東道國制度環(huán)境對母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響分析

張小玲 劉憶思

(三江學院 江蘇南京 210012)

在“走出去”背景下，中國對外直接投資進入了一個高速增長時期。中國在2012年的對外直接投資流量(FDI)達到了878億美元，首次成為世界FDI三大國之一。2020年，中國FDI達到1537.1億美元，較2019年同期增加了12.3%，流量規(guī)模首次成為世界第一。截止到2022年底，在世界189個國家(地區(qū))擁有超45，000家OFDI企業(yè)，世界范圍超過80%以上都有中國的投資，年底海外公司的總資產(chǎn)達到了7.9萬億美元。隨著中國FDI規(guī)模的不斷擴大，中國對外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)受到越來越多學者的重視，學術(shù)界對技術(shù)溢出的研究從傳統(tǒng)的FDI領(lǐng)域轉(zhuǎn)向了OFDI領(lǐng)域，對OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的探討與研究隨之增多。

能源在中國的經(jīng)濟增長中貢獻很大，經(jīng)濟增長所需的能源消耗量較高，《2021年BP世界能源統(tǒng)計年鑒》顯示，中國已成為最大的能源消費大國。二氧化碳排放量的不斷增加導致中國霧霾天氣的增多，因此如何提高能源利用效率和降低二氧化碳排放量已成為當務(wù)之急。目前，在我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中存在著能源消耗較高、能源利用效率低等問題。

“新常態(tài)”下，中國經(jīng)濟長期持續(xù)發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新和進步密切相關(guān)，加快技術(shù)進步，提高能源利用效率，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式是當前中國經(jīng)濟發(fā)展面臨的重要課題。OFDI快速增長能否通過反向溢出推動中國經(jīng)濟實現(xiàn)降低制造業(yè)能源消耗和碳排放總量，實現(xiàn)制造業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展，其中對外直接投資的情況也會受到東道國相應(yīng)制度環(huán)境的要素影響。因此，推測東道國制度環(huán)境要素可能會通過中國對其直接投資這一中介變量來影響中國制造業(yè)能源消費變動比率和制造業(yè)碳排放變動比率。為了驗證東道國制度環(huán)境的中介效應(yīng)，本文選取了2005—2020年中國和48個東道國的數(shù)據(jù)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型進行實證分析。

1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

為了確保數(shù)據(jù)的可獲得性，本文運用2005—2020年中國和48個東道國家的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，所有數(shù)據(jù)均來自EPS數(shù)據(jù)庫和世界銀行公開數(shù)據(jù)庫。為保障數(shù)據(jù)的正確性和合理性，除了比值類的數(shù)據(jù)之外，其他缺失的數(shù)據(jù)使用插值法補齊。

基于理論框架和模型設(shè)定，本文使用Stata15.0軟件，并運用面板中介效應(yīng)模型研究東道國對制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效果。本文構(gòu)建核心解釋變量法治水平與被解釋變量制造業(yè)能源消費變動比率，選取中國對外直接投資為中介變量，將量化結(jié)果作為中介變量進行中介效應(yīng)檢驗?？刂谱兞繛檎畏€(wěn)定度、監(jiān)管質(zhì)量、腐敗控制、政府效能、話語權(quán)和問責制，分別進行回歸檢驗。

一是核心解釋變量：即法治水平RL，基于上文收集的各個國家與東道主國家的面板數(shù)據(jù)。

二是控制變量：即政治穩(wěn)定度PS、監(jiān)管質(zhì)量RQ、腐敗控制CC、政府效能GE、話語權(quán)和問責制VA，源于東道國特征對國家制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

三是被解釋變量：制造業(yè)能源消費變動比率、制造業(yè)碳排放變動比率。

四是中介變量：本文選取中國對外直接投資為中介變量，這些指標與制造業(yè)綠色創(chuàng)新密切相關(guān)(見表1)。

表1 變量定義與符號說明

2 模型構(gòu)建

本文共收集到768條數(shù)據(jù)，缺失值用插值法補齊。基于以上分析，為檢驗東道國法治水平與中國制造業(yè)能源消費的關(guān)系，構(gòu)建計量模型：

式(1)中：i表示中國；j表示東道國；t表示年份；a0為常數(shù)項，和為各變量系數(shù)；Rijt表示t年東道國j的法治水平；Xjt表示t年東道國j的控制變量指標，包括腐敗控制、政府效能、政治穩(wěn)定度、監(jiān)管質(zhì)量、話語權(quán)和問責制；β是核心解釋變量法治水平RL待估計參數(shù)；ρ是控制變量，即腐敗控制CoC、政府效能GE、政治穩(wěn)定度PS、監(jiān)管質(zhì)量RQ、話語權(quán)和問責制VA待估計參數(shù)。本文關(guān)注的是β和ρ的估計系數(shù)結(jié)果，若其符號為負，則說明解釋變量和被解釋變量為負相關(guān)。

東道國的法治水平促進了中國對該東道國的對外直接投資，進而影響中國制造業(yè)能源消費變動的比率，中國對外直接投資影響了中國制造業(yè)能源消費變動的比率，以此推斷東道國法治水平可能通過促進中國對其的對外直接投資這一中介變量來影響中國制造業(yè)能源消費變動的比率。為了驗證東道國法治水平的中介效應(yīng)，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型如式(2)、式(3)、式(4)所示：

式(2)、式(3)、式(4)中：OFDIijt為中介變量中國t年對j國的直接對外投資；β0、δ0、α0是常數(shù)項；δ1是東道國法治水平對中介變量的影響；θ和φ是控制變量待估計參數(shù)；εit是殘差項；α1、α2分別是東道國法治發(fā)展水平、中介變量對中國制造業(yè)能源消費變動的直接效應(yīng)；將式(3)代入式(4)，即可得到中國對外直接投資的間接效應(yīng)δ1α2。

3 東道國制度環(huán)境對母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新影響的實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

首先，如果式(2)顯著，則說明東道國法治水平對中國制造業(yè)能源消費變動的比率產(chǎn)生了影響；其次，如果式(3)顯著，則說明東道國法治水平對中國對外直接投資產(chǎn)生影響；最后，通過檢驗式(4)中的回歸結(jié)果，確定中介效應(yīng)是否存在：如果a1的絕對值小于β1，說明存在部分中介效應(yīng)，即東道國法治水平對中國制造業(yè)能源消費變動的比率的影響部分來自中國對外直接投資的推動；如果a不顯著、a2顯著，則存在完全中介效應(yīng)，即東道國法治水平對中國制造業(yè)能源消費變動比率的影響完全基于中國對外直接投資。

3.2 Hausman檢驗

在對面板數(shù)據(jù)進行建模之前，需進行一項檢驗，以確定使用固定效應(yīng)回歸還是隨機效應(yīng)模型，本文采用Hausman檢驗進行判別分析，以確保模型的準確性。在Hausman檢驗的原假設(shè)中采用隨機效應(yīng)模型，而在備擇假設(shè)中應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，卡方檢驗的值為50.57，對應(yīng)的p值為0.0000，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進行分析(見表3)。

表3 Hausman檢驗結(jié)果

3.3 基準回歸

由上文可知是平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，本文檢驗結(jié)果拒絕了F檢驗的原假設(shè)(建立混合回歸模型)和豪斯曼檢驗的原假設(shè)(建立隨機效應(yīng)模型)，認為結(jié)果選用固定效應(yīng)模型，且下文實證分析中皆采用固定效應(yīng)模型。

控制變量的回歸結(jié)果與經(jīng)濟現(xiàn)實基本相符。在基準檢驗結(jié)果中，法治水平和監(jiān)管質(zhì)量的系數(shù)顯著為負，說明法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管質(zhì)量限制條件越嚴格，制造業(yè)能源消費變動比率越小。腐敗控制系數(shù)、政府效能系數(shù)、政治穩(wěn)定度、話語權(quán)和問責制的系數(shù)均顯著為正，表明這些指標越好，越能促進制造業(yè)出口總額，這一結(jié)論也有理論依據(jù)，即穩(wěn)定程度越高、貪污控制得越好、話語權(quán)與問責制越高，中國對東道國制造業(yè)出口的市場規(guī)模就越大，進而中國將會在一定程度上擴大對該類東道國的出口，導致制造業(yè)能源消費變動比率提高(見表4)。

表4 基準檢驗結(jié)果

3.4 中介效應(yīng)檢驗

本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，進一步識別“東道國環(huán)境→OFDI→母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新”的傳導機制。對式(2)、式(3)、式(4)進行了回歸，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表5所示，三組回歸模型的核心變量法治水平均在5%的顯著性水平上顯著。其中，模型(2)顯著為負，說明法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管貿(mào)易限制條件越嚴格，對中國制造業(yè)能源消費變動的比率抑制效果越大；模型(3)顯著為正，說明良好的法律制度能夠顯著地促進中國對東道國的制造業(yè)投資水平，其原理在于越完善的法律環(huán)境，越能提高外國投資資金的安全性，營造更加完善的市場環(huán)境，從而促進投資總量的增加；模型(4)顯著為負，同時中介變量中國直接對外投資指數(shù)(OFDI)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負，模型(4)中的回歸系數(shù)與模型(2)中的回歸系數(shù)相比明顯變小，說明東道國OFDI在傳導路徑中起到部分中介作用。綜上，中介效應(yīng)檢驗驗證了“東道國環(huán)境→OFDI→母國制造業(yè)綠色創(chuàng)新”的傳導機制。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.5 異質(zhì)性檢驗

出口國法治水平的差異與我國制造業(yè)出口具有密切的相關(guān)性，法治水平發(fā)展較高的地區(qū)，進口貨物的要求也相對更加嚴格，帶來我國制造業(yè)出口和能源消耗水平的相應(yīng)降低，從而影響我國制造業(yè)能源消費變動比率的發(fā)展水平。對此，本文將出口國的法治水平劃分為低、中、高階段進行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表6所示。

表6 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由表6可知，低、中、高程度的出口國法治水平對我國制造業(yè)能源消費變動比率的影響系數(shù)分別為-0.0620881、-0.2107236、-0.0897936，且結(jié)果都是顯著的，表明法治水平對我國制造業(yè)能源消費變動比率的作用呈先上升后下降的倒“U”型特征。出口國法治水平在較低水平時，對進口的制造業(yè)產(chǎn)品的要求較低，因而對我國制造業(yè)能源消費變動比率的抑制作用要更弱；當法治水平處在更高層次時，會減少一些低質(zhì)量產(chǎn)品的進口，但由于法律規(guī)定還不完善，此時容易盲目地減少制造業(yè)進口產(chǎn)品，于是在中法治水平階段對我國制造業(yè)能源消費變動比率的抑制作用最強；在法治水平高級階段，可以對制造業(yè)進口商品有一個客觀判斷，這個結(jié)果體現(xiàn)在與中法治水平相比，對我國制造業(yè)能源消費變動比率的抑制作用要更低一些。

3.6 穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性和避免內(nèi)生性的影響，首先，需要將核心解釋變量滯后一期，檢驗核心解釋變量RL與被解釋變量PS、RQ、CC、GE、VA之間是否互為因果關(guān)系，并解決因互為因果關(guān)系而導致的內(nèi)生性問題。將第t期的被解釋變量與第 t+1期的核心解釋變量進行回歸分析，回歸結(jié)果表明互為因果對研究結(jié)論的影響較小，如表7第2列。其次，使用替換變量法。本文選擇用制造業(yè)二氧化碳排放量變動比率來替換制造業(yè)能源消費變動比率，衡量我國的外貿(mào)水平?；貧w結(jié)果如表7第3列所示，估計系數(shù)顯著，與預(yù)期相一致，即法治發(fā)展水平越高，監(jiān)管貿(mào)易限制條件越嚴格，對中國制造業(yè)碳排放變動的比率抑制效果越大。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文從對外直接投資OFDI的角度分析境外東道國環(huán)境制度，以對外直接投資為媒介，分析對我國制造業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。利用2005—2020年中國和48個東道國的面板數(shù)據(jù)，針對東道國環(huán)境制度六個要素及中國制造業(yè)能源消耗和二氧化碳排放變動率進行回歸分析，結(jié)果顯著，但推測中國對外直接投資OFDI是否作為中介變量影響其變動比率，從而構(gòu)建中介效應(yīng)模型揭示實證結(jié)果與分析相符。

本文的結(jié)論如下：(1)東道國法治水平越高，貿(mào)易監(jiān)管限制條件就越嚴格，越顯著促進中國對東道國的投資水平，對中國制造業(yè)能源消費變動的比率和制造業(yè)碳排放變動的比率抑制效果越大；(2)東道國政治穩(wěn)定程度越高、貪污控制越好、話語權(quán)和問責制越高，中國對東道國的制造業(yè)出口的市場規(guī)模越大，進而促進中國對外出口，導致制造業(yè)能源消費變動比率和碳排放變動比率增大。

4.2 政策建議

4.2.1. 加大對發(fā)達國家的直接投資力度，促進逆向技術(shù)溢出產(chǎn)生

中國應(yīng)抓住“一帶一路”倡議帶來的機遇，積極拓展國際市場，到經(jīng)濟發(fā)達國家投資設(shè)立工廠，充分利用當?shù)氐膭趧恿Y源和能源資源，引進發(fā)達國家的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，獲得逆向技術(shù)溢出，提升國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，增強企業(yè)競爭力。提升行業(yè)技術(shù)水平，有助于推動能源利用技術(shù)的研發(fā)，從而促進能源利用效率的提高。

4.2.2 注重外資引入質(zhì)量，推動國內(nèi)技術(shù)不斷創(chuàng)新與進步

外商直接投資在推動中國經(jīng)濟發(fā)展與科技進步中扮演著至關(guān)重要的角色，但目前中國在能源利用技術(shù)方面仍處于相對低效的階段，許多經(jīng)濟欠發(fā)達的省份仍然追求以高能耗為代價的粗放型經(jīng)濟增長模式，這種模式缺乏可持續(xù)性。“新常態(tài)”背景下，我國面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和節(jié)能減排多重挑戰(zhàn)，經(jīng)濟增長方式必須從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，以實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的長期目標。外商直接投資作為技術(shù)溢出的一種重要渠道，需通過提高外資引入的質(zhì)量，促進產(chǎn)生外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)，推動提升能源利用技術(shù)水平，加快技術(shù)開發(fā)，從而達到降低耗能、增加產(chǎn)出的目的。

4.2.3 推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)

“十三五”規(guī)劃明確指出經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，即從依賴第二產(chǎn)業(yè)逐步向第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動的方向轉(zhuǎn)變，以實現(xiàn)更高效的發(fā)展，這也意味著我國今后將進入一個以服務(wù)業(yè)為主的新時期，在這樣的背景下，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重新布局尤為重要。

當前，中國第三產(chǎn)業(yè)所占的比重不斷提高，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長離不開產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的戰(zhàn)略重點是提升制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快制造業(yè)由大到強的轉(zhuǎn)變。當前，中國第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比重不斷提高，而第二產(chǎn)業(yè)在不斷下降，政府不斷加強對服務(wù)業(yè)的支持力度。到2014年，第三產(chǎn)業(yè)的比重超過了第二產(chǎn)業(yè)，但比重仍然較低，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化還存在很大的發(fā)展空間。

4.2.4 推動能源消費結(jié)構(gòu)改善，提高能源綜合利用效率

推動能源消費結(jié)構(gòu)的改善是加快優(yōu)化能源供給結(jié)構(gòu)、有效提升能源利用效率水平的重要舉措。因此，我國要以加快新能源的開發(fā)和利用為突破口，積極促進能源消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，降低對化石燃料的依賴，提高能源綜合利用效率，以減少經(jīng)濟發(fā)展對外部能源的依賴。