益減少，將有限資源集中于低端勞動密集型或污染密集型產(chǎn)業(yè)已不適應區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的要求，開始抑制區(qū)域制造業(yè)低碳發(fā)展。而處于經(jīng)濟低洼的中西部還存在相當數(shù)量的閑置的土地和勞動力，擴大出口、充分利用這些資源有助于獲得規(guī)模效應和技術溢出。值得注意的是，我國相當部分的出口由外商直接投資主導，這反映了經(jīng)濟全球化進程下跨國公司全球區(qū)位布局的統(tǒng)籌安排——將制造安置在生產(chǎn)成本最低的區(qū)位，再將產(chǎn)品銷往全球，同理，東部和中西部不同的經(jīng)濟發(fā)展水平、與出口國的技術勢差等使外商投資主導型出口形成了對區(qū)域不同程度和不同方向的作用。

4 結(jié)論與建議

本文采用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger指數(shù)構建并測算了考慮資本、勞動力、能源、產(chǎn)出和二氧化碳排放五個方面的效率水平和環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)。并采用雙向固定效應模型對R&D、FDI和出口對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響進行實證分析。結(jié)果表明：（1）我國2001-2016期間制造業(yè)部門全要素生產(chǎn)率平均每年增長1.01%，東部效率最高；（2）出口導向和利用外商投資的發(fā)展戰(zhàn)略使東部地區(qū)效率過多地受到國外市場的影響。中西部和東部生產(chǎn)率整體差距有所減小，能源和環(huán)境效率差距未見改善，產(chǎn)出不足限制了中西部產(chǎn)出效率的提高；（3）R&D、FDI和出口對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著區(qū)域差異，R&D、FDI和出口抑制了中國東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長。相反，出口顯著促進了中西部環(huán)境全要素生產(chǎn)率，R&D和FDI的單獨作用不顯著，但在良好的教育環(huán)境作用下R&D現(xiàn)促進影響，而出口導向的FDI也成為推動中西部環(huán)境全要素生產(chǎn)率的重要動力。

綜上所述分析，本文給出如下建議：首先，由于國家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈和邊際收益遞減共同影響，R&D抑制了我國東部區(qū)域低碳增長，政府部門有必要調(diào)整當前創(chuàng)新激勵政策，如，為內(nèi)資企業(yè)R&D活動提供更多支持，完善能源定價機制和產(chǎn)權保護系統(tǒng)。其次，F(xiàn)DI和出口戰(zhàn)略下，東部制造業(yè)低端鎖定和技術依賴效應占據(jù)主導，起阻礙作用。東部制造業(yè)亟需轉(zhuǎn)型升級。最后，對中西部來說，吸引外商投資，擴充出口市場更有助于低碳增長。