國際技術溢出對綠色技術創新效率的影響研究
——基于空間視角下制度調節作用的非線性檢驗

冉啟英，楊小東

（新疆大學 a.創新管理研究中心；b.經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830047）

一、引言及文獻述評

中國經濟進入“新常態”后，隨著人口紅利消失，資源環境矛盾日益突出，生產要素遞減以及投資回報率的降低，傳統驅動要素難以支撐中國經濟的長期可持續發展，加快增長引擎轉向創新驅動，實現新舊動能的轉換已是迫在眉睫［1］。面對經濟下行壓力，黨的十九大報告中恰逢其時地提出，創新是引領新時代現代化經濟發展的第一動力，要貫徹新發展理念，培育新的增長點，建設現代化的經濟體系。“十三五”規劃中也著重強調經濟發展的基本點在于創新，科技創新和技術進步對驅動國家經濟發展起著至關重要的作用。截至2018年年底，我國專利發明授權量位居世界第一，科技進步貢獻率首次超過58.5%，研發人員也突破418萬人，盡管中國高新技術產業整體發展態勢強勁，但是大量的研發資金投入和優惠政策的出臺并未改變創新效率低下和基礎創新能力薄弱的問題，導致我國許多產業依然處于全球價值鏈垂直分工體系的低端［2］。在中國全方位開放的時代背景下，對技術要素尚欠優勢的中國而言，除了依靠國內自主研發之外，通過對外開放實現國際技術溢出效應成為中國快速提高自主創新能力的重要途徑［3］。而國際技術溢出在發揮影響效果的過程中，必然受到母國的政治、經濟和法律等制度質量的影響［4-5］。開放經濟條件下，一個國家（地區）優越的制度安排不僅能夠避免技術傳導過程中“水土不服”和“消化不良”等負面影響，而且能減少企業非生產性活動的尋租成本，提高融資效率，從而提升母國綠色技術創新績效。因此，如何構建良好的制度環境，最大限度地發揮國際技術溢出對我國綠色技術創新效率的推動作用，已經成為新常態下我國經濟邁向高質量發展所面臨的重要問題。

從近些年的研究結果來看，由于各國（地區）制度環境的異質性，導致對國際技術溢出的吸收渠道和轉化能力存在較大差距，因此對國際技術溢出與一國（地區）創新效率的研究所得結論不一致。部分學者基于對國際技術溢出不同的溢出渠道研究發現，對外直接投資（OFDI）逆向技術溢出和對外貿易技術溢出對一國（地區）的創新技術效率的提升成效顯著［6-9］。也有部分學者認為，國際技術溢出中，OFDI和外商直接投資（FDI）對創新技術效率并未起到促進作用［10-14］。此外，有學者強調，國際技術溢出對技術創新效率的提升是多尺度和多方面的，需要考慮一國（地區）的基礎設施、人力資本、產業結構、貿易開放度和知識創新產權保護等要素，具有一定的非線性關系［15-19］。英國著名經濟學家克里斯托弗·弗里曼《一個新國家創新系統》一文中闡釋了技術創新如何受到國家制度影響，其指出市場自由競爭不足以跨越技術的壁壘，因此需要政府實施制度調整，通過完善產業政策、科技創新政策和調節市場機制等促進技術創新。制度作為維持社會正常運轉的基本規則，其對技術創新的影響不言而喻。較差制度環境會導致經濟活動的低效率運行，增加各經濟單元的交易成本，增加尋租和惡性競爭等行為［20］，而良好的制度環境可以減少技術吸收過程中的風險性、科技研發過程的不確定性、提高國際技術溢出的高效性等，進而促進先進技術創新效率的提升［21-24］。因此，改善制度質量，為國際先進技術的吸收和內化創造條件，是發揮國際技術溢出促進本國綠色技術創新效率提升的關鍵。

縱觀已有研究發現，以往研究對分析國際技術溢出與綠色技術創新的關系提供了理論框架和實證檢驗，但仍存在如下不足之處：①現有的研究中，對于國際技術溢出指標的衡量大多選取FDI、OFDI或對外貿易單一指標，鮮有學者將三者納入同一分析框架內進行綜合考量，其關注空間效應的研究更是鳳毛麟角；②在國際技術溢出對綠色技術創新影響相關研究中，缺乏從綜合制度質量視角做全局性的系統分析，或選取指標過于單一化難以全面反映制度質量綜合內涵；③研究方法上，多局限于靜態分析，其潛在的內生性問題會導致估計結果產生有效性不足和存在偏誤。因此本文的創新之處在于，結合2006-2017年省際面板數據，將FDI、OFDI、對外貿易的三種國際技術溢出渠道納入統一分析框架中，避免單一渠道所造成的估計偏誤，從而彌補忽略異質性效應所產生的缺陷；采用全排列多邊形圖示指標法構建區域制度質量綜合評價體系，以綜合考察制度環境對國際技術溢出及區域創新效率的調節效應；考慮到多渠道國際技術溢出下的時空效應，在C—H模型基礎之上建立線性結構的空間交互模型，系統探討了多渠道國際技術溢出對中國綠色技術創新效率的促進作用，創新性地從國際技術溢出的“本地—鄰地”技術創新進步聯動視角出發，分析國際技術溢出對“本地—鄰地”綠色技術創新效率的作用；進一步運用門檻方法對國際技術溢出、制度質量與綠色技術創新效率之間的關系進行深層剖析，并使用脈沖響應函數（PVAR）檢驗所得結論的穩定性，更加全面分析綠色技術創新效率所受到多渠道國際技術溢出的沖擊作用，以期為中國高效利用國際技術溢出效應提升綠色技術創新效率、加速實現經濟發展引擎轉向創新驅動提供理論支撐和政策借鑒。

二、機理分析與命題推演

（一）FDI技術溢出、制度質量與綠色技術創新效率

FDI企業相對于東道國本土企業而言，通常具有一定的所有權優勢，且技術較為先進的FDI的技術溢出潛力巨大，其通過人員流動、競爭、示范和產業關聯等四種效應對東道國產生正向的外部技術溢出，從而促進東道國企業的技術進步與效率的提升［25-27］。東道國綠色技術創新效率的提升除與企業自身技術創新有關外，還需一定的外部環境的支持，而制度質量作為外部環境重要一環，可能使FDI對綠色技術創新效率產生明顯的調節作用［28］。制度質量主要通過影響FDI進入行業及區位、FDI質量和東道國對FDI技術溢出的吸收能力來對綠色技術創新效率產生作用。首先，在市場化程度更高、產權交易制度和法律制度更為完整的國家（地區），FDI企業總是青睞投資技術含量高的中高端產品、高新技術產業和中高端制造業，這不僅為FDI技術更加便捷和高效的溢出提供制度保證，而且也減少了核心技術在傳播過程中的不確定性和對國內技術的擠出效應［29］，此外，一國（地區）通常通過改善某地區制度質量來吸引更多FDI，促進本地技術創新效率的提升［30］。其次，制度質量是吸引外資大量涌入的重要條件，制度質量高的地區市場準入門檻較低、經濟自由度較高，外資規模增加促進經濟發展。而FDI往往傾向于投資經濟發展水平較高的地區，因此，隨著制度質量的提升，東道國企業在和先進外資企業在交流的過程中會產生技術的轉移和擴散，外資企業技術水平越高，綠色技術創新效率的提升也就越快。最后，東道國企業為了更好地吸收外來企業的技術，必須具備接受、消化吸收再到技術創新的能力，而制度質量高的國家（地區）往往人才的培養和儲備體系比較完整，人才流動性較強，東道國企業對外來技術的學習、模仿和再創新的能力也強。因此，制度質量越高，FDI技術溢出效應越強，由此提高東道國整體技術創新效率。由此可見，營造優良的制度環境，對于一國（地區）利用FDI促進本地區綠色技術創新效率的提升至關重要。根據以上分析，提出本文假設1。

H1：FDI技術溢出會通過制度質量對東道國綠色技術創新效率產生影響，且隨著東道國制度質量的提升，FDI的技術溢出效應會逐步出現或越來越強，對東道國綠色技術創新效率的正向促進作用隨之出現或增加。

（二）OFDI逆向技術溢出、制度質量與綠色技術創新效率

OFDI逆向技術溢出，指一個國家（地區）的企業在對另一個國家（地區）進行國際投資時，以獲取東道國智力資源、企業的領先技術、研發機構成果等R&D資源為目標，或子公司聘請當地研發人員來提升自身技術創新能力。再通過跨過企業子公司和母公司的人員技術交流，促進母公司技術進步；或者購買子公司相關產品，通過產品獲取先進的技術；抑或通過賺取利潤，反哺母公司研發投入，最終提高母國企業技術創新效率這一過程［31］。母國不同地區制度質量的差異，使得母國企業對國外已獲得的技術吸收和轉化能力不盡相同［32-33］。首先，母國制度質量較高的地區，通常高素質人才的流動和交流也較為頻繁，對國外子公司所獲取的創新技術的消化吸收能力和技術承接能力也較強，母國技術創新效率的提升也較快。其次，母國制度質量較高的地區，政治制度環境通常比較好，跨國公司在通過產品進行技術轉移過程中，制度性障礙較低和無效率的通關手續流程較少，有利于提高技術的回流速度，進而促進母國技術效率的提升。然后，母國制度質量較高的地區，通常法制化水平和知識產權保護水平也較高，這能夠有效保護創造者的技術和轉移，減少技術和創新被模仿和破壞的危險，同時也可提高企業對于國外技術的尋求和引導技術回流的積極性，加大母國技術效率的提升［24］。最后，制度質量較高的地區，通常具有發達的金融體系，而發達的金融體系有利于為跨國企業輸入利潤、緩解融資成本、拓展融資渠道和促進資本從資本所有者向研發企業高效流轉的進程［23-34］，進而提升母國企業的研發投入，形成技術外溢，促進技術效率的提升［35-36］。根據以上分析，提出本文假設2。

H2：OFDI逆向技術溢出會通過制度質量對母國綠色技術創新效率產生影響，且隨著母國制度質量的提高，OFDI逆向技術溢出效應會逐步出現或逐漸增大，對母國綠色技術創新效率的正向促進作用亦隨之出現或增加。

（三）對外貿易技術溢出、制度質量與綠色技術創新效率

對外貿易技術溢出是指通過進出口貨物貿易，技術交流等方式，獲取對母國有用的技術和知識，進而提升母國技術效率的過程，這一過程在發展中國家與發達國家之間更加明顯［37-38］。各國家（地區）貿易量越大，技術交流與合作就越頻繁，越有利于對別國（地區）技術的吸收與再創造，進而為本國綠色技術創新效率的提高奠定基礎。但一個國家（地區）對外貿易技術溢出效應能否出現與這個國家（地區）的制度質量高度相關［39］。首先，制度質量高的國家（地區），在貿易合作或在政治高層互動上更加地積極和主動，在政治上更加互信和經濟上更加互助，進而降低貿易雙方因制度方面（通關程序繁瑣、關稅壁壘等）所造成的高新技術高額引進成本和吸收別國技術的時間成本，最終快速實現提升自身技術效率的目的。其次，由于對外貿易的發展伴隨著市場價格、不確定風險和偏好等的突變，制度質量比較低的國家（地區）往往因高風險使得商家或企業很難獲得潛在利潤，抑制了對外貿易的發展，而對外貿易量的減少會間接降低企業因利潤降低而減少研發投入，最終影響技術創新效率。再者，制度質量高的地區經濟自由度較高和市場比較開放，開放自由的市場競爭會不斷促進貿易量的增加，東道國企業也可以在此過程中享受到貿易伙伴國的技術創新［40-41］；此外，東道國為了適應市場局勢的變化，將會加大研發投入或技術引進提高企業的核心競爭能力，推動一些新科技和新技術的產生，最終綠色促進技術效率的提升。最后，制度質量的提升通過影響貿易數量直接影響到企業為適應國際化的市場需求而做出的戰略調整和應對巨大國際市場所產生的規模經濟，最終影響到生產效率和技術效率。根據以上分析，提出本文假設3。

H3：對外貿易技術溢出會通過制度質量對本國綠色技術創新效率產生影響，隨著本國制度質量的提升，其溢出效應發揮作用逐漸產生甚或增強，對本國綠色技術創新效率正向作用亦隨之出現或增加。

三、模型構建、指標選取與數據來源

（一）空間C—H模型的建立

技術創新是推動一個國家（地區）經濟持續增長的關鍵因素。在C—H模型中，一個國家（地區）的技術進步受到對外貿易、外商直接投資和對外直接投資的影響，本文基于該模型構建了多渠道的國際技術溢出的計量模型。參考Le Sage＆Pace［42］將空間交互作用的引入一般性的線性范式中，并將空間滯后和誤差模型結合，形成更適合本文的空間杜賓（Durbin）模型，解決各省際可能存在的時空依賴性和溢出效應。此外，考慮到技術創新效率變化可能存在時空滯后效應，因此將綠色技術創新效率滯后一期納入研究體系中。而多渠道國際技術溢出效應能否順利及有效地發揮其作用，必然以東道國的政治、經濟和法律制度環境為基準，本文將制度質量變量引入分析框架，以考察制度環境對技術溢出效應所產生的影響。基于以上分析，構建如下動態空間面板杜賓模型：

其中；i表示省份；t表示年份；GTFPit為地區技術創新效率；GTFPit-1為地區技術創新效率的滯后一期項；intit為國際技術溢出，包括fdiit為地區外商直接投資、ofdiit為地區對外直接投資、tradeit為地區對外貿易；iqit為地區制度質量；X為一系列控制變量，包括產業結構調整指數（strit）、金融發展水平（fdit）、研發資金投入（rdit）、人力資本水平（humit）；ρ為綠色技術創新效率的空間溢出系數；αi為各渠道國際技術溢出的空間溢出系數；β0,β1,β2,…,βn分別為待估參數；Wit為N×N階空間權重矩陣；εit是隨機擾動項；為控制模型的異方差和共線性，所有指標均取對數。

引入地理異質性的空間權重矩陣后，空間杜賓模型涵蓋國際技術溢出對本地區的局域溢出效應以及對本地區以外其他區域的跨區域溢出效應，存在非線性結構特點。因此，變量的回歸系數并不是真實的偏回歸系數，需要進一步按照偏微分的方法進行分解［43］。參考 Le Sage＆Pace［42］的做法，將空間模型進行偏導矩陣化，將式（1）改寫為：

其中，φM為M×1階綠色技術創新效率的向量；ω為常數項；μ*為擾動項；ln Ht為解釋變量構成的M×K維矩陣。在通過空間模型引入“單元截面值互不相關”的強假設條件，拓展出適用于本文的偏導矩陣，則因變量ln GTFPit對第K個自變量在T時的偏導矩陣為：

需要說明的是：根據偏導矩陣特點，在模型（3）中對角線元素之和的平均值為局域溢出效應，而其他非對角線元素之和的平均值為跨區域溢出效應，局部溢出效應與跨區域溢出效應之和為空間溢出總效應。

（二）變量的解釋與說明

（1）綠色技術創新效率（Gtfp）。綠色技術創新效率的結果最終體現為綠色全要素生產率的提升，本文延續Chung測算模式［44］，為克服其分析框架內結果高估的缺陷，在構建Malmquist指數的基礎上，引入方向性距離函數（DDF），將期望與非期望等多產出納入技術效率的測算中，并通過MAXDEA6.0測算出綠色技術創新效率。

（2）外商直接投資（FDI）。在經濟全球化的背景下，本國的技術創新效率被其他國家直接或間接的投資行為影響，其中以FDI作為國際技術溢出的主要媒介，本文使用中國各省份以2006年為基期折算后實際利用外商投資額衡量外商直接投資。

（3）對外直接投資（OFDI）。在全方位開放的格局下，OFDI通過利用東道國先進的技術稟賦獲得生產要素的同時，也通過逆向技術溢出革新本國的科技創新格局，促進本國綠色技術創新效率的提升，本文使用各省份非金融類以2006年為基期進行折算后對外直接投資凈額來衡量對外直接投資。

（4）對外貿易（Trade）。國際貿易的發展，勢必會影響貿易雙方技術上的交流和交換，對外貿易技術溢出，更是吸收技術創新的有益途徑，本文使用以2006年為基期進行折算后進出口總額來衡量對外貿易額。

（5）制度質量（Iq）。制度是一個比較寬泛的概念，正如美國學者納爾遜在《美國支持技術進步的制度》一文中指出，制度應涵蓋政府行為作用、市場的調節機制和知識產權的保護政策等方面內容。在外部非同質經濟沖擊和內部經濟改革開放的背景下，中國自改革開放到迄今的制度變革尤為激烈，因此如何衡量中國各省際制度質量不能憑主觀臆斷，而是使用科學合理的評價方法進行測算。在測算中國國內制度質量相關的研究中，多數學者主要參考王小魯和樊綱的測算方法和側重角度，因此測算制度質量的涵蓋方向主要偏重于經濟制度質量，而缺乏從法律和政治制度質量的角度分析。因此，本文以完善制度質量測算為原則，在以往的研究基礎上，采用全排列多邊形圖示指標法，構建從政治、法律和經濟三個方面，涵蓋4級指標的制度質量綜合評價體系，具體見表1所列。

（6）控制變量。人力資本（hum）使用6歲及以上人口平均受教育年限測算；金融發展水平（fd）使用年末銀行業金融機構貸款余額與GDP之比測算，產業結構水平（str）使用第三產業增加值與第二產業增加值之比測算。研發資金投入（rd）使用地區研發投入與GDP之比測算。本文所選少許數據存在缺失狀況，運用matlab2016采用外插值法擬合回歸得出相關缺失數據。以上數據來源于各地區統計年鑒、中國市場化指數、《中國統計年鑒》《中國律師年鑒》《中國檢察年鑒》《中國科技統計年鑒》、Wind數據庫。

表1 制度質量指標體系構建

四、實證結果分析

（一）空間計量回歸分析

1.空間相關性檢驗

使用空間計量回歸之前，首先檢驗各變量是否存在空間關聯性，避免因外生錯誤而導致估計結果產生偏誤。基于此，本文采用Moran指數法加入鄰近地理權重矩陣、經濟距離權重矩陣進行空間效應檢驗，并使用stata15軟件計算出相關結果。由表2可以看出，基于地理距離和經濟距離兩種空間權重矩陣下，我國各省區2006-2017年綠色技術創新的Moran指數均為正且至少通過了10%的顯著性檢驗，說明我國區域綠色技術創新效率存在顯著的空間依賴性，這也說明采用空間計量模型是較合適的。

表2 兩種權重矩陣下綠色技術創新效率的Moran/指數

2.空間效應估計結果分析

為便于對比，本文還引入了非空間效應下OLS模型、非空間效應下動態面板GMM模型和靜態杜賓模型的回歸系數，以期得到更穩健的回歸結果。表3中第2列、第3列分別給出了非空間面板模型OLS線性面板模型以及動態面板模型GMM的估計結果，第4-7列分別為兩種空間權重矩陣下的空間杜賓模型估計結果，當回歸分析局限于一些特定的個體時，固定效應模型是更好的選擇［45］，并且基于地理距離空間權重與經濟距離空間權重的Hausman檢驗均通過在5%水平下拒絕原假設的顯著性檢驗，且LR檢驗和Wald檢驗表明，SDM模型比SLM和SEM模型更有效，本文應選擇SDM模型，所有模型采用固定效應進行估計。

表3 Coe-Helpman空間面板模型估計及其設定形式檢驗

3.空間效應的初步分析

表3給出了兩種空間權重矩陣下空間面板模型的系數估計結果。從表3可以發現：第一，中國綠色技術創新效率存在顯著的空間效應和時間滯后效應。國際技術溢出在時間維度上具有較強的路徑依賴性，這可能與技術研發中的技術創新“鎖定效應”特征有關；無論是靜態還是動態的SDM模型回歸結果下，ρ均在1%的置信度水平下顯著為正，表明各地區的綠色技術創新效率空間交互作用明顯，即綠色技術創新效率不僅受自身作用，還會受到鄰近地區或者經濟聯系緊密地區的影響。第二，在考慮空間交互作用下國際技術溢出對綠色創新效率的估計系數明顯優于非空間、非動態模型的估計結果。通過比較空間面板模型和OLS線性回歸值后可知，納入空間交互作用的面板模型比經典OLS模型所得結果系數顯著程度較優，表明非空間、非動態模型往往會因為忽略空間因素而會導致估計偏誤。第三，不同權重設定形式下的空間模型估計結果中各變量的回歸系數與非空間、非動態模型的估計系數在方向上同質，這直接驗證了C—H空間模型的穩健性。第四，地理距離空間效應大于經濟距離空間效應。動態SDM模型估計結果顯示，基于空間距離權重矩陣與經濟空間權重矩陣的ρ值分別為0.301、0.224，說明空間距離對綠色創新技術效率的影響超過經濟距離的影響。這與羅良文和梁圣蓉（2017）所得結論一致［46］，相鄰省際的綠色技術創新效率空間上存在互相依賴，因地理上的相鄰優勢促進了空間溢出效應的空間集聚。

4.本地溢出效應、鄰地域溢出效應和總溢出效應分析

為更具體地解釋空間杜賓模型滯后項的回歸系數，基于空間距離矩陣，通過空間回歸模型的偏微分方法將空間溢出總效應分解為局域（本地）溢出效應、跨區域（鄰地）溢出效應，估計結果見表4所列。

表4 基于SDM模型的國際技術空間溢出效應分解

首先，從局域溢出效應（本地）來看，基于FDI、對外貿易渠道的國際技術溢出的局域溢出效應（本地）均能顯著提升所在區域的綠色技術創新效率。分析其原因：FDI企業相對于東道國本土企業而言，通常具有一定的技術優勢，蘊含先進技術的FDI具有技術溢出的潛力，這會通過示范效應、競爭效應、人員流動和產業關聯效應四種方式在東道國產生積極的外部溢出效應，從而促進東道國企業的技術進步與效率的提升。而國際貿易、技術交流等活動獲得對本國有用的知識，是發展中國家和地區逐步縮小同發達國家之間經濟差距的良好途徑［25，47］。對外貿易量越大，各國（地區）之間聯系就越多，這些聯系會促進地區間技術信息的交流與交換，推動貿易進口國從這些技術中得到某些新的創新啟發，有利于國外需求方對貿易出口方產品的生產過程提出改進意見，從而有利于促進本國綠色技術創新效率的提升［48］。從跨區域溢出效應（鄰地）來看，基于FDI和對外貿易渠道的國際技術溢出的跨區域溢出效應均能顯著提升所在地以外其他區域的綠色技術創新效率。具體來看，外商直接投資與對外貿易每增長1%，給所在區域以外的其他區域的綠色技術創新效率帶來0.058%、0.027%的提升，進一步驗證了FDI和對外貿易技術溢出的空間特征。隨著中國全方位開放步伐不斷加快，各區域間貿易也會更加互聯互通，本地效應將會更加明顯。

其次，中國OFDI的局域溢出效應（本地）、跨區域效應（鄰地）和總溢出效應從方向上來看為正值，但不具有顯著性，這與吳海濤和冉啟英（2019）研究所得結論相似［49］。中國OFDI對所在地區的綠色技術創新效率的促進作用并不明顯，也尚未形成對其他區域的跨區域溢出效應。可能的原因在于：一是國內的投資遭到了中國OFDI的“擠出”，對我國的綠色技術創新效率進行替代，但并未對我國技術創新起到互補作用，所以整體上來看未顯著推動我國綠色技術創新效率的提高；二是國內企業對外直接投資在海外尋求技術創新時，并未明顯發揮好“干中學”和“示范”作用；三是中國企業在價值鏈的分工上主要處于低端地位，在觸及核心技術上還存在一定難度；四是中國企業對外直接投資盈利動機較強，為了維持其經濟利益和運行能力，在競爭過程中往往建立起技術壁壘，并未完全發揮技術效應；五是企業吸收能力不強，普遍存在勞動力技能素質落后和缺乏有競爭的核心技術特點，極易導致在綠色技術創新領域因風險高和成本投入大而誘發資源錯配和低效率，更甚者還會造成市場扭曲。

（二）非線性門檻拓展分析

根據上述研究，可以看出，國際技術溢出渠道中外商直接投資和對外貿易能有效促進綠色創新效應的發揮，而對外直接投資逆向技術溢出對綠色創新效率的促進作用并不顯著，那么，這種促進作用的異質性是否與制度環境有關？不同制度環境下，其調節機制如何？為了解決上述問題，基于以上分析，在Hansen的研究基礎上，本文將制度環境對多渠道技術溢出的作用進行非線性門檻檢驗，考察不同制度環境下的門檻作用，基于以上分析，引入面板門檻模型：

其中，下標i代表省份（i=1，2，3，…，30）；t表示時間；gtfpit表示綠色技術創新效率；fdiit表示外商直接投資；ofdiit表示對外直接投資；tradeit表示對外貿易；controlit為影響綠色技術創新效率的一系列控制變量，包括產業結構調整水平（strit）、金融發展水平（fdit）、研發資金投入（rdit）、人力資本水平（humit）；iqit表示制度質量，亦為門檻變量；I（·）表示指標函數；c為具體的門檻值；εit表示隨機擾動項。

（三）門檻效應分析

1.門檻效應檢驗與門檻值的確定

在使用門檻模型時，需根據樣本數據確定是否存在門檻效應及門檻個數，確定門檻模型形式。其次，并運用stata15.0檢驗其門檻區間以及門檻值，并對其有效性進行檢驗，相關結果見表5、表6所列，FDI技術溢出、中國OFDI技術溢出和對外貿易技術溢出的單一門檻和雙重門檻均在至少10%的水平下顯著，三重門檻不具有顯著性，整體來看，多渠道國際技術溢出具有雙重門檻效應，由此說明國際技術溢出對綠色技術創新效率的影響因省際各區域制度質量的不同而呈現出了一種非線性的特征。

表5 檢驗門檻效果

表6 門檻估計值和置信區間

2.參數估計及結果分析

從表7結果得出，國際技術溢出對綠色技術創新效率的正向促進作用均隨著中國制度質量的提高而上升。因此，在制度質量高的地區，國際技術溢出效應才更明顯。具體而言：以FDI為核心解釋變量，若地區制度質量跨越第一重門檻值0.128時，FDI對區域創新能力的影響系數由0.027 8變為0.037 2，顯著性由5%提升為1%，當跨越第二重門檻值0.348后，其次系數變為0.045 9，且在1%的水平下顯著，FDI技術溢出對綠色創新績效的正向沖擊作用更大，此結論也驗證了假設1。原因在于：其一，良好的制度環境提高了資本配置效率、降低了FDI進入成本，不僅在數量上有利于外資的進入，而且在質量上有利于技術導向性FDI的進入，促進我國外資結構的轉型升級。其二，高質量的制度環境激發了地區市場活力，本土企業為在激烈的市場競爭中獲取利潤會不斷加大研發投入、提升創新能力，而本土企業創新能力的提升為吸收FDI技術溢出提供了可能，這與樊星（2016）的研究結論一致［50］。

對于OFDI技術溢出，若地區制度質量低于門檻值0.176，OFDI每提高1%，則綠色創新績效提升0.003 63%，但是OFDI所產生的技術溢出效應并不明顯，當地區制度質量位于［0.176，0.348］區間時，OFDI每提高1%，則區域創新能力提升0.014 4%，顯著性變為5%的水平下顯著，當地區制度質量高于門限值0.348，OFDI每提高1%，則綠色技術創新效率提升0.024 8%，這也就合理解釋了線性回歸過程中OFDI對綠色創新績效促進作用不明顯，此結論也驗證了假設2［2］。分析其原因：其一，制度質量較高的地區具備高效的金融市場、開放的市場環境，加上“走出去”戰略的政策支持，不僅便利OFDI企業在市場上進行投融資，而且有利于其融入全球價值鏈分工體系，為OFDI企業更好地吸收國外創新技術營造良好的市場環境；其二，制度質量較高的地區具備完善的管理體制，不僅有利于OFDI跨國企業的管理，降低其運營成本，而且為OFDI企業海外子公司技術人員回流提供制度支持，為促進母國創新能力提升創造良好制度環境。類似地，對于對外貿易技術溢出，當跨過第一重門檻和第二重門檻值時，多邊對外貿易技術溢出的系數逐漸增大，表明隨著制度質量的提高，對外貿易技術溢出對綠色創新效應的促進作用在不斷提高，此結論也驗證了假設3的成立［51］。其原因在于：制度質量高的地區法律、法規體系比較完善，高質量的知識產權保護能夠防止專利侵權，不僅能夠對高技術進口產品予以保護，而且在一定程度上促進其數量的增加［52］。我國企業通過學習與模仿蘊含先進技術的進口產品，可以促進新技術與新工藝的生產，提高其技術創新能力［53］。同時，高質量的制度環境為技術導向性出口企業獲得高額出口貿易利潤提供制度支持，鼓勵國內企業加大對高技術產品的研發與投入，從而促進我國綠色技術創新效率的提升。

表7 門檻回歸結果

3.穩健性檢驗

空間杜賓與門檻回歸分析只能較為宏觀地反映變量之間的動態模擬過程，尚不足以反映經濟變量間的長期動態關系。為進一步檢驗空間杜賓模型和門檻回歸結果的穩健性，本文將FDI技術溢出、OFDI技術溢出和對外貿易技術溢出與制度質量的交乘項作為新變量引入PVAR模型，以此考察多渠道下技術溢出與制度質量的交乘項對綠色技術創新效率的動態傳導機制和沖擊延續模式。首先，采用IPS、費雪式、LLC檢驗均顯示各個變量不存在單位根，即回歸結果不存在偽回歸與變量的不平穩導致估計結果無效的現象，最終表明檢驗變量為平穩變量。其次選用Hermlet轉換法盡可能減少檢驗變量的內生性等問題，最后通過選擇滯后階數（LAG）用AIC檢驗、BIC檢驗和HQIC檢驗結果顯示FDI技術溢出、OFDI逆向技術溢出和對外貿易技術溢出與制度質量的交乘項最優滯后階數均為2階。脈沖響應函數能夠完整描述綠色技術創新效率受到FDI技術溢出、OFDI技術溢出和對外貿易技術溢出與制度質量的交乘項沖擊后對其當前和未來取值的影響，采用蒙特卡羅模擬1 000次計算出各脈沖響應函數的95%下的置信區間，因變量受到的脈沖影響如圖1所示。

圖1 脈沖響應函數結果

圖1 中，橫軸變量為滯后期數，影響時期設定為15期，因變量所受脈沖響應沖擊用實線描述，95%的置信區間范圍用虛線描述。綠色技術創新效率對其自身的沖擊作用顯著為正，但是隨著期數的后移，沖擊作用逐漸最終收斂于零刻度線；表明綠色技術創新效率具有較強的“慣性”依賴，而且這種現象不單是“技術鎖定”效應造成的，還與科技創新和制度環境有很大關聯。FDI與制度質量的交乘項對綠色技術創新效率的作用顯著為正，在第一期達到峰值后逐漸下降，在第三期后振幅衰弱最后收斂于零刻度線，表明綠色技術創新效率明顯受到FDI技術溢出和制度質量交互項的正向沖擊，且隨著東道國制度質量的提升，FDI的技術溢出效應會逐步出現或越來越強，對東道國綠色技術創新效率的正向促進作用隨之出現或增加，再次驗證假設1的成立。來自OFDI與制度質量的交乘項的外生沖擊對綠色技術創新效率在第一期達到峰值后迅速下降并在第二期后逐漸恢復穩定，逐漸收斂于零，盡管波動較大，持續性較弱，但還是呈現正向促進特征，再次證明假設2的成立，即母國制度質量的提高，OFDI逆向技術溢出效應會逐步出現或逐漸增大，對母國綠色技術創新效率的正向促進作用亦隨之出現或增加。對外貿易與制度質量的交乘項在第一期對綠色技術創新效率的正向沖擊達到峰值，但在第二期轉為負向沖擊，此后逐漸圍繞零軸以較小幅度波動，最后在第五期后轉為收斂于零值；表明對外貿易如果沒有穩定的制度質量環境，那么對外貿易逆向技術溢出必將受到制約，但整體來看，OFDI逆向技術溢出會通過制度質量對母國綠色技術創新效率產生影響，且隨著母國制度質量的提高，OFDI逆向技術溢出效應會逐步出現或逐漸增大，對母國綠色技術創新效率的正向促進作用亦隨之出現或增加，再次驗證假設3的成立。

五、結論與啟示

本文采用2006-2017年中國省際面板數據，首先使用全排列多邊形圖示指標法從政治、法律和經濟三個方面構建制度質量綜合性指標，其次運用空間C—H模型檢驗了多渠道下國際技術溢出對綠色技術創新效率的線性效應。結果表明，FDI國際技術溢出，對外貿易技術溢出對綠色技術創新效率作用顯著為正，而OFDI逆向技術溢出對綠色技術創新效率的作用不顯著。其次使用以制度質量為門檻變量測算三種國際技術溢出對綠色技術創新效率的非線性效應，其結果表明，三種國際技術溢出會通過制度質量對母國綠色技術創新效率產生影響，且隨著母國制度質量的提高，多渠道技術溢出效應對母國綠色技術創新效率的正向促進作用亦隨之增大。最后以脈沖響應函數檢驗結果的穩健性，發現三種技術溢出與制度質量的交互項對綠色技術創先效率的沖擊作用為正，且隨著期數的延長，最終趨于收斂，表明本文所得結果的穩健性。

鑒于以上研究得出的結論，本文為如何利用多渠道國際技術溢出提升綠色技術創新效率，提出如下建議：

第一，完善我國政治、法律和經濟環境，建立以技術型為導向的FDI政策體系，提升技術型FDI利用效率，以國內強大的市場為背景，通過國內外技術市場競爭，促進我國企業進行技術創新。改革現有的人力資源管理和人才流動機制，提高地區人力資本水平，通過鼓勵技術型人才的流動，充分發揮人才流動效應以帶動技術廣泛傳播，從而提高FDI在我國的技術溢出程度。

第二，技術型OFDI的產生要有強大的人才和科研儲備體系。因此，應提高科研與教育的投入，大力推行“人才強國”和“科教興國”戰略，促進本國技術水平的提升，為本國技術型OFDI創造良好條件。引導資本的流向，使其流入OFDI技術型企業，改善OFDI技術型企業融資環境；在資金區位選擇上加大發達國家的投資力度，鼓勵國內資本到發達國家尋求技術型投資，優化我國OFDI在國外的投資結構。在對外投資過程中，應推進企業的管理水平革新，為海外人才和先進技術反哺國內綠色技術創新創造條件。

第三，實施全方位開放政策，在“引進來”的同時，根據實際經濟情況調整市場負面準入清單，在充分吸收相關技術和經驗的基礎上，擴大多邊貿易交流，全面促進我國綠色技術創新效率。完善技術研發和知識產權保護體系，引致本國企業技術革新，加大以技術型導向的產業政策扶持力度，通過稅收優惠和獎勵政策鼓勵企業走出國門。加大重點領域技術導向型產品的進口力度，拓寬國內外技術合作領域，鼓勵本土企業對國外技術的學習、吸收和再創造，不斷提高我國產品的技術附加值。