雙向FDI協調發展、市場分割與綠色全要素生產率

章志華 唐禮智 孫林

摘?要：黨的二十大報告強調“堅持高水平對外開放，加快構建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”，通過加快國內市場一體化來提升雙向FDI技術溢出效率，推動綠色經濟增長。本文選取2003-2019年我國30個省份的面板數據，借助動態SBM-GML模型測算綠色全要素生產率，并采用相對價格法分別測算商品市場分割指數與要素市場分割指數，構建動態空間面板模型定量分析雙向FDI協調發展、市場分割與綠色全要素生產率的關系。研究發現：雙向FDI顯著地促進了綠色全要素生產率增長，主要通過提高綠色技術進步水平來實現；東部地區雙向FDI對綠色全要素生產率均有明顯的促進作用，而中西部地區雙向FDI對綠色全要素生產率的抑制作用明顯；進一步研究發現雙向FDI對綠色全要素生產率的影響呈現“倒U”型關系，只有當存在商品市場分割指數與要素市場分割指數分別超過某個門檻值時，雙向FDI才對綠色全要素生產率有明顯的抑制作用。

關鍵詞：對外直接投資；外商直接投資；商品市場分割；要素市場分割；綠色全要素生產率

中圖分類號：F752.7??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）05-0081-09

收稿日期：2023-03-30

作者簡介：章志華（1982-），男，江西上饒人，講師，博士，研究方向：投資經濟、空間計量經濟學；?唐禮智（1970-），男，安徽馬鞍山人，教授，博士生導師，研究方向：政策評估、區域經濟；孫林（1986-），男，山東菏澤人，高級經濟師，研究方向：國際收支統計。

基金項目：福建省社科規劃重大項目，項目編號：FJ2020MJDZ049；廣東省哲學社會科學共建項目，項目編號：GD23XYJ11；廣東省自然科學基金項目，項目編號：2018A030303130116。

一、引言

改革開放以來，中國經濟保持了四十多年的快速增長，取得的發展成就令全世界矚目。2020年GDP總量為101.6萬億元，是1978年3678.7?億元的近276倍，年均增長約14.3%，同期占全球經濟總量的比重由1.75%上升到17%。但是長期以來主要依靠要素驅動的粗放型經濟發展方式尚未得到根本扭轉，帶來了生產效率不高以及環境污染較嚴重的問題?！?019年中國統計年鑒》數據顯示，2018年中國GDP占全球GDP的比重已達15.9%，但是能源消費總量占比卻高達23.6%，而且CO2排放量的占比更是高達27.8%。隨著我國經濟發展進入高質量發展階段，這種粗放型的經濟增長模式已無法滿足高質量發展的需求，因此加快經濟發展方式由要素驅動的粗放型向綠色低碳的集約型轉變，提高綠色全要素生產率是推動我國經濟發展綠色低碳轉型的內生動力，其中技術創新是綠色全要素生產率增長的主要途徑。

在我國構建高水平對外開放新發展格局的背景下，國際技術溢出是除了自主創新之外我國技術創新水平提高的重要渠道。根據聯合國貿發會議《2019?年世界投資報告》的數據顯示，2018年全球外國直接投資額同比減少13%，然而中國實際利用外資額逆勢增長4%，繼續穩居全球第二位。同時，根據中國商務部發布的《中國對外直接投資統計公報》數據顯示，中國的OFDI流量已經連續7年位居全球前三，2018?年中國對外直接投資1430.4億美元，年均增長率高達28.2%。由此可見，我國雙向FDI在國際直接投資中的影響力不斷擴大，有利于獲取雙向FDI技術溢出效應，但由于市場分割是影響雙向FDI技術溢出的重要制度因素，因此我國地區之間的市場分割策略在一定程度上阻礙了雙向FDI技術溢出效應的擴散，也會抑制地區之間在技術層面的交流與合作，造成本地區企業技術引進的積極性受挫，最終對綠色全要素生產率增長有不利的作用。

本文把雙向FDI、市場分割與綠色全要素生產率放到統一的理論框架，選取2003-2019年我國30個省份的面板數據，借助動態SBM-GML模型測算綠色全要素生產率，并采用相對價格法分別測算商品市場分割指數與要素市場分割指數，構建動態空間面板模型定量分析雙向FDI協調發展、市場分割與綠色全要素生產率的關系。

二、理論分析與研究假設

（一）雙向FDI對綠色全要素生產率的影響機制

雙向FDI對綠色全要素生產率的促進作用。一方面，FDI企業帶來的國外先進技術將加劇東道國的市場競爭程度，促使國內企業通過?“干中學”學習、模仿FDI企業帶來的國外先進技術，從而有利于自身生產率提高。另一方面，FDI企業為了自身的發展需要對來自東道國的勞動者進行技術培訓并為上下游相關產業鏈的企業提供技術支持，最終有利于東道國生產率提升。國內市場競爭程度提高以及國內企業的市場競爭力提升，將會推動國內企業加快“走出去”開展OFDI活動。一方面通過OFDI把過剩產能進行跨國轉移，從而能夠挪出更多的資源要素來發展高新技術產業，另一方面在OFDI過程中通過技術合作、并購等方式獲取國外先進技術，并將獲取的國外綠色技術通過逆向技術轉移輸送回國。因此OFDI獲取的國外先進綠色技術與國內FDI綠色技術型產業形成集聚，有利于推動國內綠色全要素生產率增長?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H1：雙向FDI對綠色全要素生產率有促進作用。

（二）雙向FDI、市場分割與綠色全要素生產率

當國內的商品市場分割程度較小時，FDI企業通常會提高東道國的市場規模與產品質量，根據“需求引致技術創新”理論的觀點，當市場規模在不斷擴大時，市場需求也會不斷提高，FDI企業為追求更多的利潤必然在生產中投入更多的先進技術，這樣會加劇東道國市場經營的競爭激烈程度，倒逼東道國企業學習模仿FDI企業帶來的國外先進技術來提高自身的生產技術水平，促進了東道國企業的競爭力增強，從而能夠提高國內企業“走出去”開展OFDI以獲取國外先進技術的動力。隨著雙向FDI結構的不斷優化，雙向FDI協調程度不斷上升，通過對國內外的資本、勞動力等生產要素進行優化配置，有利于吸收雙向FDI技術溢出效應，從而能夠推動綠色全要素生產率增長。而當國內市場分割程度較高時，會抑制FDI企業在東道國市場規模擴大并會弱化市場競爭程度，葉寧華和張伯偉（2017）［1］也認為地區間市場分割會阻礙外地企業進入本地市場的難度，不利于其進行市場擴張。這將會助長FDI企業在生產過程中的“創新惰性”，相應會減少國內企業學習模仿FDI技術溢出效應的機會，從而不利于國內企業的市場競爭力提升［2］，以致在“走出去”進行OFDI時更愿意選擇國際低端市場，進而導致其在技術水平上被低端鎖定，從而難于獲取OFDI逆向技術溢出效應，最終導致雙向FDI在一定程度上對GTFP有抑制作用。基于此，本文提出如下假設：

H2：雙向FDI對綠色全要素生產率的影響存在商品市場分割的門檻效應。

要素市場分割程度過高會限制雙向FDI獲取的國外技術、人才等資源在國內的自由流動，進而會弱化市場機制對生產要素的配置效率，導致企業生產不能處在最優狀態，最終會抑制了綠色全要素生產率增長。因為勞動力的市場分割會阻礙技術人才在地區之間的交流和學習，而且資本市場分割會阻礙資本從生產率低的部門流向生產率高的部門。然而合理的要素市場分割程度則有利于獲取雙向FDI技術溢出效應，?因為較低的市場分割程度不僅有利于吸收高級生產要素進入，也能夠避免稀缺資源被其他地區過量的使用，進而有助于吸收雙向FDI技術溢出效應，最終對綠色全要素生產率有促進作用。基于此，本文提出如下假設：

H3：雙向FDI對綠色全要素生產率的影響存在要素市場分割的門檻效應。

（三）空間溢出效應

1.雙向FDI對綠色全要素生產率的空間溢出效應。本地區企業在與FDI企業或東道國企業進行技術合作的過程中，能夠通過雙向FDI獲取到國外的綠色先進技術、清潔工藝，這不僅有利于提高本地區的綠色全要素生產率，還會通過產業關聯效應、人力資本效應促進綠色先進技術、清潔工藝在周邊地區擴散，進而對周邊地區綠色全要素生產率也有促進作用。

2.一個地區的市場分割程度大小不僅與本地區的經濟因素有關，而且與周邊地區市場分割強弱有關。鄧明（2014）［3］研究發現，我國地區間市場分割的空間相關性明顯，即當周邊地區采取市場分割策略時，本地政府也會采取市場分割策略來限制本地區商品或生產要素的流動，即市場分割策略表現出明顯的地區“互動效應”。綠色全要素生產率也存在空間溢出效應，而且表現出空間集聚的態勢，主要通過綠色生產技術的跨地區擴散來實現。若一個地區采取市場分割的策略將會限制本地區綠色生產技術的自由流動，進而弱化綠色技術水平的空間溢出效應，間接地抑制周邊地區綠色全要素生產率增長。

三、實證分析

（一）變量選擇與數據來源

本文把綠色全要素生產率作為因變量，在自變量方面，分別選取商品市場分割、要素市場分割、雙向FDI協調發展度、經濟發展水平、政府科技支持、環境規制強度、城鎮化率、人力資本共9個自變量。由于我國從2003年開始發布《中國對外直接投資統計公報》，而且2020年的《中國對外直接投資統計公報》沒有公布省級層面的數據，考慮到《中國對外直接投資統計公報》公布的時間滯后性，為此本文選擇2003-2019年中國30個省份（除西藏外）的數據為樣本，數據來源于《中國統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》。

1.綠色全要素生產率（GTFP）。由于傳統的靜態SBM模型無法觀察到生產率水平的長期變化，為此本文根據Zhang?&?Tian（2019）［4］采用的動態SBM模型測算了2003-2019年中國30個省份的綠色全要素生產率，在非徑向條件下，動態SBM模型求解省份i的效率如下：

ρ*i=min

1－1m+nbad∑sj=1w－ts－*jtxrit+∑nbadj=1sbad*jtZbad*ijt1+1m+ngood∑sj=1w+ts+*jtxrit+∑ngoodj=1sgood*jtZbad*ijt（t=1，2，3…T）（1）

在式（13）中ngood?與nbad分別表示期望產出與非期望產出，λt*?、s－*、st*、s+*it、sgood*、sbad*是最優求解參數集合。

與傳統全要素生產率不同的是GTFP考慮了非期望產出。投入指標包括資本、就業人數和能源消耗量。其中，資本存量K根據張軍等（2012）［5］的做法，可采用永續盤存法進行測算，就業人數L采用全社會就業人口；期望產出指標采用實際GDP表示；非期望產出指標采用SO2與CO2的排放量來衡量。并采用李小平等（2020）［6］的做法，測算了2003—2019年中國30個省份的CO2排放量，計算公式如下：

CO2=∑7i=1CO2，i=∑7i=1Ei×NCVi×CEFi（2）

其中，CO2表示二氧化碳排放量；Ei分別表示煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣的消耗量，并根據《中國能源統計年鑒》提供的標準煤折算系數把各種化石能源消耗量折算成標準煤；NCV為平均低位發熱量；CEF為IPCC（2006）提供的碳排放系數。

由于采用動態SBM模型測算的GML指數是一個相對數指標，反映的是GTFP的變化速度，不宜用于直接估計。為此參照朱文濤等（2019）［7］的做法，假設2004年的GTFP為1，并與各個時期的GML指數依次相乘，最終可得2004-2019年的GTFP。

2.市場分割指數（SEG）。本文采用相對價格法［8］?來分別測算商品市場分割指數與要素市場分割指數。為了避免在計算過程中兩個同樣省份的順序相反造成相對價格的方差不同，首先要對計算的不同省份之間相同物品的相對價格結果取絕對值：ΔQkijt=lnPkit/Pki，t－1－lnPkjt/Pkj，t－1，?其中i和j表示不同的省份，t表示時間，k表示產品的種類；并從ΔQkijt中剔除因為產品種類和特性不同造成的價格變動部分，即qkijt=ΔQkijt－ΔQ-kt；最后計算我國兩個不同地區之間k類商品的相對價格波動qkijt的方差var（qijt），進而可得省份組合的相對價格方差，并把它們進行同類合并，從而得到每一個省份與其他省份之間的市場分割指數var（qnt）=∑i≠jvarqijt/N，其中，n表示省份，N?為合并后的省份組合數。參考周經和王馗（2019）［9］的做法，本文選取食品、煙酒及用品、衣著、紡織品、家電、文化用品、日用品、體育娛樂用品、交通通訊、家具、化妝品、金銀珠寶、藥品、書報雜志、燃料、建材等16類商品價格指數來測算商品市場分割指數。并選取燃料動力類、黑色金屬材料類、有色金屬材料類、化工原料類、木材及紙漿類、建材及非金屬礦類、農副產品類和紡織原料類、建筑安裝工程、設備工程和器具、其他資本品、國有單位職工實際平均工資、城鎮集體單位職工實際平均工資、其他單位職工實際平均工資來測算要素市場分割指數。

圖?2003-2019年地區市場分割指數的變化趨勢

由上圖的分析結果可知：2003—2019年期間我國商品市場分割程度與要素市場分割程度整體上均表現出逐漸下降的變化趨勢，表明我國商品市場一體化程度與要素市場一體化程度在不斷提高。但是要素市場分割程度整體要高于商品要素市場分割程度，這與張杰等（2011）［10］的研究結論基本一致，可能是由于要素市場化改革相比商品市場化改革發展滯后，導致要素市場分割程度高于商品市場分割程度。2009年之前的市場分割程度有明顯上升的趨勢，可能是由于我國政府實施的擴張財政政策與寬松貨幣政策在推動經濟快速增長的同時，也強化了政府“有形之手”對市場的干預，進而阻礙了市場一體化進程。全球金融危機后，政府采取的調整投資和貨幣刺激政策、促進非國有經濟發展、培育要素市場和改善法治環境等政策的實施，促使市場分割程度表現為逐漸下降的變化趨勢，并在2014年達到最低值。2014—2019?年稍有小幅度反彈而后穩定在一個較低的發展水平上，可能是由于各級政府為穩定經濟發展的基本面，采取了一些保護本地區企業發展的措施。

3.雙向FDI耦合協調度（OIFDI）。由格蘭杰因果檢驗可知FDI與OFDI之間存在明顯的雙向互為因果關系，因此采用FDI與OFDI的交叉項難于反映雙向FDI的協調發展程度。為此本文參照黃凌云等（2018）［11］的做法，本文采用耦合協調模型來測算雙向FDI耦合協同度。

OIFDIit=［Cit（OI）×FDIit+OFDIit2］1/2

=［FDIit×OFDIit（FDIit+OFDIit）/2］1/2（3）

Cit（OI）=FDIit×OFDIit/（αFDIit+βOFDIit）γ（4）

式（4）?中，Cit（IO）為耦合度公式，α和?β分別表示?FDI和?OFDI的權重，將其均設置為0.5，假定調節系數γ=2。由于FDI和OFDI流量數據有部分缺失，為此本文單位GDP的FDI存量和OFDI存量進行測算。其中，OFDI存量數據來源于《中國對外直接投資統計公報》，FDI存量數據采用永續盤存法計算：FDIit=（1－δ）FDIit－1+IFDIit。其中，FDIit－1為各地區滯后一期的外資存量，折舊率δ設為9.6%。IFDIit表示各地區的外資流量。地區i在基期年的外資存量FDIi0為：FDIi0=IFDIi0/g+δ，g為年平均增長率。

4.經濟發展水平（Y）。隨著人們生活水平的不斷提高，將會增加對新型綠色產品的需求，企業將會加大技術創新力度為滿足消費者的新需求，從而有利于綠色全要素生產率增長。本文采用人均GDP來反映經濟發展水平。

5.政府科技支持（GOV）?。由于政府科技支持能夠推動技術創新，進而有利于綠色全要素生產率提高，因而本文采用R&D經費支出與財政支出之比表示政府科技支持。

6.城鎮化率（Urban）。城鎮化率的高低是衡量一個地區經濟發展水平的重要標志，通常城鎮化率的不斷提高有利于產業結構升級與生產率水平提升。本文采用常住人口中的城鎮人口比重來衡量城鎮化率。

7.環境規制強度（ERP）。由于環境污染的負外部性，僅僅依靠企業的自主減排難于達到環境治理的預定效果，為此本文采用各地區工業污染治理投資額與工業增加值之比，該指標能夠更直接地反映政府對環境治理的效果。

8.人力資本水平（EDU）。人力資本是推動技術創新與綠色全要素生產率提高的重要因素，為此本文采用各地區的平均教育年限來表示人力資本水平。

（二）結果分析

1.空間權重矩陣構建。我們主要考慮三類空間矩陣：

（1）空間鄰接矩陣。為了考慮“以鄰為壑”市場分割的空間溢出效應，本文采用二進制的空間鄰接矩陣來表示空間權重矩陣。

W1=1i與j相鄰0其他

（2）空間距離矩陣。由地理學第一定律可知，事物之間的空間相關性與空間距離呈現負相關，本文構建空間距離權重矩陣為W2=1/d（i，j）。其中，d（i，j）表示第i個地區與第j個地區之間的歐氏距離。

（3）經濟地理矩陣。進一步考慮到地區間在經濟上的空間相關性，本文構建經濟地理矩陣如下：W3=W2·diag（Y1－/Y－，Y2－/Y－，…Yn－/Y－）。其中，Y－i與Y－分別表示第i個地區人均GDP的均值以及所有地區人均GDP的均值。

2.模型構建與實證結果分析。一方面，由于我國的經濟發展水平相近的地區趨同明顯，這有利于一個地區的綠色生產技術向周邊地區擴散，從而促進周邊綠色全要素生產率提升［12］。張建和王博（2020）［13］發現市場分割的空間溢出效應明顯。一個地區的經濟增長質量不僅受到本地區市場分割的不利影響，而且會受到周邊地區市場分割的不利影響。因此需要考慮他們的空間溢出效應。另一方面，雙向FDI獲取的國外綠色先進技術有利于我國綠色全要素生產率增長，同時我國綠色全要素生產率的提升也有助于吸收雙向FDI技術溢出效應。因此雙向FDI與綠色全要素生產率的互動關系可能會產生內生性問題。??Elhorst（2012）［14］認為采用動態空間面板方法不僅考慮了模型的空間溢出效應，而且能夠克服變量之間的內生性問題，因此本文構建如式（5）的動態空間面板模型進行分析。

LnGTFPit=τGTFPit－1+ρWLnGTFPit++βXit+μi+νt+εit（5）

其中，LnGTFP-1表示滯后一期的綠色全要素生產率，τ表示時間滯后項系數，ρ表示空間自相關系數，β表示未知的回歸參數。解釋變量X包括LnY、OIFDI、SEG1、SEG2、Urban、ERP、GOV、EDU共九個變量。W表示空間權重矩陣，ui表示個體效應，νt表示時間效應，εit表示隨機誤差項，i、t分別表示個體與年份。

由根據Hausman檢驗結果可知：相比隨機效應來說，選擇固定效應更好。可能原因是中國各地區的經濟發展、對外開放水平、技術創新能力有較大差異，導致綠色全要素生產率增長過程中的地區差異效應相比時間效應更加明顯。而且考慮到被解釋變量與解釋變量可能存在的互為因果關系以及變量遺漏導致的內生性問題，Han和Phillips（2010）［15］提出的Han-Phillips?GMM方法能夠有效克服工具變量法和差分GMM存在的弱工具變量問題，從而能夠有效克服內生性問題。為此本文借助STATA15.0的空間計量軟件包，采用Han-Phillips?GMM方法對動態空間面板模型（5）的空間固定效應進行實證研究。

由表2的回歸結果可知：OIFDI的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗。表明雙向FDI協調發展有利于促進綠色全要素生產率增長，這支持了假設H1的結論。隨著我國對外開放政策由“引進來”為主逐步到“引進來”與“走出去”并舉發展過程中，FDI?和OFDI質量不斷提高、結構不斷優化，雙向FDI的協調發展與合作水平也在不斷提高，通過推動產業結構升級效應與雙向FDI技術溢出來優化資源配置效率，實現了促進綠色全要素生產率增長“1+1>2”的效果。

其他控制變量，LnY的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，表明經濟發展水平對綠色全要素生產率的促進作用明顯。隨著我國經濟發展水平的不斷提高，人們將會增加對綠色產品的需求，進而導致傳統產品的需求下降，促進生產要素流向綠色產業，進而推動了綠色全要素生產率增長。GOV的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，在企業研發經費不足的前提下，政府對技術創新的資金支持會推動企業綠色技術進步的重要保障，從而有利于綠色全要素生產率增長。EDU的回歸系數且通過1%的顯著性檢驗，表明人力資本水平的提高能夠引導企業進行技術創新，從而通過提高資源配置效率來促進全要素生產率增長。Urban的回歸系數顯著為負數，可能是我國的城鎮化主要是人口從農村向城市轉移的城鎮化，城鎮化過程中帶來了諸如熱島效應、環境污染以及收入結構二元化等難題，使得其對綠色全要素生產率增長的促進作用無法凸顯，因此要加快推進新型城鎮化。

（三）異質性分析

1.進一步把綠色全要素生產率分解成綠色效率水平與綠色技術進步，并從綠色效率水平與綠色技術進步兩個維度來分析雙向FDI對綠色全要素生產率的影響機制。

由表3的分析結果可知：雙向FDI對GEC（綠色效率）影響的回歸系數為負數且顯著，雙向FDI對GTC（綠色技術進步）影響的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，而且大于對GEC影響的回歸系數。雖然雙向FDI對綠色效率影響有明顯的抑制作用，但是由于雙向FDI對綠色技術進步影響的促進作用遠大于對綠色效率的抑制作用，所以總體上雙向FDI對綠色全要素生產率增長明顯的促進作用?？梢?，雙向FDI推動GTFP增長主要通過提高綠色技術進步水平來實現。

2.由于我國在經濟發展水平、對外開放程度、資源稟賦等方面存在明顯的不平衡特征。東部地區經濟發達、對外開放度高，更容易通過雙向FDI獲取國外的綠色先進技術。本文設置虛擬變量（D1）表示中部地區、虛擬變量（D2）表示西部地區，實證研究雙向FDI協調度對綠色全要素生產率影響的地區差異性。

由表4的回歸結果可知：（1）OIFDI的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，表明東部地區雙向FDI對綠色全要素生產率有明顯的促進作用?？赡苁菛|部地區經濟發達、對外開放度高，容易通過FDI與OFDI與國外進行技術交流，從而容易獲取對方的先進技術與綠色工藝，并通過對生產要素的優化配置來推動綠色全要素生產率增長。（2）OIFDI*D1與OIFDI*D2的回歸系數均為負數且通過1%的顯著性檢驗，表明中西部地區雙向FDI對綠色全要素生產率對一定程度的抑制作用。可能原因是中西部地區大多經濟發展水平不高，對外開放程度不高，FDI存量與OFDI存量都較小，傳統產業比重較高，高新技術產業發展仍處在萌芽狀態，導致雙向FDI難于對綠色全要素生產率的促進作用存在滯后性。

（四）雙向FDI協調發展、市場分割與綠色全要素生產率

由于雙向FDI?對綠色全要素生產率的影響在東部地區與西部地區存在明顯的差距，這可能與不同地區的雙向FDI?技術溢出吸收能力差異有關。由于市場分割是影響雙向FDI?技術溢出吸收能力的重要制度因素，為此本文將從市場分割的視角來研究雙向FDI?對綠色全要素生產率的影響。

1.門檻值檢驗結果

由理論分析可知雙向FDI對綠色全要素生產率的影響可能是一種非線性關系，而且會受到商品市場分割程度與要素市場分割程度的影響，為此根據Hansen（1999）［16］的門檻面板模型，本文采用STATA15.0對商品市場分割與要素市場分割的門檻效應進行估計與檢驗，根據表5的結果可知：雙向FDI對綠色全要素生產率的影響存在商品市場分割程度與要素市場分割程度的單一門檻效應。這支持了假設H2與假設H3的結論。

2.動態空間門檻模型的估計

由表7的估計結果可知：

（1）OIFDI的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，表明當商品市場分割程度較小時，雙向FDI對綠色全要素生產率有明顯的促進作用；OIFDI_1的回歸系數為負數且通過1%的顯著性檢驗，表明當商品市場分割程度大于門檻值0.0003后，雙向FDI對綠色全要素生產率的抑制作用明顯。可見，雙向FDI對綠色全要素生產率的影響存在商品市場分割的門檻效應，隨著商品市場分割程度的不斷提高，雙向FDI對綠色全要素生產率的影響呈現“倒V”型關系。可能原因在于：當國內市場分割程度較高時，會抑制FDI企業在東道國市場規模擴大并會弱化市場競爭程度，葉寧華和張伯偉（2017）也認為地區間市場分割會阻礙外地企業進入本地市場的難度，不利于其的市場擴張。進而FDI企業而會減少其在技術研發方面的資金投入，相應會減少國內企業學習模仿國外先進技術的機會，從而會削弱國內企業的市場競爭力，因此在國內在“走出去”進行OFDI時更愿意選擇國際低端市場，進而導致其在技術水平上被低端鎖定，從而難于獲取OFDI逆向技術溢出效應，最終導致雙向FDI在一定程度上對GTFP有抑制作用。當東道國的市場分割較小時，FDI企業通常會提高東道國的市場規模與產品質量，根據“需求引致技術創新”理論的觀點，當市場規模在不斷擴大時，市場需求也會不斷提高，FDI企業為追求更多的利潤必然在生產中投入更多的先進技術，這樣會加劇東道國市場經營的競爭激勵程度，倒逼東道國企業學習模仿FDI企業帶來的國外先進技術來提高自身的生產技術水平，促進了東道國企業的競爭力增強，從而能夠提高國內企業“走出去”開展OFDI以獲取國外先進技術的動力。因此當市場分割程度較低時，雙向FDI能夠推動全要素生產率增長。

（2）當要素市場分割程度小于門檻值0.0002時，OIFDI的回歸系數為正數且通過1%的顯著性檢驗，雙向FDI對綠色全要素生產率有明顯的促進作用；當要素市場分割程度超過門檻值0.0002時，OIFDI_2的回歸系數為負數且顯著性較好，表明雙向FDI對綠色全要素生產率有明顯的抑制作用。說明雙向FDI對綠色全要素生產率的影響也存在要素市場分割程度的門檻效應?？赡茉蛟谟冢阂厥袌龇指畛潭冗^高會限制雙向FDI獲取的國外技術、人才等資源在國內的自由流動，進而會弱化市場機制對生產要素的配置效率，導致企業生產不能處在最優狀態，最終會抑制了綠色全要素生產率增長。因為勞動力的市場分割會阻礙技術人才在地區之間的交流和學習，而且資本市場分割也會阻礙資本從生產率低的部門流向生產率高的部門。然而合理的要素市場分割程度則有利于獲取雙向FDI技術溢出效應，?因為較低的市場分割程度不僅有利于吸收高級生產要素進入，也能夠避免稀缺資源被其他地區過量的使用，有助于吸收雙向FDI技術溢出效應，最終對綠色全要素生產率有促進作用。

（五）穩健性檢驗

進一步采用外商直接投資與GDP之比表示FDI，采用對外直接投資流量與GDP之比表示OFDI，參照黃凌云等（2018）的做法，采用耦合協調模型來測算雙向FDI耦合協同度進行穩健性檢驗。

由表8可知：在三種不同空間權重矩陣下，核心變量的估計結果與基準模型的結果基本一致。OIFDI的回歸回歸系數為負數且通過1%的顯著性檢驗。表明雙向FDI協調發展在一定程度上促進了綠色全要素生產率增長。

四、結論與啟示

本文選取了2003-2019年我國30個省份的面板數據，借助動態SBM模型的GML指數測算了綠色全要素生產率，并采用相對價格法分別測算了商品市場分割程度與要素市場分割程度，進一步構建動態空間面板模型實證研究了雙向FDI協調發展、市場分割與綠色全要素生產率的關系。研究發現：（1）雙向FDI協調發展顯著地促進了綠色全要素生產率增長。（2）在異質性分析中發現，雙向FDI對綠色技術進步的正向作用遠大于對綠色效率的負向作用，導致總體上雙向FDI顯著地促進了綠色全要素生產率增長，也即推動全要素生產率增長主要通過提高綠色技術進步來實現。東部地區雙向FDI對綠色全要素生產率有明顯的促進作用。而中西部地區雙向FDI對綠色全要素生產率的抑制作用明顯。（3）在把市場分割引入到雙向FDI對綠色全要素生產率的分析框架后，研究發現雙向FDI對綠色全要素生產率的影響存在商品市場分割程度與要素市場分割程度的門檻效應，隨著商品市場分割程度與要素市場分割程度分別超過一定的門檻值后，雙向OFDI對綠色全要素生產率才有明顯的抑制作用。根據上述研究結論，得到如下政策啟示：

第一，提高雙向FDI協調發展程度，更大地獲取雙向FDI技術溢出效應。一方面，在“一帶一路”倡議的驅動下，中國企業“走出去”的步伐不斷加快。在促進OFDI快速增長的同時，更要注重提升OFDI的技術含量，鼓勵技術尋求型OFDI產業到發達國家開展OFDI，以更大地獲取OFDI逆向技術溢出效應來提升綠色全要素生產率。另一方面，緊密結合市場規律著力提升FDI質量?，F階段國內外仍然存在較大的技術差距，因此建議相關部門考慮通過構建關于FDI質量的考核評價體系，引導地方政府通過引進高質量外資以獲取更多的FDI技術溢出效應，來提升綠色全要素生產率。最后，中國在積極推進高質量“引進來”與高水平“走出去”的對外開放過程中，還應該同時采用政策支持和市場引導等方式，統籌雙向FDI協調發展，促進綠色全要素生產率增長。

第二，加快構建國內市場一體化進程，破除市場分割對全要素生產率的負面影響。綜合考慮不同類型市場分割對雙向FDI影響綠色全要素生產率的作用機制的差異性，一是規范市場競爭機制，強化公平競爭，建設高標準市場體系，優化各部門和各地方“條塊”分割的治理格局，強化競爭、執法常態化；二是暢通國內經濟循環，優化收入分配，完善要素市場化配置體制機制，打通關鍵堵點，實現降本增效；三是促進市場間互聯互通，促進消費潛力釋放，以需求牽引供給，擴大商品市場規模，加快構建全國統一大市場；四是強化激勵約束機制，推進區域市場一體化。加大對建設大市場的激勵約束，鼓勵重點區域推進一體化市場建設，加強對個別地區的不當競爭行為的約束機制，對相關行政干預行為進行規范。

第三，發揮國內國際“兩個市場”牽引力，促進技術進步。一方面，深化國內市場“放管服”改革，通過對接國際通行高標準規則和建設更加成熟定型的市場制度，立足重點涉外區域，營造一批具備市場化法治化國際化的市場環境的試點，增強國際市場對我國技術創新的牽引力；另一方面，不斷完善國內外貿一體化發展體系，結合國家中心城市規劃培育一批具有國際影響力的商品要素交易市場，不斷深化生產要素的市場化改革，通過激發市場主體活力，持續加強對企業技術進步的牽引作用。

參考文獻：

［1］?葉寧華，張伯偉.地方保護、所有制差異與企業市場擴張選擇［J］.世界經濟，2017（6）：98-119.

［2］?胡彬，萬道俠.?產業集聚如何影響制造業企業的技術創新模式——兼論企業“創新惰性”的形成原因［J］.財經研究，2017（11）：?30-43.

［3］?鄧明.中國地區間市場分割的策略互動研究［J］.中國工業經濟，2014（2）：18-30.

［4］?Zhang?B，Tian?X?.?Economic?Transition?under?Carbon?Emission?Constraints?in?China：?An?Evaluation?at?the?City?Level［J］.?Emerging?Markets?Finance?and?Trade，?2019，55（4）：1-14.

［5］?張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952—2000［J］.經濟研究，2004（10）：35-44.

［6］?李小平，余東升，余娟娟.異質性環境規制對碳生產率的空間溢出效應——基于空間杜賓模型［J］.中國軟科學，2020（4）：82-96.

［7］?朱文濤，呂成銳，顧乃華.OFDI、逆向技術溢出對綠色全要素生產率的影響研究［J］.中國人口·資源與環境，2019（9）：63-73.

［8］?Parsley?D?C，?Wei?S?J.?Limiting?currency?volatility?to?stimulate?goods?market?integration：?A?price?based?approach［R］.?National?Bureau?of?Economic?Research，?2001.

［9］?周經，黃凱.市場分割是否影響了OFDI逆向技術溢出的創新效應？［J］.現代經濟探討，2020（6）：70-77.

［10］張杰，張培麗，黃泰巖.市場分割推動了中國企業出口嗎？［J］.經濟研究，2010（8）：29-41.

［11］黃凌云，劉冬冬，謝會強.對外投資和引進外資的雙向協調發展研究［J］.中國工業經濟，2018（3）：80-97.

［12］張偉科，葛堯.對外直接投資對綠色全要素生產率的空間效應影響［J］.中國管理科學，2021，29（4）：26-35.

［13］張建，王博.對外直接投資、市場分割與經濟增長質量［J］.國際貿易問題，2022（4）：56-72.

［14］Elhorst?J?P.?Dynamic?Spatial?Panel：?Models，?Methods，?and?Inference［J］.Journal?of?Geographical?System，2012，14（1）：5-28.

［15］Han?C，?Phillips?P?C?B.GMM?Estimation?for?Dynamic?Panels?with?Fixed?Effects?and?Strong?Instruments?at?Unity［J］.Econometric?theory，2010，26（1）：119-151.

［16］Hansen?B.?E.Threshold?Effects?in?Non-dynamic?Panels：Estimation，Testing?and?Inference［J］.Journal?of?Econometrics，?1999，93：345-368.

Two-way?FDI?Coordinated?Development，Market?Segmentation?and?Green?Total

Factor?Productivity

ZHANG?Zhi-hua1，?TANG?Li-zhi2，?SUN??Lin3

（1.School?of?Economics，Guangdong?University?of?Finance?and?Economics，?Guangzhou

510320，?China;?2.School?of?Economics?of?Xiamen?University，?Xiamen?361005，?China;

3.Shangdong?Branch，??Peoples?Bank?of?China，?Jinan?250021，?China）

Abstract：?This?paper?uses?Using?Provincial?panel?data?from?30?provinces?of?China?from?2003?to?2019，?we?first?calculated?the?green?Total?factor?productivity?using?a?dynamic?SBM-GML?model，?the?relative?price?method?is?used?to?measure?the?segmentation?degree?of?commodity?market?and?factor?market?respectively，?then，?a?dynamic?spatial?panel?model?is?constructed?to?Quantitative?analysis?the?relationship?among?the?coordinated?development?of?two-way?FDI，?market?segmentation?and?green?total?factor?productivity.?The?results?show?that：?Two-way?FDI?significantly?promotes?the?growth?of?green?total?factor?productivity.?Two-way?FDI?promotes?the?growth?of?green?total?factor?productivity?mainly?by?improving?the?level?of?green?technology?progress.?The?two-way?FDI?in?the?east?of?China?promoted?the?green?total?factor?productivity?obviously，?and?this?two-way?FDI?inhibited?the?green?Total?factor?productivity?obviously.?Further?research?shows?that?the?impact?of?two-way?FDI?on?green?total?factor?productivity?shows?an?inverted?U-shaped?relationship.?Only?when?the?degree?of?commodity?market?segmentation?and?factor?market?segmentation?respectively?exceed?a?certain?threshold?value?does?the?two-way?FDI?show?an?inverse?U-shaped?relationship，?two-way?FDI?has?a?dampening?effect?on?green?total?factor?productivity.

Key?words：foreign?direct?Investment;outward?foreign?direct?investment;commodity?market?segmentation;factor?market?segmentation;green?total?factor?productivity

（責任編輯：周正）