異質性FDI綠色技術溢出環境規制門檻效應研究

胡江峰，王 釗，黃慶華，張校溱

(西南大學 經濟管理學院，重慶 400715)

0 引言

在經濟全球化背景下，FDI已成為中國經濟實現跨越式發展的重要推力。據國家統計局數據顯示，中國FDI規模已由1982年的4.3億美元(占GDP的0.21%)上升到2017年的1 440億美元(占GDP的12%)，創下歷史新高，已然成為最受外資青睞的發展中國家。然而，外資大規模進入的同時也顯現出生態環境惡化問題。考慮到中國相對寬松的環境政策，由此引發了學術界對以中國為代表的發展中國家是否成為跨國公司“污染避難所”的擔憂。

根據資源稟賦理論，在發展中國家人力資本豐富及環境管制相對寬松的比較優勢下，跨國公司有向發展中國家轉移污染密集型工序的動力[1-4]，雖然這一過程能夠助推東道國生產率提升，但同時也會造成嚴重的環境污染[5]。不僅如此，發展中國家或地區為獲取吸引外資的比較優勢，會主動采取降低環境規制標準的“逐底行為”，由此逐漸成為發達國家的“污染避難所”[6-8]。然而，也有學者對此進行了反駁，認為雖然跨國公司傾向于選擇進入那些環境標準較低的國家，但相對東道國企業而言有更加環保的生產標準與技術[9]，并通過“示范效應”對東道國環境保護產生積極影響，即“污染光環假說”[10]。

以上兩種觀點表明，FDI對東道國技術溢出既可能造成環境破壞，也有可能有利于環境改善。也即，FDI技術溢出存在污染型和綠色型兩種偏向。對此，Hu等[2]、Cai等[8]、Tang[11]、傅京燕等[12]分別從外資來源、動機、要素依賴度等方面進行了討論。也有部分學者研究環境規制對FDI的影響，認為嚴格的環境規制除能夠防止污染嚴重的外資進入外[4, 8]，還能夠促進環保程度較高的外資發揮綠色技術溢出效應[2]。然而，大量實證研究表明，加強環境規制不僅沒有起到提升競爭力或生產率的作用，反而還會加重企業負擔，造成生產率損失[13]。部分學者基于環境規制強度差異對此進行了解釋，認為環境規制力度并非越強越好，如果超過企業或產業所能承受的最大限度，將會對競爭力造成損害，即環境規制強度存在一個合理區間[14]。然而，類似研究大多集中在環境規制強度對生產率的直接影響上，缺乏環境規制強度對FDI綠色技術溢出效應影響的研究。也即，就誘導FDI綠色技術溢出這個目標而言是否存在一個合理的環境規制強度區間？在考慮FDI異質性情況下，中國環境規制強度應該如何設置才算合理？解答上述問題，不僅可以解釋FDI對東道國生態環境表現出的破壞和改善兩種相悖的行為，也可以為其它發展中國家制定引導FDI發揮綠色技術溢出效應的環境政策提供參考。

1 理論分析與研究假設

現有研究對環境規制與FDI間關系進行了深入探討，但對于環境規制強度與異質性FDI綠色技術溢出效應關系的研究有待深入。基于此，本文從異質性FDI與技術溢出偏向、環境規制對FDI進入決策的影響以及環境規制強度對FDI綠色技術溢出的影響3個方面對現有文獻進行梳理和解讀，進而提出相關研究假設。

1.1 異質性FDI與技術溢出偏向

諸多研究表明，東道國FDI具有異質性，并認為異質性FDI對東道國經濟和環境的影響存在顯著差異。關于FDI存在異質性的直觀證據，可追溯到中國統計部門對FDI來源的分類，即按照來源區域將FDI劃分為來自中國香港、中國澳門和中國臺灣投資的企業，以及來自非上述3個地區的外資企業。相對于歐美企業而言，中國香港、中國澳門和中國臺灣大都屬于勞動密集型企業，生產的產品與國內企業相似，與本地企業存在競爭關系，會將本地企業擠出市場，不利于本地企業生產率提升[15]。從對當地環境質量的影響看，由于港、澳、臺企業更易受到弱強度環境規制的吸引[16]，從而對環境質量存在不利影響[8]。

除上述政府部門按來源分類之外，學界也對FDI作了更為細致的分類。Markusen等[17]基于FDI動機將外資企業劃分為垂直型FDI和水平型FDI兩種，認為水平型FDI進入發展中國家的動機主要是占據東道國本地市場；而后者主要是基于比較優勢理論，利用東道國廉價勞動力和資源生產產品出口到國外。在此基礎上，Tang[11]、魏瑋等[18]進一步研究垂直型FDI和水平型FDI對東道國環境的影響，發現與水平型FDI相比，垂直型FDI對東道國環境質量的負面影響更大。Hu等[2]根據FDI在東道國產業中勞動和資本所占比重，將FDI劃分為勞動型FDI和資本型FDI兩種，發現資本型FDI更能夠促進東道國經濟和環境質量同步提升。部分原因在于，勞動型FDI進入中國主要是為尋求廉價勞動力資本以及規避母國嚴苛的環境管制，其投資的行業大部分位于價值鏈底端生產和組裝環節，而這正是產品生產過程中附加值最少、污染最嚴重、技術含量最低的環節，不利于東道國制造業綠色技術進步效率提升。相對而言，資本型FDI主要以資本形式介入到東道國產業，從而獲取高額的資本回報。發展中國家在工業化進程中，往往存在資金短缺問題，從而導致資本密集型行業無力采購環保性能較高的機械設備。資本型FDI的進入，不僅為其輸送了設備更新換代亟需的資金，而且還通過“示范效應”、“學習效應”促進東道國本土企業技術水平提升。本文借鑒Hu等[2]對FDI的分類方法，將FDI劃分為勞動型FDI和資本型FDI，進而提出如下假設：

H1：相對于勞動型FDI，資本型FDI更有利于東道國實現經濟發展和環境質量改善雙贏目標。

1.2 環境規制對FDI進入決策的影響

隨著全球范圍內環境規制壁壘的提高，越來越多的學者開始關注環境規制對FDI的影響。根據Broner等[19]的觀點，環境規制作為次級貿易壁壘，也是一國比較優勢的來源。因此，環境規制強度相對變動會對FDI企業進入和退出決策產生影響[4]。然而，眾多實證研究并沒有確切的證據表明，東道國加強環境規制一定會喪失比較優勢[20]，阻礙外資企業進入[21]，進而造成生產率損失。與此相反，隨著發展中國家環境規制門檻的提高，在擠出污染型FDI企業的同時[8]，反而會促進那些環保技術先進的FDI企業流入[22]。

由此可見，不同特征FDI對環境規制決策具有不同影響。魏瑋等[18]認為，出口導向型FDI比本地市場導向型FDI對當地環境法規更加敏感，因為東道國提高環境規制水平只會顯著增加前者的相對成本。除此之外，Hu等[2]發現，隨著環境規制力度的增強，原本對東道國生態環境造成破壞的勞動型FDI也會對東道國生態環境質量產生有利影響。因此，本文提出如下假設：

H2：環境規制能夠抑制勞動型FDI發揮“污染避難所”效應。

1.3 環境規制對FDI綠色技術溢出的影響

加強環境規制能夠誘導企業采用環保技術[23]，但相關研究表明環境規制強度設置合理與否也是經濟和環境能否實現“雙贏”的關鍵。Wang等[14]在研究環境規制與綠色全要素生產率關系時強調，環境規制強度要保持在一定合理區間才會對綠色全要素生產率產生積極促進作用，如果超過產業或企業所能承受的最大極限，不僅無法誘導企業進行綠色技術創新，而且還會加重企業負擔，進而對綠色全要素生產率產生負向影響；Hu等[2]基于環境規制變量中位數，將樣本劃分為高強度環境規制樣本和低強度環境規制樣本，考察兩種環境規制強度下資本型FDI和勞動型FDI對綠色全要素生產率的影響。結果發現，相比于低強度環境規制樣本回歸結果，在高強度環境規制樣本中，勞動型FDI對綠色全要素生產率的不利影響被完全抑制，而資本型FDI繼續發揮顯著正向綠色技術溢出效應。但這種基于中位數對環境規制強度進行劃分存在較大的主觀性，也并未表明環境規制強度究竟在哪些范圍內才能夠促進資本型FDI發揮綠色溢出效應。因此，本文提出如下假設：

H3：環境規制對勞動型FDI和資本型FDI發揮綠色技術溢出效應的正向調節作用存在一個合理的環境規制強度區間。

2 研究設計

2.1 實證模型

由上述理論分析可設定本文基準計量模型。

lnGMLi,t=α0+α1lnFDIi,t+lnERi,t+βControli,t+μi+εi,t

(1)

其中，lnGMLi,t為考慮非預期產出的全局全要素生產率增長指數；lnFDIi,t分別代表勞動型FDI(lnFDIli,t)和資本型FDI(lnFDIki,t)；Controli,t，為控制自變量組，包括研發強度(lnRDi,t)、對外貿易開放度(lnExouti,t)、人均資本存量(lnCONSi,t)、能源生產效率(lnEPi,t)；μi為不隨時間變化的行業個體固定效應，εi,t為隨機擾動項。ln表示對變量取自然對數處理，從而可以有效避免異方差。

此外，根據原毅軍等[22]的研究，FDI與環境規制間存在交互作用。具體而言，FDI流入能夠驅使東道國加強其環境規制力度，而嚴格的環境規制又反過來提高了FDI環境門檻，對FDI起篩選作用。因此，為檢驗FDI與環境規制間相互作用對綠色全要素生產率的影響，在模型中加入lnFDIi,t×lnERi,t的交互項，得到式(2)。

lnGMLi,t=α0+α1lnFDIi,t+α2lnERi,t+α3lnFDIi,t×lnERit+βControli,t+μi+εi,t

(2)

雖然，在式(2)中加入FDI與環境規制交互項可以檢驗環境規制與FDI相互作用對綠色全要素生產率的影響，但仍然無法考察究竟在何種環境規制強度下才能夠促進FDI發揮正向綠色技術溢出效應。基于此，本文采用Hansen[24]提出的面板門檻模型設定計量模型進行分析。

lnGMLi,t=α0+α1lnFDIi,tI(lnERi,t≤θ1)+α2lnFDIi,tI(θ1

(θn-1θ1)+

βControli,t+μi+εi,t

(3)

其中，θ1、θ2…θn為n個不同水平的門檻值。面板門檻模型已在惠煒等[5]、Wang等[14]、Hansen[24]等學者的研究中介紹，本文不再贅述。

最后，出于實證結果穩健性考慮，避免模型中可能存在的內生性，本文在式(3)右邊添加綠色全要素生產率的一階滯后項lnGMLi,t-1，并采用GMM方法估計模型，即將靜態面板門檻模型擴展為動態面板門檻模型，如式(4)所示。

lnGMLi,t=α0+γlnGMLi,t-1+α1lnFDIi,tI(lnERi,t≤θ1)+α2lnFDIi,tI(θ1θ1)+βControli,t+μi+εi,t

(4)

2.2 變量設定與說明

2.2.1 綠色全要素生產率

目前，檢驗FDI對東道國的技術溢出效應通常以FDI對全要素生產率進行回歸[15]。本文根據Fukuyama等[25]的定義，考慮非預期產出的SBM方向性距離函數，并結合Oh[26]提出的Global Malmquist-Luenberger(GML)指數，從而得到綠色全要素生產率。具體測算方法參見Wang等[14]、黃慶華等[27]的建議，在測算各行業綠色全要素生產率之前，還需要構造預期產出、非預期產出和要素投入相關指標。①預期產出。由于2012年以后不再公布工業總產值，故本文參考黃慶華等[28]的建議，選取與工業總產值較為接近的工業銷售產值表示期望產出，同時以1990年為不變價格進行折算；②非預期產出。對于非預期產出，相關文獻存在較大差異，考慮到中國工業污染治理費用僅包含廢水治理費用和廢氣治理費用，為契合這兩類污染治理費用，本文選取化學需氧量、氨氮、SO2、煙(粉)塵排放量作為非預期產出；③要素投入。已有研究大多采用永續盤存法測算當期資本存量，但這種方法對數據質量要求較高。考慮到數據可獲得性及質量，本文沿用Hu等[2]、原毅軍等[22]的方法，計算各行業當期資本存量；④勞動資本投入。由于各行業勞動力用工時間無法獲取，故本文利用《中國工業統計年鑒》中各行業平均從業人數代替人力資本投入；⑤能源投入。本文選用各行業能源消耗總量作為能源投入指標。

2.2.2 核心自變量

(1)環境規制(ER)。自2018年1月1日起，中國開始向企業征收環境稅，表明中國加大環境治理力度的決心，也為后續有關環境規制的研究提供了一定的政策參考。然而，在此之前，對環境規制強度的度量還沒有統一方法或標準。學者通常以環境規制法律政策數量[29]、排污費收入總額[30]、污染控制設施投資總量[31]、污染排放密度[20]等多種方法度量環境規制強度。考慮在測算綠色全要素生產率時選取以廢水(COD、氨氮)和廢氣(SO2、煙粉塵)為代表的兩種物質狀態作為非合意產出，再結合數據可獲取性，本文以各行業廢水、廢氣治理成本加權平均和測算，其中二者權重分別為廢水或廢氣處理設施投入比重。

(2)外商直接投資(FDI)。如前所述，不同特征FDI對東道國經濟和環境的影響存在較大差異，因此不能僅用投資規模和外資企業數量等綜合性指標衡量FDI[3]。目前，針對FDI分類問題，學者基于自身研究提出不同劃分方法。Lin等[15]以股權份額為標準，將FDI劃分為來自中國香港、中國澳門和中國臺灣投資的企業以及來自其它地區和國家的外資；傅京燕等[12]以FDI來自中國香港、美國、日本、韓國和新加坡的FDI實際投資金額與地區生產總值的比值對FDI來源進行分類；魏瑋等[18]以外商投資企業在不同市場的銷售份額度量不同進入動機的FDI，其中以外資企業在中國市場的銷售份額度量水平型FDI，以外資企業出口銷售額度量垂直型FDI；Cai等[8]基于外資公司母國是否參與國際環保條約(《聯合國氣候變化框架公約》和《京都議定書》協議)，將FDI劃分為來自高環境規制壁壘地區和低環境規制壁壘地區兩個類別。然而，現有研究大多基于國家或企業層面數據，較少從行業層面對FDI類型加以區分。學術界一般根據勞動力和資本在產業中的相對比重，將產業劃分為勞動密集型產業和資本密集型產業兩種。FDI既可能以資本形式介入，也可能利用東道國廉價的勞動力而以實體形式介入到相關產業。基于此，本文依據Hu等[2]的分類方法，在工業細分行業層面上，分別以外商從業人員數占該行業就業人數的比重表示勞動型FDI(FDIl)，以外商投資和港澳臺商投資企業資本占該行業實收資本的比重表示資本型FDI(FDIk)。

2.2.3 其它控制變量

①研發強度(RD)。眾所周知，研發投入越多越有利于技術進步，從而越有助于提高生產率。本文參考Wang等[14]的建議，以各行業R&D經費支出與固定資產投資之比衡量各行業研發強度；②對外貿易開放度(Exout)。一般認為，發展中國家通常借助較低的環境規制壁壘比較優勢向發達國家出口污染密集型產品，長遠看可能會使本國產品結構被鎖定在污染型[32]。本文借鑒Rubashkina等[33]的建議，以工業行業出口交貨值與工業行業銷售產值之比表示對外貿易開放度指標；③人均資本存量(CONS)。人均資本存量通過各行業投入要素構成反映各行業高度。本文參考Hu等[2]、沈能[34]的建議，采用固定資產凈值與平均從業人數之比衡量各行業人均資本存量；④能源生產效率(EP)。工業在生產過程中需要消耗大量資源，而這些資源往往具有不可再生性。能源生產率能夠反映各行業能源消耗和污染排放特征，也是衡量各行業清潔生產的重要指標，本文參考沈能[34]的方法，以各行業銷售產值與其能源消耗總量之比表示能源生成率。

2.3 數據來源與處理

指標量化所需數據來源于《中國工業經濟統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》和《中國統計年鑒》。另外，針對2012年前后某些工業類別劃分口徑不一致以及數據缺失和陳舊問題，本文對數據進行如下處理：①根據黃慶華等[28]的建議，對工業二級行業進行拆分和歸并；②考慮到數據缺失情況，如分行業非預期產出和環境規制變量僅能獲得2015年之前的數據，分行業R&D支出和能源消耗總量僅能獲得2017年之前的數據，因此本文借鑒胡江峰等[35]的建議，采用線性擬合方法補齊缺失值。最終，獲得36個細分行業2003-2018年工業面板數據，其中2018年數據根據線性擬合方法獲取。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果分析

表1為基準線性模型回歸結果，模型(1a)和模型(2a)分別為勞動型FDI、資本型FDI對綠色全要素生產率的影響；模型(3a)和模型(4a)為加入環境規制與FDI交互項后的回歸結果。為保證回歸結果的穩健性，本文對行業代碼進行聚類分析(Cluster)，并采用Robust調整標準誤差。

在模型(1a)和模型(2a)中，勞動型FDI和資本型FDI均對綠色全要素生產率具有負向影響，但只有勞動型FDI溢出系數在5%顯著性水平上顯著，表明FDI的“污染避難所”效應在勞動型FDI上得到驗證，從而也驗證了假說H1。這是因為，盡管勞動密集型行業具有清潔生產的特性[7]，即勞動型FDI可通過提升東道國人力資本質量從而為東道國帶來綠色技術溢出效應[32]。但是，高勞動力密集型行業往往環境規制強度較弱[32]，難以激發企業技術創新和管理創新行為，不利于綠色全要素生產率提升[2, 36]。相對而言，資本型密集產業本身具有污染程度高的特性，這從回歸系數為負值可知。一般認為，資本型FDI受到東道國較弱的環境規制的吸引而選擇進入，從而具有“污染避難所”效應。但同時，資本密集型行業環境規制力度較高，從這點上來講對資本型FDI污染行業有抑制作用[7]。因此，在要素稟賦和環境規制兩股完全相反作用力的對沖下，資本型FDI對東道國綠色全要素生產率的影響具有不確定性。

值得注意的是，在加入FDI與環境規制交互項模型(3a)和模型(4a)中，勞動型FDI與環境規制交互項以及資本型FDI與環境規制交互項系數均顯著為正，表明中國工業行業環境規制與FDI已經形成良性互動，從而驗證了研究假設H2。另外，環境規制變量(lnER)系數從模型(1a)和模型(2a)的負向影響轉為模型(3a)和模型(4a)中的正向影響，而且在模型(4a)中還十分顯著。這表明，對FDI施加一致且嚴格的環境規制，不僅能夠有效避免地方政府為吸引外資而“競相逐底”的行為，而且還有可能由此誘發企業開展綠色技術創新、促進綠色生產率提升。

從其它控制變量看，研發投入(lnRD)對工業綠色全要素生產率始終具有正向影響，表明技術創新有利于東道國綠色全要素生產率提升。對外貿易程度(lnExout)系數方向與Rubashkina等[33]的實證結果相反，可能是因為本文綠色全要素生產率考慮了環境因素。這表明，與發達國家相比，中國環境規制強度依然較低，雖然具有出口污染工業品的比較優勢，但不利于本國綠色全要素生產率提升。人均資本存量(lnCONS)系數顯著為負，表明資本深化不利于中國綠色全要素生產率提升。能源生產效率(lnEP)在所有模型中都表現出顯著正向影響，表明能源效率也是促進工業競爭力提升的動力。

3.2 門檻效應檢驗

本文采用Matlab2015b軟件檢驗FDI綠色技術溢出的環境規制門檻效應。在估計門檻值時，為避免極端值的干擾，本文預先截去前后5%的觀測值。同時，遵循殘差平方和最小原則尋找門檻估計值，然后利用自助抽樣模擬似然比檢驗統計量及臨界值(本文檢驗每個門檻值重復的次數為500次)以檢驗是否存在門檻效應。表2為門檻估計檢驗結果。

從門檻值估計檢驗結果看，勞動型FDI對綠色全要素生產率的影響存在雙重門檻效應，本文據此將樣本劃分為低強度、中等強度和高強度環境規制3個類別。類似地，資本型FDI也存在雙重環境規制門檻效應。

表3為靜態面板門檻模型估計結果。由模型(1b)和模型(2b)可知，在低強度環境規制下，勞動型FDI和資本型FDI對綠色全要素生產率的影響系數顯著為負。這表明，FDI綠色技術溢出效應除與自身特征有關之外，還受到東道國環境規制強度的影響。當環境規制力度加大到中等強度時，兩類FDI對綠色全要素生產率的影響仍然顯著為負，但系數值有所降低，表明加強環境規制力度有利于減弱FDI的“污染避難所”效應。隨著環境規制強度的進一步加大，兩類FDI均轉為發揮正向綠色技術溢出效應。這可能是因為，嚴格的環境規制能夠通過促使政府不斷調整外資結構、提高外資進入環境門檻，并對FDI起到“篩選”作用，對那些有利于環境保護和技術升級的FDI予以優先引進，而對流向污染密集型產業的FDI形成“擠出效應”，從而對工業綠色技術進步發揮積極影響。

表1 靜態面板線性模型估計結果

值得注意的是，在高強度環境規制下，只有資本型FDI系數顯著，這與Hu等[2]的結論一致。盡管勞動型FDI具有清潔生產的屬性，但其進入中國主要是為尋求廉價勞動力資本，所投資的行業大多位于價值鏈底端生產和組裝環節，而這正是產品生產過程中附加值最少及技術含量最低的環節，從而不利綠色全要素生產率提升。隨著環境規制強度的逐漸加大，勞動型FDI不得不將原本用于生產性活動的要素(勞動、資本等)投入到以減少污染排放的非生產性活動中[37]，雖然這一過程有助于企業綠色創新技術的采用[38]，但由于環保設備額外損耗以及生產資料與原有生產設備匹配度下降，最終將會造成生產率損失[13]。相對而言，資本型FDI主要以資本形式介入東道國產業，以獲取高額的資本回報。而發展中國家在工業化進程中往往存在資金短缺問題，從而導致資本密集型行業無力采購環保性能較高的機械設備。資本型FDI的進入不僅為其輸送了設備更新換代亟需的資金，而且還通過示范效應、學習效應促進東道國本土企業技術水平提升。

總之，面板門檻模型結果表明，環境規制對FDI發揮綠色技術溢出效應的正向調節作用存在一個合理的環境規制強度區間，由此驗證了研究假設H3。

表2 靜態面板門檻值估計檢驗結果

表3 靜態面板門檻模型估計結果

4 穩健性與異質性檢驗

4.1 動態門檻模型檢驗

考慮到實證結果的穩健性，本文參考Kremer等[39]、Caner等[40]的理論方法，將靜態面板門檻模型擴展為動態面板門檻模型。但與Kremer等[39]不同的是，本文結合Hansen[24]的建模方法，將單門檻雙區制模型進一步擴展為可估計的多門檻多區制模型，從而能夠精準探測環境規制強度對FDI綠色技術溢出效應的影響。動態面板門檻值估計與檢驗結果如表4所示。

由基于每個門檻自抽樣500次給出的LR-test檢驗結果可知，無論是以lnFDIl還是以lnFDIk為門檻因變量均存在三重環境規制門檻效應。其中，InFDIl的門檻值與其在靜態面板門檻模型中的門檻值極為接近，表明門檻估計值穩健。

表5為動態面板門檻模型估計結果，模型(1c)、模型(2c)分別為以勞動型FDI和資本型FDI為門檻因變量的估計結果，本文僅保留了lnGMLt-1和門檻變量的GMM估計結果。

由模型(1c)和模型(2c)可知，lnGMLt-1系數均為負，且均在10%顯著性水平上顯著，表明前一期綠色全要素生產率對當期綠色全要素生產率具有負向影響。這是因為，技術具有正外部性和準公共品性質，新技術一旦被發明出來則很難阻止其它廠商采用。盡管綠色技術外溢有利于行業整體污染減排，但由此導致的“搭便車”行為會降低原始綠色技術創新動力。就門檻值系數看，勞動型FDI和資本型FDI綠色技術溢出環境規制門檻效應超過門檻值3后才會發揮綠色技術溢出效應。這表明，為誘導FDI綠色技術溢出，中國環境規制政策還有待加強。

表4 動態面板門檻值估計檢驗結果

4.2 行業異質性檢驗

諸多研究表明，外資進入行業的要素稟賦和污染強度等差異也是影響FDI綠色技術溢出與環境規制強度關系的重要因素。基于此，本文采用上述動態面板門檻模型，分別從行業要素密集差異和污染密集度差異兩個方面，探討誘導FDI發揮綠色溢出的合理環境規制強度。

4.2.1 行業要素密集度差異

對于行業要素密集度異質性，本文參考吳德勛等[41]的分類方法，將工業行業劃分為資本密集型行業和勞動密集型行業兩種，實證結果如表6中模型(1e)和模型(2e)、模型(1f)和模型(2f)所示。結果表明，在勞動密集型行業和資本密集行業，lnFDIl和lnFDIk均存在三重環境規制門檻效應，并且只有環境規制強度跨過門檻值3時，兩類FDI才會發揮顯著正向綠色溢出效應。因此，為誘導FDI發揮正向綠色技術溢出效應，或者抑制FDI對綠色全要素的不利影響，應根據行業特征設定差異化的環境規制強度。其中，在資本密集型行業，可通過設置較高的環境規制強度，一方面抑制兩種FDI對綠色全要生產率的不利影響，另一方面遏制資本密集型行業污染屬性。在勞動密集型行業，不能因為相對比較清潔而放任污染排放[36]，仍需要加大環境規制力度。

表5 動態面板門檻模型估計結果

4.2.2 行業污染密集度差異

本文參考沈能[34]的分類方法，將工業行業劃分為污染密集型行業和清潔生產型行業兩類，實證結果如表7中模型(1g)、模型(2g)、模型(1h)和模型(2h)所示。從中可見，在污染密集型行業和清潔生產型行業，勞動型FDI存在三重環境規制門檻效應，而資本型FDI則存在雙重環境規制門檻效應。具體而言，在污染密集型行業，即在模型(1g)和模型(2g)中，勞動型FDI綠色技術溢出方向受環境規制強度的影響，當環境規制對數值介于門檻值1和門檻值2或者超過門檻值3時，勞動型FDI對污染型密集行業才會發揮顯著正向綠色技術溢出效應；相對而言，誘導資本型FDI發揮正向綠色技術溢出效應的環境規制強度門檻值顯然更高，環境規制對數值需要超過門檻值2。

在清潔生產型行業，即在模型(1h)和模型(2h)中，勞動型FDI、資本型FDI綠色技術溢出方向和顯著性存在較大差異。當環境規制對數值低于門檻值1或介于門檻值2和門檻值3時，勞動型FDI具有顯著負向綠色技術溢出效應；對于資本型FDI而言，雖然其在所有區制內均發揮了正向綠色技術溢出效應，但當且僅當環境規制對數值低于門檻值1時，系數才會在10%顯著性水平上顯著。

由此可見，在污染密集型行業，應該盡可能設置較高的環境規制強度。但在清潔生產型行業，由于誘導勞動型FDI發揮正向綠色技術溢出效應的環境規制強度較難把握，因此應該設置較低的環境規制壁壘，促進資本型FDI正向綠色技術溢出效應的發揮。

表6 FDI來源與行業異質性檢驗結果

5 結論與政策建議

在經濟增速放緩與生態環境惡化雙重壓力下，如何設置合理的環境規制強度誘導FDI發揮綠色技術溢出效應，進而實現經濟發展與環境質量改善“雙贏”，已成為中國政策制定者和學術界亟需研究的重大課題。本文首先在對文獻進行梳理和解讀的基礎上，提出相關研究假設；其次，采用SBM函數和GML生產率指數測度2003-2018年中國工業36個細分行業綠色全要素生產率；最后基于線性模型、靜態和動態門檻模型，就環境規制對研究假設進行實證檢驗，得出如下結論：

在線性模型中，環境規制對資本型FDI綠色技術溢出發揮了顯著正向調節效應，雖然對勞動型FDI的調節效應不顯著，但仍為正向影響。在靜態門檻模型中，FDI綠色技術溢出存在雙重環境規制門檻效應，當環境規制對數值低于第一門檻值時，兩類FDI綠色技術溢出效應均不顯著；當環境規制對數值介于第一門檻值和第二門檻值時，兩類FDI綠色技術溢出效應均顯著為負；而當環境規制對數值超過第二門檻值后，兩類FDI綠色技術溢出效應轉為正向影響，但只有資本型FDI系數顯著。為保證實證結果穩健，本文還采用動態面板模型進行穩健性檢驗。結果表明，為誘導兩類FDI綠色技術溢出，還需要繼續將環境規制強度提高到第三門檻值。此外，考慮FDI所處行業特征差異，本文根據要素密集度差異，將工業細分行業劃分為資本密集型行業和勞動密集型行業，按照污染密集度差異劃分為污染密集型行業和清潔生產型行業。結果表明，為誘導FDI發揮正向綠色技術溢出效應，或者抑制FDI對綠色全要素的不利影響，應該充分考慮行業特征設定差異化的環境規制強度。其中，資本密集型行業、勞動密集型行業和污染密集型行業應該設置較高的環境規制強度；但對于清潔生產型行業，應該設置較低的環境規制強度，保證資本型FDI能夠顯著發揮正向技術溢出效應。

本文的政策含義既非常直接，也十分重要。從發展中國家的客觀情況看，應正確和妥善把握好外資引進、經濟發展與生態環境間的有機平衡：一方面，在經濟發展初期，發展中國家出于經濟追趕的目的，通過制定較低的環境規制壁壘等優惠政策，吸引各類外資，但這種以犧牲生態環境為代價的經濟發展方式具有不可持續性；另一方面，當經濟發展到一定程度后，就需要著眼于經濟發展和生態環境協同發展，逐步提高環境壁壘，篩選和誘導FDI發揮綠色技術溢出效應。針對中國當前面臨的經濟增速放緩與生態環境惡化的雙重壓力，未來外資引進及環境規制政策調整重點應放在以下兩個方面：①建立和完善FDI企業甑別機制，由過去看重FDI規模轉變到注重FDI質量上來。一方面，通過建立負面清單，識別和阻止污染型外資進入；另一方面，鼓勵外資在中國建立科研和設計機構，從而提升本國技術水平；②根據FDI類別和行業特性等雙重屬性，設置有差別的環境規制強度與方式。上述結論表明，在不同環境規制強度下，勞動型FDI和資本型FDI對綠色全要素生產率具有不同影響，而且誘導兩類FDI發揮綠色技術溢出效應的環境規制強度區間不一致。因此，政府應針對不同FDI甚至不同行業設置差異化的環境規制標準。此外，一般認為，市場化環境規制工具賦予了企業污染減排更大的靈活性，從而比命令—控制型環境規制工具更能夠激發企業技術創新[42]。鑒于此，中國政府應進一步深化市場改革，建立全國統一的排污權市場。