中國對外直接投資對能源環境效率的影響※
——基于我國吸收能力與制度環境的視角

屈小娥 胡琰欣 駱海燕

內容提要：基于中國省際層面的面板數據，運用面板門檻回歸方法，從吸收能力和制度環境兩個視角出發，實證分析了對外直接投資如何影響能源環境效率。研究結果表明：從吸收能力角度看，金融發展、產業集聚條件下，OFDI對能源環境效率的作用均表現為單一門檻特征。當金融發展水平超過門檻值時，對外直接投資才能顯著地推動能源環境效率提升。大部分省市突破了金融發展水平的門檻值；產業集聚門檻條件下，對外直接投資對能源環境效率的邊際效應呈現出遞增規律。越過產業集聚門檻的主要集中在少量東部省市；從制度環境角度看，在環境規制門檻條件下，OFDI對能源環境效率的正向作用在跨過門檻值后變得顯著。大部分省市越過了環境規制門檻，個別中部省份環境規制不足；政府資源配置能力和政府參與程度均呈現出雙重門檻特征，大部分中西部省市的政府資源配置和政府參與過度，阻礙了逆向綠色技術溢出。鑒于此，政府應該根據各地區特有的吸收能力和制度環境條件，采取有針對性的、靈活多變的對外直接投資政策。

一、 引 言

隨著國家“走出去”戰略的推出和企業海外投資的快速增加，我國逐步從以吸收外資為主轉向吸收和對外投資并重。商務部統計資料顯示，中國對外直接投資流量從2004年到2014年的年平均增長率高達34.59%。2014年中國占全球對外直接投資存量的份額達到3.4%，投資規模進入全球前十。眾多研究證實了對外直接投資是國際技術溢出的一條重要途徑，但在當前資源、環境壓力驟增的情況下，要保證經濟增長和節能減排，必須提高能源環境效率。對外直接投資引致的逆向技術溢出、技術擴散以及規模經濟是提升母國能源環境效率的關鍵引擎。一方面對外直接投資使企業吸收國際先進綠色節能環保技術，并通過逆向溢出傳導至國內；另一方面促使企業參與全球范圍的競爭。這都有助于提高我國的綠色技術水平。然而現有研究很少涉及對外直接投資對母國能源環境效率的影響。在當前綠色轉型發展的背景下，迅速增長的對外直接投資對中國能源環境效率造成了怎樣的影響？要實現正向效應，需要什么制度環境條件？對我國的吸收能力有怎樣的要求？此外，由于各地區經濟金融發展水平、制度環境發展不均衡，OFDI對各地區能源環境效率的影響也呈現出異質性。因此，深入研究對外直接投資與能源環境效率的關系以及地區差異并探究其內在原因，對于新常態下促進區域綠色轉型，具有重要的理論和現實意義。

二、 文獻綜述

1.基于吸收能力視角的研究

國外關于對外直接投資的母國生產率效應的研究較多，但基于吸收能力視角的并不多。Borensztein(1995)較早研究了人力資本和FDI效應之間的關系，發現當人力資本水平越過特定門檻值時，FDI才能對東道國的經濟增長產生顯著的正向影響。Xu(2000)基于1966-1994年美國制造業跨國企業數據的研究表明，東道國的人力資本只有達到1.9年的門檻值，技術外溢效應才顯著。Gorg(2004)認為東道國的吸收能力對于能否受益于FDI具有關鍵作用。Herzer(2011)運用33個發展中國家的數據，研究發現總體上OFDI對母國全要素生產率具有長期正向影響，且這種影響在不同國家之間差異顯著。勞動力市場監管的差異是這種影響異質性的原因之一。Seyoum et al.(2015)經過研究認為，中國企業由于吸收能力較弱，顯著阻礙了逆向技術的獲取。

國內相關研究開始較晚，趙偉、古廣東、何元慶(2006)較早研究了對外直接投資引致母國技術進步的理論機制。周春應(2009)利用1991-2007年全國層面數據，研究發現高技術人才、經濟開放度等技術吸收能力顯著影響我國OFDI的逆向技術溢出效應。闞大學(2010)從地區差異角度出發，發現人力資本相對不足阻礙了東部地區從對外直接投資中獲得先進技術；而經濟開放度和金融發展水平較低是中、西部地區的主要制約因素。李梅和柳世昌(2012)基于R&D強度、人力資本等吸收能力因素，運用門檻回歸模型測算了引發正向逆向技術溢出效應的吸收能力門檻水平。蔣冠宏、蔣殿春(2014)運用企業層面數據，發現對外直接投資顯著促進了企業生產率的提高，但影響強度隨時間推移遞減。楊世迪等(2017)將能源環境因素納入研究框架，發現人力資本、要素稟賦、市場化進程和貿易開放度等吸收能力條件顯著作用于對外直接投資的綠色生產率增長效應。

2.基于制度環境視角的研究

從母國制度環境的視角研究OFDI對母國生產率影響的相關文獻很少，大多數文獻從東道國角度探究政治經濟制度對中國OFDI技術獲取的作用，或者從引致OFDI的動因角度研究母國制度環境與OFDI的關系。

陳巖等(2012)將母國制度因素加入中國對外直接投資的動因中，發現政府資源配置能力能夠正向調節資源與OFDI之間的關系。李國祥等(2016)基于環境規制視角，發現在較強的環境規制條件下，OFDI對綠色技術創新具有明顯的正面作用，且地域差異顯著。Wu(2017)運用中國工業企業數據，發現良好的制度環境和OFDI對企業和省際全要素生產率增長有顯著的正向影響。

分析以往的文獻可以發現，首先，目前關于OFDI與母國生產率之間關系的研究雖然不少，但少有文獻將能源環境因素納入分析框架，鮮有涉及OFDI對母國能源環境效率影響的相關研究。其次，以往文獻選擇的代表母國吸收能力的角度較為有限，主要集中在母國人力資本、經濟發展、研發投入、技術差距等。另外，在研究OFDI與母國生產率之間的非線性關系時，極少考慮母國的制度環境因素，多數集中在對東道國制度環境的考慮。鑒于此，本文重點研究OFDI對母國能源環境效率的影響效應，并將制度環境因素納入分析框架；同時，對于吸收能力因素的選擇，本文重點考察產業集聚和金融發展，尤其是產業集聚，在以往的研究中較為少見；另外，測算能源環境效率時，采用非徑向方向距離函數，重點突出能源投入和污染排放，不考慮資本和勞動力投入的權重和松弛度，這不同于大多數研究中將所有投入產出同等考慮的做法。在此基礎上，利用門檻回歸方法，考察OFDI對母國能源環境效率影響的非線性規律和地區差異。

三、 研究方法和變量選取

1.面板門檻模型構建

本文基于Hansen(1999)提出的面板門檻模型，實證分析母國吸收能力和制度環境的門檻效應下，中國對外直接投資與能源環境效率的非線性關系。代表吸收能力的門檻變量有金融發展(FIN)和產業集聚(LQ)；代表制度環境的門檻變量包括環境規制(ER)、政府資源配置能力(GOV)和政府參與程度(PR)。將這些指標分別作為門檻變量，構成模型的基本形式如下：

EEIit=μi+?1OFDIit·I(FINit≤Υ1)+?2OFDIit·I(FINit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(FINit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(FINit>Υn)+θxit+εit

(1)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(LQit≤Υ1)+?2OFDIit·I(LQit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(LQit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(LQit>Υn)+θxit+εit

(2)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(ERit≤Υ1)+?2OFDIit·I(ERit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(ERit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(ERit>Υn)+θxit+εit

(3)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(GOVit≤Υ1)+?2OFDIit·I(GOVit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(GOVit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(GOVit>Υn)+θxit+εit

(4)

EEIit=μi+?1OFDIit·I(PRit≤Υ1)+?2OFDIit·I(PRit>Υ1)+…+?nOFDIit·I(PRit≤Υn)+?n+1OFDIit·I(PRit>Υn)+θxit+εit

(5)

其中，FINit、LQit、ERit、GOVit、PRit均為門檻變量，Υ為待估算的門檻值，I(·)為指示函數。EEIit代表能源環境效率；OFDIit代表對外直接投資存量；xit為控制變量，具體包括人力資本(hcit)、地方政府競爭(Igc)、研發投入(R&Dit)和政府財政支出(GOVit)。

2.變量選取和數據來源

(1) 被解釋變量：能源環境效率(EEI)。本文采用非徑向方向性距離函數方法(簡稱NDDF)測算能源環境效率。該方法避免了方向性距離函數可能存在的松弛偏差問題。目前絕大部分研究測度能源環境效率時將資本、勞動力和能源投入同等對待，未能突出能源投入，鑒于研究重點是能源環境效率而不是傳統的全要素生產率，因此不應過度考慮資本和勞動力的可縮減程度。根據林伯強和劉洪汛(2015)的做法，賦予資本投入和勞動投入的權重為0。相較于全效率指標，能源環境效率(EEI)剔除了資本和勞動力要素的影響，實際表示的是能源使用效率和污染排放效率二者的平均值。具體的投入產出變量設定如下:

① 投入變量：勞動力投入，采用各地區就業人員年末人數度量，單位為萬人；資本投入，采用永續盤存法，公式為：

Kit=Kit-1(1-δit)+Iit

(6)

其中K為各省各年的資本存量，δ為折舊率，定為9.6%，I為當年投資，用固定資本形成總額度量。為了消除通貨膨脹的影響，用各地區固定資產投資價格指數平減，單位為億元；能源投入，采用分地區能源消費總量數據，單位為萬噸標準煤。

② 產出變量：期望產出，采用各地區生產總值表示，并以2003年為基期，用各地區GDP平減指數平減，單位為億元；非期望產出， 由于二氧化硫排放量是經濟發展過程中的主要環境污染物，同時也是大氣污染的主要來源，故采用二氧化硫排放量作為非期望產出的代理變量。

(2) 核心解釋變量：對外直接投資(OFDI)。由于短期內流量數據波動較大，而本文考察的主要是變量之間的長期關系，因此選擇各地區歷年對外直接投資存量數據，并用歷年平均匯率將美元換算成人民幣，再以2003年為基期，用GDP平減指數平減，并對數據取自然對數。對外直接投資存量數據來源于《中國對外直接投資統計公報》。

(3) 門檻變量：基于我國吸收能力視角選取的門檻變量：

① 金融發展(FIN)。使用刻畫金融發展效率的私人部門信貸指標度量，具體為非國有部門貸款余額與地區生產總值的比值。

② 產業集聚(LQ)。采用制造業區位熵指數。該指標反映制造業的相對集聚程度，計算公式為：

(7)

其中，Xit表示i地區第t年制造業就業人數，Xt為全國制造業就業人數；Qit為i地區第t年總就業人數，Qt為全國總就業人數。該指標越大，表示某地區制造業集聚程度越高。

基于我國制度環境視角選取的門檻變量：

① 環境規制(ER)。選用各地區歷年的環境污染治理投資總額占地區生產總值的比重表示，環境污染治理投資占比越高，表示環境規制越強。

② 政府資源配置能力(GOV)。用政府財政支出與地方生產總值的比值作為政府資源配置能力的代理變量，該項指標用于衡量社會總資源中政府所能支配的比重。

③ 政府參與程度(PR)。一直以來，國有控股企業是政府參與經濟，實現政策目標的一個重要途徑。采用各地區歷年國有固定資產投資占企業全部固定資產投資的比重表示。

(4) 控制變量：主要包括：① 地方政府競爭(Igc)：用地區生產總值增長率表示；② 研發投入(R&D)：用各地區科技活動經費內部支出占地區生產總值的比重表示；③ 人力資本(hc)：用各地區人口受教育年限的加權平均表示，權重為小學、初中、高中、大專、本科、研究生及以上教育程度人口數占比；④ 政府財政支出(GOV)：采用財政支出占地區生產總值的比重表示。

以上數據來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》等。西藏數據缺失較多，故不包括在分析范圍之內，重慶數據區間較短，將其并入四川，由于中國對外直接投資存量數據從2004年才開始統計，因此研究的時間區間為2004-2014年。各變量描述性統計指標如表1所示。[注]OFDI的極小值為負，是由于一些地區OFDI存量低于一億元人民幣，取對數之后為負。

表1 各變量的描述性統計結果

四、 實證結果及分析

本文首先估計了線性模型，在此基礎上，進一步采用面板門檻回歸方法，從多個視角考察OFDI對我國省際能源環境效率的非線性影響。

1.線性影響效應

線性模型均采用面板個體固定效應模型，實證檢驗中國OFDI對能源環境效率的總體影響效應。模型1中僅考慮對外直接投資變量，模型2中加入了其他4個控制變量。考慮到可能存在異方差和自相關問題，采用“OLS+聚類穩健標準誤”的方法估計。另外，為了檢驗模型2的設定是否存在內生性問題，采用Davidson-MacKinnon(1993)提出的方法，計算得到檢驗統計量為0.7751，對應的P值為0.3796，表明不能拒絕原假設，即內生性問題對OLS估計結果影響不大。因此，采用OLS估計方法是合適的。結果如表2所示。

(1) 由模型1、2的估計結果可知，無論是只考慮OFDI還是加入其他控制變量，OFDI的系數均為正，且顯著，說明從全國范圍看，對外直接投資對能源環境效率具有顯著的正向影響。原因可能在于：首先，通過對外直接投資，國內企業滲入東道國的高科技密集區，在人員、資源等方面形成廣泛深入的交流共享，通過跟隨模仿吸收東道國最前沿的綠色技術工藝。同時，將獲取的新知識和新技術回饋給母公司，母公司進行適應本土環境的技術再創造，最后通過行業間、地區間的技術溢出和示范效應廣泛提升母國技術水平；其次，對外直接投資促使企業參與全球范圍內的競爭，擴大市場范圍，形成規模經濟，或者獲取廉價資源，提高利潤，分攤母國的研發成本。這都有助于母國增強綠色技術水平，提高能源環境效率。

表2 線性模型估計結果

注：括號內的t統計量為修正異方差后的值，*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下顯著。表8同。

(2) 地方政府競爭系數顯著為負，說明在以經濟增長為核心的績效考核機制下，地方政府弱化環境規制強度來降低當地企業的合規成本，可能導致環境污染嚴重，降低能源環境效率。研發投入的系數為正，但是不顯著，可能由于現階段我國研發投入中與能源環境相關的研發項目較少，不能有針對性地提高能源環境效率。人力資本的系數顯著為正，這是因為擁有高水平人力資本的地區勞動生產率較高，對技術的吸收能力較強。政府財政支出的系數為顯著的負向，可能由于地方政府一味追求GDP高增長率，忽視了節能減排投資。

(3) 中國的對外開放戰略由沿海向內陸梯度實施，我國東、中、西部地區在經濟發展程度、環境污染和控制力度等方面明顯不同，因此，需要分析東、中、西部地區OFDI對能源環境效率的差異化影響效應。以東部省份為參照，以模型2為基礎，加入中部、西部兩個虛擬變量Central和West，得到模型3。回歸結果顯示，東部地區的OFDI對能源環境效率的作用顯著為正，中部地區顯著為負，西部地區該效應為負但不顯著。我們推測各地區制度環境條件及其他綜合吸收能力可能是決定這種差異的關鍵。

2.OFDI和我國能源環境效率：基于吸收能力的門檻回歸分析

選取金融發展、產業集聚兩個因素代表地區吸收能力，考察OFDI對能源環境效率的影響效應。首先進行門檻值的估計和門檻效應檢驗，表3列示了檢驗結果。

表3 金融發展、產業集聚的門檻值估計和顯著性檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平上顯著。表4、表6—表8同。

由結果可知，金融發展和產業集聚都僅通過了單一門檻檢驗，因此，選取單一門檻回歸模型。表4列示了不同吸收能力視角下，對外直接投資對能源環境效率的門檻回歸估計結果。為了避免由于異方差導致的估計不準確，選擇穩健標準誤檢驗。

(1) 金融發展。由估計結果可知，金融發展程度存在顯著的“單一門檻效應”，門檻估計值為0.634。該結果表明，當金融發展水平未超過門檻值0.634時，OFDI對能源環境效率的提升不顯著，跨越該門檻后，提升作用顯著，影響系數為0.0051。原因可能在于，較高的金融發展程度為企業提供了多樣化的融資方式，有助于企業在吸收綠色研發成果時獲得低成本的融資支持。同時，在高新技術的空間外溢和行業外溢過程中，其他企業也得益于便利的融資條件，推動更大范圍的逆向綠色技術溢出。

表4 吸收能力門檻回歸估計結果

(2) 產業集聚。產業集聚也存在顯著的“單門檻效應”，門檻值為1.3365。當一個地區的產業集聚水平低于門檻值時，影響強度是0.0059；當產業集聚水平跨越門檻值時，影響仍為正，且影響強度有所增強，變為0.0075。原因可能在于，產業集聚使那些通過對外直接投資獲得先進技術的企業與其上下游企業之間密切相連，其他企業通過分工協作學習先進綠色工藝和技術；而對于同處一個產業層面的企業,產業集聚通過地理上的集中強化了企業之間的交流和資源共享，因此，產業集聚增強了集群內部的技術傳播，從而促進整個產業集群的能源環境效率。

由于我國各地區的金融發展、產業集聚水平存在差異，對外直接投資對我國能源環境效率的非線性影響也存在空間異質性特征。因此，有必要進一步探析吸收能力的空間樣本分布特征。根據2014年金融發展的門檻值，將29個省市劃分為金融發展不足型和金融發展推進型兩組；根據產業集聚門檻值的大小，劃分為產業集聚不足型和產業集聚推進型，結果見表5。

表5 吸收能力類型劃分與樣本空間分布

由表5可知，至2014年為止，大部分省級行政區邁過了金融發展程度門檻，屬于金融發展推進型。這些地區得益于發達的金融市場，企業能夠以較低的成本獲得資金支持，對新技術的吸收更加便捷。對于這些地區，政府應適度擴大對外直接投資規模，充分利用金融環境的有利條件；而黑龍江、內蒙古、陜西、新疆四個省份為金融發展不足型，這些省份的金融發展水平制約了OFDI的逆向綠色技術溢出，應加大金融支持力度。

屬于產業集聚不足型的省市占大多數，對于這些地區，應該加快提高產業集聚水平；而福建、廣東、河南、江蘇、山東、上海、四川、天津越過了門檻值，屬于產業集聚推進型。對于這些省市，政府應創造良好的外部環境，提供服務和平臺，加強集聚區內企業之間的技術交流，幫助OFDI逆向技術溢出在集聚區內的縱向和橫向傳播。

3.OFDI和我國能源環境效率：基于制度環境的門檻回歸分析

企業的技術創新活動在特定的制度環境中進行，環境規制強度、政府干預、市場化程度等制度因素都深刻影響著企業技術創新和生產率水平，因此基于這三個維度考察OFDI對能源環境效率的非線性影響。表6列示了門檻變量檢驗結果。

表6 制度環境視角的門檻值估計和顯著性檢驗

續表

可以看出，環境規制僅通過了單一門檻檢驗，政府資源配置能力和政府參與程度通過了雙重門檻檢驗，未通過三重門檻檢驗。表7、表8列示了不同制度環境視角下，對外直接投資對能源環境效率的門檻回歸估計結果。

表7 環境規制門檻回歸估計結果

(1) 環境規制。由估計結果可知，環境規制表現為顯著的“單門檻效應”，門檻值為0.009，當環境規制強度未跨越門檻時，對外直接投資對能源環境效率的影響為正，但不顯著。當環境規制強度超過0.009時，呈現出顯著的正向影響，影響系數為0.0059。原因可能在于，當環境規制強度較低時，尚不足以對企業產生有效的約束和激勵作用，而隨著環境規制強度的增加，為了達到環境標準，企業有動力引進國外先進的綠色生產技術和專利，提高國內的綠色技術創新產出。

(2) 政府資源配置能力。政府資源配置能力存在顯著的“雙門檻效應”，兩個門檻值分別為0.121、0.212。當政府資源配置能力低于0.121時，影響強度是0.0067；當超過門檻值0.121，但低于門檻值0.212時，OFDI對能源環境效率的影響強度有所增強，變為0.0081。而當跨越門檻值0.212時，影響強度變為-0.0053。說明隨著一個地區政府資源配置能力的增強，OFDI對能源環境效率的影響呈現出先推動后抑制的規律。原因可能在于，政府資源配置有助于擴充企業的技術研發資源，如政府對新產品開發、人才引進進行補貼，免費提供各種培訓等。因此政府資源配置能力首先呈現出推動作用；但當政府資源配置過度，政府可能傾向于將財政支出投向基本建設等利于拉動GDP但高能耗高污染的領域，同時引導企業的資金流向，阻礙企業從逆向綠色技術溢出中獲益。

表8 基于政府資源配置能力、政府參與

(3) 政府參與程度。政府參與程度也存在顯著的“雙門檻效應”，兩個門檻值分別為0.215、0.271。當政府參與程度低于0.215時，對外直接投資對能源環境效率的影響不顯著。當處于門檻值0.215和門檻值0.271之間時，影響強度為0.0094，且顯著。但當跨越門檻值0.271時，影響變為負向，系數為-0.0038。政府參與程度較高的企業在獲得經營許可和前沿的技術時可以借助政府提供的便利條件，花費較少的成本。因此，在一定范圍內，政府參與程度顯著促進OFDI的逆向綠色技術溢出。但當政府干預超過一定的范圍，可能會導致效率低下和資源浪費。

由于不同地區的制度環境存在差異，因此，進一步探析各地區制度環境的空間樣本分布特征。根據2014年環境規制的單一門檻值，將各省市劃分為環境規制不足型和環境規制推進型兩組；根據政府資源配置能力的兩個門檻值將樣本劃分為三組；政府參與程度的劃分類似。具體分類結果如下。

表9 制度環境類型劃分與樣本空間分布

截至2014年，屬于環境規制推進型的省市達23個，對于這些省份，環境規制已經顯著促進了OFDI的逆向綠色技術溢出；只有福建、廣東、海南、河南、湖南、吉林6個省份沒有越過門檻。這些省份需要繼續采取措施加強環境規制，如提高排污標準等。

屬于政府資源配置不足型的只有山東省；屬于適中型的省市有13個，這些地區應該擴大對外直接投資規模，同時將政府對資源的配置程度控制在合理范圍；屬于過度型的省市有15個，基本上屬于中、西部地區，這些省份應該適當減弱政府對經濟的調控。

在政府參與程度門檻條件下，全國29個省市基本均勻分布于三組，屬于政府參與不足型的省市有10個，這些省市需要加強政府對經濟的干預。屬于適中型的地區有8個，這些地區的政府參與對OFDI的能源環境效應起到顯著的正向作用；屬于政府參與過度型的省市有11個，同樣集中在中、西部地區，這些地區政府對經濟的干預已經限制了OFDI的能源環境效率溢出效應，應該適度降低政府干預程度。

五、 研究結論及啟示

本文采用我國2004-2014年省際面板數據，實證檢驗了我國對外直接投資對能源環境效率的影響及其作用機制，并測算了引發積極能源環境效應的各吸收能力變量和制度環境變量的門檻水平。主要研究結論如下：① 從全國總體看，中國的對外直接投資顯著地促進了能源環境效率的提高；分區域看，東部地區的對外直接投資顯著推動了能源環境效率提升，中西部地區的對外直接投資還未能引起明顯的逆向技術溢出效應。② 在金融發展和產業集聚門檻條件下，對外直接投資對能源環境效率的影響呈現出單一門檻特征。從地區差異看，大部分省市邁過了金融發展程度門檻，只有黑龍江、內蒙古、陜西、新疆四個省份金融發展水平還相對落后，阻礙了OFDI的逆向綠色技術溢出；邁過產業集聚門檻的主要集中在少數東部省市，大部分地區仍屬于產業集聚不足型。③ 在環境規制門檻條件下，OFDI對能源環境效率的影響呈現出從不顯著到顯著正向的單一門檻特征；在政府資源配置能力、政府參與程度的門檻條件下，該影響呈現出雙重門檻特征。從地區差異看，23個省市越過了環境規制門檻；屬于政府資源配置能力和政府參與程度過度型的主要集中在中西部地區。

以上研究結論的啟示在于：① 對于東部地區，由于金融發展程度較高，產業集聚水平較高且政府資源配置能力和政府參與程度基本屬于適中型。應該充分利用本地區的金融資源優勢、集聚經濟效應和政府資源配置優勢，加大對外直接投資力度，優化對外投資結構，加強與東道國技術先進企業的合作，重點增加綠色技術尋求型對外直接投資。② 對于中部地區，其環境規制力度較強，但不少省市產業集聚水平尚屬于不足型。應該著力提高產業集聚水平，發展地方工業園區，健全集聚區的組織管理制度，建立公共服務平臺和有序的信息共享機制，為企業提供市場信息、前沿技術信息、教育培訓等服務，推動集群內部要素、技術的自由流動。同時利用環境規制對OFDI逆向技術溢出的正向導向作用，保持對企業的環境規制，適度提高排污標準，鼓勵企業引進綠色技術和再創新。③ 對于西部地區，其經濟發展水平較為落后，吸收能力不強，金融發展水平和產業集聚基本屬于不足型，政府資源配置和政府參與都屬于過度型。因此應該重點培養吸收能力，把握“一帶一路”契機，建立現代金融體系和金融服務機制；同時適當降低政府干預程度，突出市場在資源配置中的決定性作用，這是“供給側改革”的關鍵內容。政府的主要任務是穩定宏觀經濟，營造有利于企業活動的市場環境，讓企業對經濟有穩定的預期，在市場力量的引導下，促使我國對外直接投資帶來更積極的能源環境效應。