環境規制約束下FDI對中國技術創新與經濟高質量發展的影響
——基于中介效應與門檻效應的機制檢驗

鄒志明，陳 迅

(重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400030)

0 引言

改革開放40多年來，中國經濟高速發展，取得了舉世矚目的偉大成就，現已穩居世界第二大經濟體。然而，多年來的粗放型生產模式導致資源消耗和環境污染問題日益嚴重，影響經濟可持續發展[1]。習近平總書記在黨的十九大報告中作出“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”的重要論斷，強調“必須堅持質量第一、效益優先，以供給側結構性改革為主線，推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產率”[2]。2021年10月，中共十九屆六中全會進一步強調“堅持實施創新驅動發展戰略，加快轉變經濟發展方式，推進綠色發展，實現經濟高質量增長”。由此可見，黨和政府已將綠色發展理念及促進經濟高質量發展上升到前所未有的高度。

2020年1月1日，我國正式實施《中華人民共和國外商投資法》，以法律形式明確要進一步擴大對外開放，積極促進外商投資，保護外商投資合法權益，規范外商投資環境，推動形成全面開放的新格局，促進社會主義市場經濟健康發展。外商直接投資(Foreign Direct Investment，FDI)是獲取國外先進技術、提高國內技術創新能力的重要渠道[3]。受新冠肺炎疫情影響，隨著國內外環境的變化，全球經濟陷入自2008年金融危機以來最嚴重的衰退，我國利用外資工作面臨新挑戰。在此背景下，以習近平總書記為核心的黨中央提出“雙循環”戰略，即“加快形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局”，并強調“對外開放是基本國策，我們要全面提高對外開放水平，建設更高水平的開放型經濟新體制，形成國際合作和競爭新優勢”。利用外資是我國實現更高水平對外開放的重要手段，是構建更高層次開放型經濟新體制的重要內容[4]。因此，推動經濟高質量發展必須高度重視利用外資。

在中國特色社會主義進入新時代背景下，高質量發展是指能夠很好地滿足人民日益增長的多方面美好生活需要的發展，是體現新發展理念的發展，是實現創新、協調、綠色、開放和共享五大理念的發展，是對經濟發展規律的深刻揭示[5]。在推進更高水平對外開放過程中，如何更好地引進和利用外資，特別是高質量外資促進創新發展，是亟待解決的現實問題。在現行環境政策條件下，FDI是否有利于促進我國技術創新及經濟高質量發展？中國經濟區域廣闊，不同地區地理位置、資源稟賦迥異，FDI對經濟高質量發展的影響是否存在顯著地區差異？ FDI影響經濟高質量發展的作用機制是什么？如何更好地利用FDI助推經濟高質量發展？這是首先需要厘清和解決的現實問題，對促進我國經濟高質量發展具有重要現實意義。

目前，對經濟高質量發展的衡量，相關文獻沒有統一標準。有些學者采用單一指標，如陳詩一和陳登科[6]采用勞動生產率對其進行測量；也有學者采用多個維度指標進行綜合測算[7]；還有不少學者將全要素生產率作為經濟高質量發展的代理指標[8]。現有文獻對FDI、技術創新與經濟高質量發展的研究主要集中在以下3個方面：一是FDI對技術創新能力的影響。Richard等[9]認為FDI存在技術溢出效應，對東道國創新能力具有顯著促進作用；梁圣蓉和羅良文(2019)研究發現，FDI研發資本技術溢出對綠色技術創新效率的提升作用最顯著；田紅彬等[10]認為，FDI對技術創新能力的影響不顯著，甚至還會抑制技術創新能力提升；傅京燕等[11]認為，分析FDI對技術創新的影響還需要考慮其它因素，如FDI對綠色創新效率的影響不僅與環境規制有關，還取決于環境規制類型。二是技術創新對經濟高質量發展的影響。大多數學者都認為技術創新是促進經濟增長的重要驅動力。時樂樂和趙軍(2018)研究發現，技術創新能力提升有利于促進產業結構轉型升級，進而促進經濟增長；吳傳清等[12]采用地級市城市面板數據進行實證研究發現，技術創新能有效促進長江經濟帶城市群綠色全要素生產率提升；隨洪光等[13]研究發現，技術創新對我國經濟增長具有抑制作用；上官緒明等[14]認為技術創新對經濟高質量發展具有顯著促進效應，同時還存在正向空間溢出。三是FDI對經濟高質量發展的影響。一些學者認為FDI有利于促進全要素生產率提升，進而推動東道國經濟增長[15]；也有學者認為FDI對經濟增長沒有顯著促進作用[16]；還有學者認為FDI對經濟發展的影響存在異質性。周忠寶等[17]認為FDI對中國中西部地區經濟高質量發展具有顯著正向促進作用，而東部地區則相反。

綜上所述，現有研究對FDI、技術創新與經濟高質量發展關系進行了深入探討，但是在環境規制約束下對FDI影響經濟高質量發展的作用機理，尤其是技術創新傳導途徑的探討較少。基于此，本文首先將FDI、技術創新與經濟高質量發展納入統一框架，提出相應理論假設，基于中國省級面板數據對理論預期進行實證檢驗；其次，利用一般中介效應模型和有調節的中介效應模型檢驗FDI對經濟高質量發展影響的作用機理；最后，利用面板門檻模型對技術創新中介傳導路徑進行分析，可為我國更好地利用外資驅動經濟高質量發展提供理論支撐和經驗證據，并為相關政策的制定提供新思路。

1 理論分析與研究假設

本文通過梳理國內外相關文獻發現，FDI通過技術效應和環境效應影響東道國經濟發展(Kokko，1994)。在開放經濟條件下，FDI不僅可以對經濟發展產生直接影響，還能通過環境規制等間接效應促進經濟發展。其中，直接效應體現為外資流入不僅有助于東道國資本形成，而且還伴隨著技術轉移；間接效應體現為FDI通過示范、競爭、人力資本流動和產業關聯4種途徑影響東道國技術創新能力，從而促進經濟發展。

一方面，FDI受東道國環境政策的影響，發達國家考慮到高昂的環境成本，傾向于通過對外投資等途徑將高污染、高耗能產業轉移至發展中國家，以降低環境規制約束，節約生產成本。而發展中國家在經濟發展初期為獲得更大的競爭優勢，往往會采用降低環保標準的方式吸引外資。但是，降低環境標準有可能會引來污染密集型產業和低技術產業，甚至造成“逐底競爭”，加劇東道國環境污染，最終淪為“污染天堂”[18]；另一方面，FDI會為東道國帶來充裕的資本及先進的生產技術和管理理念，促進企業技術創新能力提升，提高綠色經濟競爭力，產生“污染光環”效應[19]。據此，本文提出如下假設：

H1：在環境規制約束下，FDI通過技術和環境雙重效應影響東道國經濟發展，進而促進東道國技術創新能力提升。

H2：在環境規制約束下，FDI通過技術和環境雙重效應影響東道國經濟發展，進而促進東道國經濟高質量發展。

環境規制影響東道國外資流入，其對經濟發展的影響存在“遵循成本說”和“波特假說”兩種觀點。一方面，環境規制會增加企業環境治理成本，導致企業生產成本增加，抑制企業生產規模擴張，阻礙企業技術創新能力提升，進而間接抑制經濟高發展質量，即“遵循成本說”[20]；另一方面，Porter &Linde[21]指出合理的環境規制有助于激勵企業進行研發創新和技術升級，減少企業生產投入，增加企業產出，提高企業綜合競爭力，抵消由環境規制導致生產成本上升帶來的凈收益，進而促進經濟高質量發展，即產生“創新補償”效應。據此，本文提出如下假設：

H3：環境規制對FDI起調節作用，合理的環境規制能夠正向調節FDI與經濟發展質量的關系。

通常，FDI母國經濟發展更成熟，環境保護法律法規更完善，環保技術水平也更高。東道國引進外資可以帶來先進生產方式和環保技術，促進東道國環保技術在企業之間轉移和擴散，帶動東道國企業清潔生產，促進東道國經濟高質量發展。然而，FDI技術溢出也存在一定的負面影響，如果東道國相關環保法律法規不完善，地方政府為吸引外資會不惜降低環境準入標準，而過低的環境標準將會引來大量高污染、低技術、落后的工藝和產能，導致FDI負向技術溢出，進而抑制經濟高質量發展[22]。據此，本文提出如下假設：

H4：在環境規制約束下，FDI通過技術創新影響東道國經濟高質量發展。

在FDI進入東道國初期，由于東道國技術創新水平與發達國家相比存在較大差距，因此不需要東道國吸收能力達到較高水平就能發揮FDI的溢出效應，進而促進經濟高質量發展；但是，隨著FDI規模的不斷擴張，東道國需要不斷對產業結構進行優化升級。如果東道國經濟發展水平不高，技術吸收能力達不到所需的技術創新水平，將會導致FDI技術外溢不能很好地發揮作用，甚至還會產生“低端鎖定”效應[23]，抑制經濟高質量發展；只有當技術創新達到較高水平，即能夠較大程度上吸收、消化FDI技術外溢時，才會顯著促進經濟高質量發展。可見，技術創新對經濟高質量發展的影響存在門檻效應，會因技術創新水平不同而產生差異化影響，即存在非線性特征[24]。

如果東道國環境規制較為寬松，FDI引入將帶來更多污染和粗放型產業，從而加劇當地環境污染，抑制經濟高質量發展；而如果地區環境規制強度超過臨界值，“波特假說”成立，合理的環境規制則會激發東道國企業技術創新，產生“創新補償”效應，抵消企業“遵循成本”，最終提升東道國企業資源利用率，促進綠色技術創新[25]。因此，東道國FDI技術溢出效應隨著環境規制強度不同而不同，環境規制需要達到一定門檻值后，FDI才能促進東道國技術創新并促進經濟高質量發展，即存在非線性影響[26]。據此，本文提出如下假設：

H5：FDI、技術創新對經濟高質量發展的影響具有非線性特征，對東道國經濟發展質量的影響存在技術創新、環境規制等門檻條件。

2 研究設計

2.1 模型設定

(1)基準回歸模型。本文為驗證假設H1和H2，即在環境規制約束下FDI對技術創新與經濟發展質量的影響，將基準計量模型設定為：

Innovit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(1)

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(2)

為驗證假設H3，即在環境規制約束下，檢驗FDI與環境規制交互作用(FDI×ER)對FDI與經濟高質量發展的調節效應，設定模型如下：

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+β3(FDIit×ERit)+αControlit+μi+εit

(3)

其中，i表示省份(i=1,2,…，30)，t表示年份(t=2003,2004,…，2019)；Innovit表示技術創新水平；Gtfpit表示綠色全要素生產率，即經濟高質量發展的代理指標；FDIit表示外商直接投資；ERit表示環境規制水平；FDIit×ERit表示外商直接投資與環境規制的交互項；Controlit表示一系列控制變量，包括對外貿易水平(tradeit)、人力資本(hrit)、研發支出(rdit)、經濟發展水平(gdppcit)、金融發展水平(finit)、產業結構(Structit)等；α為控制變量系數；μi為不可觀測的個體效應；εit為隨機擾動項。

(2)中介效應模型。為驗證假設H4，即FDI是否通過技術創新作用于經濟高質量發展，本文構建如下中介效應模型：

Gtfpit=β0+β1FDIit+β2ERit+αControlit+μi+εit

(4)

Mit=ω0+ω1FDIit+ω3Controlit+νi+θit

(5)

(6)

進一步，考慮環境規制對FDI的調節作用，構建有調節作用的中介效應模型進行擴展分析。

Gtfpit=β0+β1FDIit++β2ERit+β3(FDIit×ERit)+αControlit+μi+εit

(7)

Mit=ω0+ω1FDIit+ω2(FDIit×ERit)+ω3Controlit+νi+θit

(8)

(9)

對于有調節的中介效應，參考溫忠麟和葉寶娟[28]的調節作用檢驗步驟：第一，檢驗式(7)中環境規制對FDI的調節作用是否顯著，若顯著說明存在調節作用，可進行下一步檢驗；若不顯著，則中止下一步檢驗。第二，分別檢驗式(8)、式(9)中的調節效應和中介效應系數是否顯著，若兩者系數均顯著，說明有調節的中介效應成立；若不顯著，則說明不存在有調節的中介效應。第三，如果調節效應和中介效應均顯著，則說明總中介效應包含中介路徑中的調節效應部分。

(3)面板門檻模型。為檢驗假設H5，即技術創新、FDI對經濟高質量發展是否存在非線性影響和門檻條件，本文進一步構建非線性模型。根據Hansen[29]提出的面板門檻回歸模型估算相應門檻值，并檢驗不同門檻區間樣本組參數是否存在顯著差異(Che，2013)，此方法可以有效避免主觀估計偏誤。面板門檻回歸模型設定如下：

Gtfpit=β0+β1Innovit·1(qit≤γ)+β2Innovit·1(qit>γ)+αControlit+εit

(10)

Gtfpit=β0+β1FDIit·1(qit≤γ)+β2FDIit·1(qit>γ)+αControlit+εit

(11)

相應地，如果模型中存在多重門檻情形，以雙門檻模型為例，可將模型擴展為：

Gtfpit=β0+β1Innovit·1(qit≤γ1)+β2Innovit·1(γ1γ2)+αControlit+εit

(12)

Gtfpit=β0+β1FDIit·1(qit≤γ1)+β2FDIit·1(γ1γ2)+αControlit+εit

(13)

其中，1(?)代表指標函數，當括號內表達式為正時，取值為1；反之，則取值為0；qit表示門檻變量，即技術創新水平(lnInnovit)、環境規制(lnERit)；γ為相應的門檻值，其中γ1<γ2；其余變量名稱及含義同前文所述。

2.2 變量選取

2.2.1 主要變量

(1)主要被解釋變量：經濟高質量發展(Gtfp)。黨的十九大報告提出要提高全要素生產率，全要素生產率作為驅動經濟增長的核心指標，是實現經濟高質量發展的源泉，用它衡量經濟發展質量具有一定的合理性[30]。考慮到綜合指數法指標體系建立尚無統一標準，部分指標存在不可觀測因素，無法保證指標的穩定性，因此本文選取包含非期望產出的綠色全要素生產率作為經濟高質量發展的代理指標，采用非徑向非導向松弛測度SBM方向性距離函數(Fukuyama等,2009)和Malmquist-Luenberger生產率指標(Oh, 2010)，將能源消耗和環境污染納入全要素生產率核算體系，測算中國內地30個省份綠色全要素生產增長率，再利用累乘思路計算綠色全要素生產率。

(14)

其次，構造環境約束條件下的SBM方向性距離函數。

(15)

(16)

(17)

最后，根據Chung等(1997)提出的Luenberger生產率指數，測算第t期到t+1期的綠色全要素生產率增長指數(Gtfp)。

秦立紅等[47]通過大鼠腎上腺嗜鉻細胞瘤克隆化細胞株(PC12)實驗，發現從仙草中分離出的咖啡酸、3-(4-乙氧基-3-羥基-苯基) 烯丙酸、咖啡酸乙酯、山奈酚、高山黃芩素、2-十六烷基-十八烷酸、熊果酸和豆甾醇等8個單體化合物有較高的抗缺氧活性。

(18)

(19)

(20)

其中，Effe、Tech分別表示第t期到第t+1期的技術利用效率變化和技術進步。

投入要素包括勞動、資本和能源投入。勞動投入以各省城鎮就業人員年末數衡量；資本投入采用永續盤存法計算，折舊率參考吳延瑞(2008)的做法，以張軍等(2004)估算的資本投資額作為當年的資本投資額；能源投入以各省市區的能源消費總量為指標；期望產出以各省市區1978年基期不變價的地區生產總值(GDP)衡量；非期望產出用CO2排放量衡量。由于CO2排放量數據無法直接獲取，本文通過IPCC 2006方法計算得到。

(2)被解釋變量和中介變量：技術創新水平(Innov)。通常而言，地區技術創新水平越高，被授予的專利也就越多，因此本文選取國內3類專利授權數衡量各省份技術創新水平。

(3)外商直接投資(FDI)。本文采用FDI占地區GDP的比重衡量外商直接投資水平。FDI指各省份實際利用外資額(萬美元)，本文將歷年中國人民銀行公布的年均匯率轉換成人民幣價格(億人民幣)進行測算。

(4)環境規制水平(ER)。參考傅京燕(2010)的計算方法，采用改進的熵值法構建環境規制綜合指數。選取廢水排放量比值、SO2排放量和固體廢物綜合利用率(“三廢”指標)與工業總產值的比值測算環境規制水平，數值越小，說明環境規制強度越大。

2.2.2 控制變量

本文選取以下控制變量：①人力資本(hr)，用各省份就業人員平均受教育程度衡量，本文采用吳延瑞(2008)的做法，將各種受教育水平按一定的受教育年限折算，并根據各教育程度人口比重加權加總得到人均受教育水平，單位為年，其中，大學及以上為16年，高中為12年，初中為9年，小學為6年，文盲為0年；②研發支出(rd)，用各省份科研經費(R&D)內部支出費用占地區GDP的比重衡量；③貿易開放度(trade)，用各省份進出口貿易總額占GDP 的比重衡量；④產業結構(struct)，用第二產業產值占該地區總產值的比重衡量；⑤經濟發展水平(gdppc)，以1978年為基期，用各省份實際人均GDP衡量；⑥金融發展水平(fin)，采用各省份非國有部門貸款比重衡量；⑦制度質量(institute)，采用王小魯和樊綱編制的中國各省份市場化綜合指數作為代理指標；⑧政府支持(gov)，采用地區財政支出占當地GDP的比重衡量。

2.3 數據來源

本文選取2003-2019年我國內地30個省份(西藏因數據不全，未納入統計)相關數據為研究樣本，原始數據均來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國科技統計年鑒》及各省市統計年鑒、統計公報等。本文采用線性插值等方法對數據進行補充，并對部分離群值較大的指標縮尾進行處理，主要變量描述性統計結果和方差膨脹因子(VIF)檢驗結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果Tab.1 Descriptive statistics of the main variables

3 實證檢驗

3.1 FDI對技術創新與經濟發展質量的影響

3.1.1 基準回歸結果

為得到更加準確有效的估計結果，需要對估計模型進行篩選，基準回歸檢驗結果如表2所示。為消除異方差和量綱的影響，提高邏輯嚴密性和結果合理性，本文對原始變量進行對數處理，對經濟發展水平等控制變量取滯后一期，具體分析如下：

(1)環境規制約束下FDI對技術創新能力的影響。表2中第(1)、(2)列為方程(1)的POLS和FE模型回歸結果。可以看出，在兩種估計方法中，FDI回歸系數均在5%水平上顯著為正，且環境規制系數在10%水平上顯著為負，假設H1得到驗證。這表明，FDI技術溢出效應顯著，且對我國技術創新能力具有正向促進作用，環境規制有利于提高我國技術創新能力。納入控制變量后發現，經濟發展水平、金融發展、制度質量、政府支持對技術創新水平均具有顯著正向促進作用，而人力資源和研發支出對技術創新能力的系數盡管為正但影響作用不顯著。

(2)環境規制約束下FDI對經濟發展質量的影響。表2方程(2)采用POLS和FE模型的回歸結果具有一致性。表2第(3)列POLS估計結果顯示，FDI、環境規制回歸系數均在5%水平上顯著；第(4)列FE模型估計結果顯示，FDI、環境規制回歸系數依然在5%水平上顯著，假設H2得到驗證。這表明，在環境規制約束下，FDI通過技術效應和環境效應對經濟發展質量產生正向影響。由此可見，“污染天堂”現象在中國并不成立。環境規制對經濟發展質量具有顯著促進作用，初步驗證了“波特假說”的存在，即現階段環境規制能夠有效激勵企業綠色技術創新并促進經濟高質量發展。

(3)環境規制對FDI與經濟發展質量的調節效應。表2第(5)列FE模型估計結果顯示：FDI與環境規制交互項在1%水平上顯著為正，假設H3得到驗證，說明環境規制對FDI與經濟發展質量具有顯著正向調節作用。隨著環境規制水平的提升，環境規制通過激發企業技術創新和生產效率改進帶來的收益抵消了因環境規制引致的“凈效益”，從而產生“創新補償”效應。

表2 基準回歸結果Tab.2 Estimated results of basic model

3.1.2 異質性分析

為檢驗FDI、環境規制及其交互項對經濟發展質量的影響是否存在地區異質性，本文按照經濟區劃功能將樣本劃分為沿海地區和內陸地區。為避免OLS和FE模型引發內生性問題，本文引入經濟發展水平、金融發展等控制變量；另外， FDI、環境規制與經濟發展質量或技術創新之間可能存在雙向因果關系，因此本文進一步采用工具變量法進行回歸。根據內生性檢驗結果，選取環境規制滯后一期、二期作為環境規制工具變量，采用IV-2SLS進行回歸，因篇幅所限，回歸結果不再列示。

在控制內生性偏誤后，從全國層面看，FDI、環境規制均有利于促進經濟高質量發展，且環境規制對FDI進入門檻具有正向篩選作用。從理論上講，不同地區FDI對經濟高質量發展的影響可能存在顯著差異。因此，本文引入地區虛擬變量(Sea)，將沿海地區賦值為1，內陸地區賦值為0，引入交乘項(Sea×FDI)、(Sea×FDI×ER)后進行回歸。結果顯示，相比全國層面，我國東部沿海地區和中西部地區FDI、環境規制及其交互項對經濟發展質量的影響存在顯著地區差異。FDI對沿海地區經濟發展質量的正向影響作用更加顯著。在環境規制的影響下，沿海地區環境規制及其調節效應能引導FDI轉向“清潔產業”，提高外資準入門檻。

3.2 FDI對經濟高質量發展的作用機制

根據前文理論分析，FDI通過技術溢出效應影響經濟高質量發展，本文通過中介效應模型檢驗假設H4。表3結果顯示，FDI技術創新中介效應顯著，假設H4得到驗證。

(1)一般中介效應。表3式(1)～(3)為一般中介效應檢驗結果。可以看出，FDI對技術創新水平具有正向促進作用，環境規制能夠促進技術創新水平提升；FDI通過技術創新水平這一中介路徑對經濟發展質量產生負向影響，不利于經濟高質量發展。加入技術創新水平的平方項發現系數為正且在5%水平上顯著，說明其對經濟發展質量的影響存在顯著非線性特征。

(2)有調節的中介效應。考慮到環境規制的調節效應，加入FDI與環境規制的交互項。表3式(4)～(6)為有調節的中介效應檢驗結果。可以看出，FDI、環境規制依然能夠促進經濟高質量發展，環境規制對FDI具有正向調節作用。同時，FDI通過技術創新水平這一中介路徑對經濟發展質量產生負面影響。這是因為，盡管FDI和環境規制均能促進技術創新水平提升，但由于我國經濟發展不均衡，地區間差異較大，所以影響作用也不同。在式(6)中加入技術創新水平的平方項發現系數依然顯著為正，再次說明技術創新水平對經濟發展質量的影響存在顯著非線性特征。

3.3 進一步分析：門檻效應實證檢驗

由前文理論和實證檢驗可知，環境規制對FDI與經濟發展質量具有正向調節作用，但環境規制的調節作用是否存在異質性及門檻條件，本文對此展開深入分析。以技術創新、環境規制為門檻變量分別進行單一門檻值、雙重門檻值、三重門檻值檢驗，運用Hansen(1999)提出的“自助法”(bootstrap)，通過State16統計軟件反復抽樣500次得出統計量F值及相應P值，得到門檻效應檢驗結果(李虹和鄒慶，2018)，如表4所示。

由表4可知，以技術創新、環境規制為門檻變量的檢驗結果均為雙門檻模型，假設H5得到驗證，即技術創新、FDI對經濟發展質量的影響存在技術創新、環境規制門檻。根據Hansen(1999)提出的估計法，門檻值是似然比統計量LR趨于0時對應的γ值，據此繪制相應門檻估計值在95%置信區間下的LR圖。圖1為以技術創新為門檻變量的LR圖，對應的門檻值分別為8.885、10.024；圖2為環境規制門檻值為-3.792和0.656對應的LR圖。其中，LR統計量最低點為對應的真實門檻值，虛線代表臨界值為7.35，由于臨界值均位于門檻值下方，由此判定門檻值真實有效。

表3 機制分析估計結果Tab.3 Estimated results of mechanism analysis

表4 門檻效應檢驗結果Tab.4 Results of the threshold effect test

圖1 技術創新雙門檻估計LR圖Fig.1 LR diagram of double threshold estimation of technological innovation

圖2 環境規制雙門檻估計LR圖Fig.2 LR diagram of double thresholde estimation of environmental regulation

表5為以技術創新、環境規制為門檻變量的雙門檻模型估計結果。可以看出，在不同技術創新水平下，技術創新對經濟發展質量的影響作用不同。當技術創新處于較低水平(lnInnov≤8.885)時，其對經濟發展質量的影響系數在5%水平上顯著為負，說明此時技術創新水平會抑制經濟高質量發展；當技術創新處于中間水平(8.88510.024)時，其對經濟發展質量變為正向影響作用，說明技術創新水平提升對經濟發展質量具有顯著促進作用，這就解釋了“FDI和環境規制均能促進經濟高質量發展，但技術創新這一中介路徑則會抑制經濟高質量發展”的結論。因此，技術創新水平需要跨越較高門檻值才能促進經濟高質量發展。進一步分析發現，當前我國已跨越較高技術創新水平的省份有北京、上海、江蘇和廣東等，大多集中在東部發達地區，而多數中西部地區如內蒙古、青海、甘肅和新疆等省份遠低于高門檻值，這就解釋了為何“總體上技術創新水平對我國經濟發展質量的影響并非理論期望那樣會起到顯著正向促進作用”的結論。

表5 面板門檻模型估計結果Tab.5 Estimated results of the panel data threshold model

由表5可知，當門檻變量為環境規制(lnER)時，隨著環境規制強度的加大，FDI對經濟發展質量的影響由不利轉為積極促進作用，呈現“U”型結構特征。FDI對經濟高質量發展的負面影響隨著環境規制水平的提高而逐漸降低，當跨越第二個門檻值后才能顯著促進經濟高質量發展，說明環境規制起到正向篩選作用。這是因為，在環境規制第一個門檻值內，由于地區環境規制水平過低，通過“搭便車行為”就可以為外商帶來巨大利益，導致外資對環境技術改進和創新的積極性不高、創新動力不足，從而抑制了經濟高質量發展；但是隨著環境規制水平提高直至跨越第二個門檻值，外資需要采取更清潔環保的技術以避免政府較為嚴格的環境規制，此時利用外資進行技術創新能夠有效獲取“創新補償”，最終促進經濟高質量發展。

綜上所述，無論是技術創新還是環境規制對經濟發展質量均存在顯著雙門檻效應。在不同門檻區間，技術創新、FDI對經濟發展質量的影響不同，技術創新和環境規制均需達到一定門檻值后才能促進經濟高質量發展。

4 結語

4.1 研究結論

本文基于2003-2019年中國內地30個省份面板數據構建中介效應模型和門檻效應模型，考察環境規制約束下FDI對技術創新與經濟高質量發展的影響，得出以下結論：第一，在環境規制約束下，FDI技術溢出效應顯著，FDI能夠促進我國經濟高質量發展，現階段環境規制具有“創新補償”效應；FDI與環境規制交互項能夠顯著促進經濟高質量發展，環境規制對FDI具有一定的正向篩選作用。第二，在考慮內生性后，FDI、環境規制及其交互項對經濟高質量發展影響的核心結論依然成立，并且存在地區異質性。第三，兩種中介效應檢驗結果顯示，FDI通過技術創新機制作用于我國經濟高質量發展。第四，總體而言，FDI通過技術創新水平這一中介路徑對經濟高質量發展產生負面影響，這與理論預期不符。進一步分析發現，技術創新對經濟高質量發展的影響存在顯著門檻效應，技術創新需要達到一定門檻值后才能促進經濟高質量發展。同時，在不同門檻區間內，FDI對經濟高質量發展具有不同的影響，環境規制需要達到較高的門檻值才能促進經濟高質量發展。

4.2 研究啟示

根據上述研究結論，本文提出如下政策啟示：

(1)在提高對外開放水平、加大外資引進力度的同時，要有效發揮環境規制的倒逼效應，高效合理地推進經濟高質量發展。由于歷史原因，我國各地區在區域條件、基礎設施、經濟發展水平、對外開放程度等方面存在較大差異，因此各地區應因地制宜地制定差異化發展政策，努力實現產業結構轉型升級和生態環境改善。

(2)不同行業和地區應該合理引進外資，注重外資引進質量。我國經濟較為落后的中西部地區引進外資時應充分考慮自身吸收能力，引進更能發揮技術溢出效應的行業和產業。對于東部沿海發達地區，要注重外資引進質量，適度控制外資引進規模，充分吸收FDI的技術溢出效應，促進經濟高質量發展。

(3)為更好地發揮FDI的正向溢出效應，各地區要根據FDI對經濟發展質量影響的不同中介傳導路徑，充分考慮各地區不同的技術創新水平，在不同發展階段制定差異化政策。目前，我國大部分地區技術創新水平尚未跨越較高的門檻值，提高技術創新水平有助于促進FDI技術溢出。因此，各地區應根據自身條件，實施合理的環境規制標準，實現環境保護與經濟發展之間的動態平衡，通過改善科技創新環境、加大科技人才培養力度等措施提高企業技術創新水平，發揮FDI技術溢出效應，助推經濟高質量發展。

4.3 不足與展望

本文存在如下不足：第一，影響經濟高質量發展的因素不僅包括技術創新，還包括結構效應和生產率效應。第二，對異質性的考察只區分沿海和內陸地區，未考慮其它因素的影響，如2008年金融危機、新冠肺炎疫情等。第三，受限于數據可得性和穩定性，選用綠色全要素生產率衡量經濟指標不全面，未來可構建更加科學有效的經濟高質量發展測度指標體系，并對上述問題進行深入探討。