技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資與綠色發(fā)展

余少龍 石虹

摘要：基于2011—2020年全國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，使用空間杜賓模型、面板門檻模型考察了技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資與綠色發(fā)展的關(guān)系。研究結(jié)果表明：第一，技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了綠色發(fā)展且存在正向空間溢出效應(yīng)，外商直接投資阻礙了綠色發(fā)展且存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)，這一結(jié)論在穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立；第二，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；第三，技術(shù)創(chuàng)新與綠色發(fā)展呈現(xiàn)“U”形關(guān)系，在以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展有顯著的門檻效應(yīng)。上述研究完善了對綠色發(fā)展影響因素的研究，為充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的正向空間溢出效應(yīng)和規(guī)避外商直接投資的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，助推綠色發(fā)展提供實(shí)證參考。

關(guān)鍵詞：綠色發(fā)展；技術(shù)創(chuàng)新；外商直接投資；空間杜賓模型；非線性影響

中圖分類號(hào)：F20；F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2024.02.007

近年來，世界各國均面臨著不同程度的生態(tài)危機(jī)和資源困境，為了擺脫環(huán)境、資源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制約，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型進(jìn)而推動(dòng)綠色發(fā)展勢在必行。黨的二十大報(bào)告指出要推動(dòng)綠色發(fā)展，促進(jìn)人與自然和諧共生。越來越多的學(xué)者以綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）來衡量綠色發(fā)展水平，因此促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的增長是推動(dòng)綠色發(fā)展題中應(yīng)有之義，目前制約我國綠色發(fā)展主要有技術(shù)和資本兩個(gè)層面的因素。首先，根據(jù)內(nèi)生增長理論，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力且經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個(gè)以創(chuàng)新為核心的進(jìn)化過程。隨著資源和環(huán)境問題愈發(fā)突出，經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究重點(diǎn)逐漸轉(zhuǎn)向如何以可持續(xù)的方式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此傳統(tǒng)的技術(shù)創(chuàng)新必須滿足可持續(xù)性的要求，即技術(shù)創(chuàng)新必須考慮經(jīng)濟(jì)、資源和環(huán)境的協(xié)調(diào)。其次，為了加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，許多地區(qū)以自然環(huán)境為代價(jià)，不斷降低外資準(zhǔn)入門檻，從而更多、更快地吸引外商投資以緩解資本投入不足對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制約，但過多外資投入使得地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向不合理，高耗能、高污染的第二產(chǎn)業(yè)占比大幅提升，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中導(dǎo)致許多環(huán)保問題，不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；加之在提出綠色發(fā)展戰(zhàn)略以前，大多數(shù)地方政府對外商投資產(chǎn)業(yè)所造成的環(huán)境問題監(jiān)管不力，導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐淖匀画h(huán)境污染嚴(yán)重。現(xiàn)有相關(guān)研究對技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資是否能促進(jìn)綠色發(fā)展存在較多爭議，因此從兩者空間溢出效應(yīng)的角度出發(fā)，考察技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展的影響仍有研究意義。

使用2011—2020 年30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，利用SBM-GML指數(shù)來計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），構(gòu)建空間杜賓模型來研究技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展是否具有空間溢出效應(yīng)，并使用面板門檻模型對是否存在非線性影響進(jìn)行考察，進(jìn)一步厘清技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資和綠色發(fā)展的關(guān)系，為后續(xù)對區(qū)域綠色發(fā)展的研究提供一定參考。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，拓展了對綠色發(fā)展影響因素的研究。已有文獻(xiàn)從作用途徑、影響效應(yīng)等方面研究了技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響。本文從區(qū)域整體視角出發(fā)，聚焦于技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的空間效應(yīng)。第二，充實(shí)了技術(shù)創(chuàng)新、外商投資對綠色發(fā)展的非線性影響研究。從探究技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展是否存在“U”形關(guān)系出發(fā)，進(jìn)一步將技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資、綠色發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平納入同一分析框架之中，從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的視角研究了二者對綠色發(fā)展的門檻效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)綜述

許多學(xué)者將注意力放在對綠色發(fā)展衡量指標(biāo)的測算及其影響因素研究上。Feng等［1］采用空間Durbin模型對各省綠色發(fā)展效率進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)在影響工業(yè)綠色發(fā)展方面，不同類型的環(huán)境規(guī)制有不同的作用。Wu等［2］發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權(quán)對區(qū)域綠色發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用會(huì)由于地方政府競爭的加劇而呈現(xiàn)出逐漸衰弱的趨勢。Guo等［3］研究了產(chǎn)業(yè)聚集與綠色發(fā)展之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚有利于形成產(chǎn)業(yè)鏈規(guī)模但不利于地區(qū)的綠色發(fā)展，即兩者之間有此消彼長的U形關(guān)系。羅能生等［4］研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)程度越高，綠色發(fā)展程度越低，即財(cái)政分權(quán)對綠色發(fā)展有著負(fù)面影響和空間溢出效應(yīng)，并存在區(qū)域異質(zhì)性。江求川等［5］發(fā)現(xiàn)臨空經(jīng)濟(jì)推動(dòng)了綠色發(fā)展，但存在負(fù)向空間效應(yīng)。

在大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新和綠色發(fā)展理念的指導(dǎo)下，涌現(xiàn)了大量關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的影響研究。總的來說從現(xiàn)有的文獻(xiàn)中可以看到兩種不同的觀點(diǎn)。首先，Ghisetti等［6］認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新，特別是綠色技術(shù)創(chuàng)新，是促進(jìn)綠色發(fā)展的動(dòng)力。羅良文等［7］認(rèn)為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的增減與技術(shù)創(chuàng)新有關(guān)，并通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)生態(tài)效率的提高與綠色技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)步有關(guān)。許多研究表明技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域綠色發(fā)展有著積極作用。如Zhang 等［8］發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新提高了城市綠色發(fā)展效率，吳新中和鄧明亮［9］通過對工業(yè)綠色發(fā)展影響因素的研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)綠色發(fā)展有積極推動(dòng)作用。我國國土遼闊，各大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的自然稟賦、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)狀況等條件各不相同，技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域綠色發(fā)展的影響也有著或大或小的差異。袁潤松等［10］發(fā)現(xiàn)雖然技術(shù)創(chuàng)新對我國區(qū)域綠色發(fā)展有明顯的促進(jìn)作用，但所處區(qū)域不同，綠色發(fā)展也會(huì)有不同的發(fā)展?fàn)顩r，如技術(shù)創(chuàng)新活躍度高的東部地區(qū)在綠色發(fā)展程度上領(lǐng)先于技術(shù)創(chuàng)新活躍度較低的中西部地區(qū)。其次，一些學(xué)者將技術(shù)創(chuàng)新認(rèn)為是綠色發(fā)展的障礙。他們認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新具有機(jī)會(huì)成本，技術(shù)轉(zhuǎn)化率低會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)新收益小于機(jī)會(huì)成本，從而抑制經(jīng)濟(jì)增長、阻礙綠色發(fā)展。此外，技術(shù)創(chuàng)新可能引起環(huán)境反彈效應(yīng)而阻礙綠色發(fā)展。如張小筠等［11］研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新雖然對低競爭行業(yè)的綠色發(fā)展有促進(jìn)作用，但在高競爭行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對于綠色發(fā)展存在負(fù)面影響。

目前學(xué)界對外商投資與綠色發(fā)展兩者關(guān)系的研究主要有三種不同的看法。首先，一部分學(xué)者通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)外商投資對投入地區(qū)有著“污染天堂”效應(yīng)。黃磊等［12］認(rèn)為我國大部分地區(qū)都有環(huán)境“逐底競爭”傾向，即為了促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，地方政府在降低環(huán)境準(zhǔn)入門檻上相互競爭，導(dǎo)致外商投資大量集中于能源密集型和勞動(dòng)力密集型企業(yè)，阻礙區(qū)域綠色發(fā)展。其次，有些學(xué)者注重研究外商投資對投入地區(qū)的“污染光環(huán)”效應(yīng)。Zhu等［13］研究表明外商直接投資過程中的環(huán)境污染是阻礙綠色全要素生產(chǎn)率提高的重要因素。最后，部分學(xué)者認(rèn)為外商投資對投入地區(qū)環(huán)境影響有著不確定性，即外商投資在一定的條件下對區(qū)域綠色發(fā)展有推動(dòng)作用。周杰琦等［14］研究表明雖然外商投資的數(shù)量會(huì)通過改變區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)阻礙綠色發(fā)展，但是在環(huán)境技術(shù)的正向調(diào)節(jié)作用下，外商投資的數(shù)量和質(zhì)量都能對區(qū)域綠色發(fā)展有積極的正面影響。李斌等［15］研究發(fā)現(xiàn)外商投資與財(cái)政分權(quán)的良性互動(dòng)有利于區(qū)域綠色發(fā)展。張倩倩等［16］實(shí)證發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制改變了外商投資對環(huán)境質(zhì)量影響路徑的作用大小和方向，并在總體上改變了外商投資對區(qū)域綠色發(fā)展的影響。Zhang等［17］研究表明外商投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的良性互動(dòng)促進(jìn)了區(qū)域綠色發(fā)展。吳軍等［18］發(fā)現(xiàn)外商直接投資和對外直接投資對碳排放有著完全相反的影響，因而對綠色發(fā)展也會(huì)有不同影響。

綜上所述，現(xiàn)有研究已從多方面考察技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資與綠色發(fā)展的關(guān)系，但關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展的影響并未達(dá)成共識(shí)。近年來我國更加注重可持續(xù)發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新也越來越注重綠色創(chuàng)新；外商直接投資對我國區(qū)域綠色發(fā)展的影響不僅與外商直接投資的數(shù)量和質(zhì)量有關(guān)，還與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和基礎(chǔ)設(shè)施高度相關(guān)，我國不斷優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)吸引了許多高質(zhì)量外商投資，使得綠色發(fā)展水平日益提高。另外，外商投資帶來的綠色高新技術(shù)推動(dòng)了我國綠色創(chuàng)新的發(fā)展，在兩者共同作用下形成的技術(shù)外溢效應(yīng)對我國區(qū)域綠色發(fā)展也有著積極推動(dòng)作用。目前大多數(shù)研究集中于技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資等影響因素對綠色發(fā)展是促進(jìn)還是抑制作用，較少考慮到這些影響因素對綠色發(fā)展的空間效應(yīng)，以及其與綠色發(fā)展之間的非線性關(guān)系。本文在研究外商直接投資和技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展作用的基礎(chǔ)上，采用空間杜賓模型考察其是否存在空間溢出效應(yīng)；并利用面板門檻模型來考察技術(shù)創(chuàng)新、外商投資對區(qū)域綠色發(fā)展的非線性關(guān)系。

2 理論機(jī)制與研究假設(shè)

2.1 技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)

首先，對于新興經(jīng)濟(jì)體來說，技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了從初期高污染階段向環(huán)境庫茲涅茨曲線的第三階段（穩(wěn)定發(fā)展的低污染階段即可持續(xù)發(fā)展階段）的跨越。同時(shí)，根據(jù)“脫鉤”理論，綠色增長是指在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利改善的過程中，更加重視資源節(jié)約和自然環(huán)境的保護(hù)，真正實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境資源脫鉤。技術(shù)創(chuàng)新，尤其是綠色創(chuàng)新，有助于地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源節(jié)約、環(huán)境保護(hù)齊頭并進(jìn)，最終實(shí)現(xiàn)“脫鉤”。其次，作為最大的發(fā)展中國家，資本短缺在很長一段時(shí)間內(nèi)是制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。外商直接投資不僅增加了資本供給，而且推動(dòng)了現(xiàn)有資本對各個(gè)領(lǐng)域的投資并加速其在各個(gè)領(lǐng)域之間的流動(dòng)。最后，外商直接投資對投入地區(qū)有促進(jìn)技術(shù)發(fā)展的積極效應(yīng)，但對綠色發(fā)展卻有著不確定的影響；一些學(xué)者認(rèn)為，外商直接投資促進(jìn)了各地區(qū)的綠色發(fā)展，另一些學(xué)者則認(rèn)為，外商直接投資對綠色發(fā)展在短期內(nèi)存在阻礙作用，但經(jīng)過拐點(diǎn)后則有著正向影響。總之，技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資分別通過發(fā)揮技術(shù)的外溢效應(yīng)和資本的外溢效應(yīng)對綠色發(fā)展產(chǎn)生影響。基于以上分析提出假設(shè)：

H1：技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了綠色發(fā)展且存在正向空間溢出效應(yīng)。

H2：外商直接投資阻礙了綠色發(fā)展且存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

2.2 技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的非線性影響

在我國大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新理念的引領(lǐng)下，技術(shù)創(chuàng)新水平不斷邁向更高水平并在綠色創(chuàng)新方面有更多突破；同時(shí)，在經(jīng)濟(jì)全球化趨勢不斷加強(qiáng)的大環(huán)境下，我國吸引的外商投資的數(shù)量越來越多、質(zhì)量越來越好，吸引外商投資的成本越來越小，這使得促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和吸引外商投資的邊際成本不斷下降。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，其創(chuàng)新和營商環(huán)境越好，基礎(chǔ)設(shè)施更加完善，更容易吸引技術(shù)人才和資金投入。因此，綠色發(fā)展從技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資中獲得的良性影響不斷增加且這種積極影響會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而更加顯著。基于以上分析提出假設(shè)：

H3：外商直接投資和技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域綠色發(fā)展具有非線性影響。

本文研究框架如圖1所示。

3 研究方法和數(shù)據(jù)

3.1 變量選取

3.1.1 核心變量

區(qū)域綠色發(fā)展（RGD）利用綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）來衡量；技術(shù)創(chuàng)新（TI），一個(gè)地區(qū)的專利數(shù)量可以很大程度表示該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的程度，因此，技術(shù)創(chuàng)新由各省專利發(fā)明申請授權(quán)數(shù)來衡量；外商直接投資（FDI），參考已有文獻(xiàn)，以各省實(shí)際利用外商直接投資額占地區(qū)GDP的比重表示。

3.1.2 門檻變量和控制變量

門檻變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（EL）以地區(qū)GDP來衡量。

控制變量：城鎮(zhèn)化水平（URB）采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎荆唤逃潭龋‥DU）以各省平均受教育年限來表示；經(jīng)濟(jì)發(fā)展（GDP）采用人均GDP來表示；政府干預(yù)（EP），以政府環(huán)保支出占政府預(yù)算支出的比值來衡量。

3.2 綠色全要素生產(chǎn)率的測算

目前研究已經(jīng)形成了較為完善的綠色發(fā)展評(píng)估體系。在最近的研究中，綠色全要素生產(chǎn)率在很大程度上被認(rèn)為能夠反映經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長。借鑒Tone［19］提出的帶有非期望輸出的超效率SBM 模型，使用非導(dǎo)向的SBM-GML指數(shù)來測度各省份的GTFP。設(shè)置的投入產(chǎn)出指標(biāo)具體如表1所示。由于GML體現(xiàn)的是綠色全要素生產(chǎn)率從t 時(shí)期到t+1時(shí)期的增長，而不是綠色全要素生產(chǎn)率本身。將基準(zhǔn)期的GML 指數(shù)設(shè)為1，用每年的GML相乘得到2011—2020年綠色全要素生產(chǎn)率。

3.3 模型設(shè)定

3.3.1 空間計(jì)量模型

由于空間杜賓模型（SDM）可以考察技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，這使得SDM更適合于本文的研究目的。基本形式如下：

基于式（1）得到研究技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展影響的空間杜賓模型如下：

參考Lesage 等的研究結(jié)論［20］，使用空間回歸模型的點(diǎn)估計(jì)方法檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致偏差（即解釋變量的系數(shù)估計(jì)不代表真實(shí)的偏回歸系數(shù)），因此用偏導(dǎo)數(shù)法將估計(jì)結(jié)果拆分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。

3.3.2 空間權(quán)重矩陣的構(gòu)造

進(jìn)行空間計(jì)量分析的關(guān)鍵是選擇合理的空間權(quán)重矩陣。省份間的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)往往具有較強(qiáng)空間相關(guān)性，因此采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣來研究技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的空間效應(yīng)。權(quán)重矩陣根據(jù)各省份之間的距離和地區(qū)人均GDP設(shè)定如下：

3.3.3 面板門檻模型

綠色發(fā)展水平與技術(shù)創(chuàng)新、外商投資等影響因素之間往往存在著復(fù)雜的關(guān)系。因此，引入技術(shù)創(chuàng)新、外商投資的平方項(xiàng)來初步檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新、外商投資與綠色發(fā)展可能存在的非線性關(guān)系；再構(gòu)造面板門檻模型，檢驗(yàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的約束下，技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的非線性影響。單一面板門檻模型設(shè)定如下：

由于可能存在多個(gè)門檻值，進(jìn)一步考慮多門檻面板回歸模型如下：

3.4 數(shù)據(jù)來源

相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局年報(bào)》和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，各變量描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

4 實(shí)證結(jié)果分析與討論

4.1 空間效應(yīng)分析

進(jìn)行空間計(jì)量需考察變量的空間相關(guān)性，通過對全局Moran指數(shù)的計(jì)算發(fā)現(xiàn)歷年GTFP的Moran'I 均顯著，即存在空間相關(guān)性，空間計(jì)量模型選擇合理。其次，Wald檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)的值均顯著，即空間杜賓模型無法簡化為空間滯后、空間誤差模型。最后，空間杜賓模型（SDM）分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，因此將空間杜賓模型的固定效應(yīng)作為報(bào)告結(jié)果。

如表3列（1）所示，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為0.842 3且在1%的水平上顯著，這說明推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新在一定程度上會(huì)促進(jìn)區(qū)域綠色發(fā)展；外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為-0.215 2，未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明外商直接投資對綠色發(fā)展有一定阻礙作用，未通過顯著性檢驗(yàn)可能與空間計(jì)量模型的估計(jì)偏差有關(guān)，因此參考Lesage等［20］的方法進(jìn)一步考察技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資的空間效應(yīng)。根據(jù)表3所示，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正，且間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，這表明推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新不僅有利于本省的綠色發(fā)展，而且技術(shù)創(chuàng)新水平提升可以助推鄰近省份綠色發(fā)展，即技術(shù)創(chuàng)新存在正向空間溢出效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，越有利于區(qū)域整體綠色發(fā)展。外商直接投資對綠色發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)為負(fù)且直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的水平上顯著，外商直接投資對綠色發(fā)展的間接效應(yīng)為負(fù)，這意味著外商直接投資在制約本省綠色發(fā)展的同時(shí)，會(huì)由于其負(fù)向空間溢出效應(yīng)阻礙周邊省份的綠色發(fā)展。基于上述分析假設(shè)H1、H2得到證實(shí)。總的來說可以通過積極推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，并充分發(fā)揮技術(shù)的外溢效應(yīng)從而促進(jìn)區(qū)域綠色發(fā)展，同時(shí)應(yīng)該重視外商直接投資產(chǎn)生的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，合理規(guī)避外商直接投資對綠色發(fā)展的負(fù)面影響。

4.2 異質(zhì)性分析

我國國土面積廣闊，東部、中部、西部地區(qū)擁有的資源、自然條件存在著顯著的差異，不同省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r各有不同，尤其是我國東部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平、外商直接投資額度均大幅度領(lǐng)先中西部地區(qū)。隨著東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，中西部地區(qū)積極承接?xùn)|部地區(qū)淘汰的產(chǎn)業(yè)，這一舉措雖然對經(jīng)濟(jì)的總體發(fā)展有益，但中西部地區(qū)污染治理能力有限、污染處理經(jīng)驗(yàn)不足，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移給轉(zhuǎn)入?yún)^(qū)域帶來了一定的環(huán)境問題。基于以上分析，將總體樣本依據(jù)地理位置分為東、中、西部三個(gè)樣本，以考察技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響是否具有區(qū)域異質(zhì)性。如表4所示，在考慮空間權(quán)重矩陣后，東、中和西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)均顯著為正，這表明技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展有促進(jìn)作用，且本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)影響周邊地區(qū)綠色發(fā)展，即存在正向空間溢出效應(yīng)；外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)均為負(fù)且東部和中部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著，這表明外商投資阻礙了綠色發(fā)展且外商直接投資對綠色發(fā)展存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)；而西部地區(qū)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)并不顯著，這可能是由于西部地區(qū)外商直接投資較少，外商直接投資對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。對比三大地區(qū)的相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，東、中和西部地區(qū)無論是技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，還是外商直接投資對綠色發(fā)展的阻礙作用均有較大差異，即存在區(qū)域異質(zhì)性。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于區(qū)域綠色發(fā)展存在著較強(qiáng)的空間相關(guān)性，許多學(xué)者使用空間鄰接矩陣和反距離權(quán)重矩陣來考察是否存在空間效應(yīng)。空間鄰接矩陣即省份相鄰則為1，不相鄰則為0；反距離權(quán)重矩陣以距離來決定空間效應(yīng)強(qiáng)度，兩個(gè)空間單元的直接距離越近則空間效應(yīng)越強(qiáng)，反之則空間效應(yīng)越弱。參考已有研究，將空間鄰接矩陣和一階反距離權(quán)重矩陣作為空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表5列（1）（2）所示，在替換空間權(quán)重矩陣后技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)顯著為正，外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，這說明替換權(quán)重矩陣后，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展仍具有促進(jìn)作用和正向空間溢出效應(yīng)，外商直接投資則是阻礙作用和負(fù)向空間溢出效應(yīng)。這與前文的研究結(jié)果基本相符，驗(yàn)證了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.4 進(jìn)一步研究：非線性影響

技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對區(qū)域綠色發(fā)展的影響不僅存在顯著空間溢出效應(yīng)，還可能存在非線性影響。根據(jù)表6列（1）（2）所示，在引入技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資的平方項(xiàng)之后，技術(shù)創(chuàng)新一次項(xiàng)相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，二次項(xiàng)相關(guān)系數(shù)則顯著為正，這表明技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)“U”形關(guān)系。經(jīng)計(jì)算①，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的影響拐點(diǎn)值為6.806 6，要小于目前技術(shù)創(chuàng)新的均值，雖然技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展會(huì)顯著促進(jìn)綠色發(fā)展，但還需不斷提高技術(shù)創(chuàng)新水平使其跨越拐點(diǎn)以更好地助力綠色發(fā)展；外商直接投資一次項(xiàng)、二次項(xiàng)對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)均為負(fù)，且一次項(xiàng)未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明外商直接投資對綠色發(fā)展有一定阻礙作用，但其非線性影響仍需進(jìn)一步研究。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響可能出現(xiàn)跳躍式變化，因此，采用面板門檻模型進(jìn)一步研究兩者對綠色發(fā)展的非線性影響。參考Hansen［21］的研究對門檻存在性進(jìn)行檢驗(yàn)。利用自助法抽樣300次后，就經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r這一門檻變量來看，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展存在單一門檻效應(yīng)，但未通過雙重門檻和三重門檻檢驗(yàn)，門檻值為9.164 9；外商投資對綠色發(fā)展則存在雙重門檻效應(yīng)，未通過三重門檻檢驗(yàn)，門檻值為1.380 0和9.164 9。如表6所示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于門檻值9.164 9時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為0.172 8 并在10% 的水平上通過顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r大于門檻值9.164 9時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)提高到0.225 3并在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高能夠增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的積極影響；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于門檻值1.380 0時(shí)，外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為-2.935 8且在1%的水平上顯著，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于門檻值1.380 0但小于9.164 9時(shí)，外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為-0.717 4 且在1% 的水平上顯著，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于門檻值9.164 9時(shí)，外商直接投資對綠色發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為0.992 0且在5%的水平上顯著，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷跨越門檻值，外商直接投資對綠色發(fā)展從阻礙作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用。技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展促進(jìn)作用的增強(qiáng)和外商直接投資對綠色發(fā)展負(fù)向影響的轉(zhuǎn)變，可能是由于一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，就越能促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中綠色創(chuàng)新部分的提高并吸引高質(zhì)量的外商投資，從而促進(jìn)綠色發(fā)展。基于以上分析假設(shè)H3得到證實(shí)。

5 結(jié)論

使用SBM-GML指數(shù)測度的綠色全要素生產(chǎn)率，構(gòu)建空間杜賓模型考察技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資與綠色發(fā)展之間的關(guān)系，并使用面板門檻模型考察技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對區(qū)域綠色發(fā)展的非線性影響，得出以下結(jié)論：（1）技術(shù)創(chuàng)新對于區(qū)域綠色發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用且存在正向空間溢出效應(yīng)，外商直接投資對綠色發(fā)展有顯著的阻礙作用，存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)；（2）技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響和空間溢出效應(yīng)均存在區(qū)域異質(zhì)性；（3）技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域綠色發(fā)展存在“U”形關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新和外商直接投資對綠色發(fā)展有門檻效應(yīng)。上述結(jié)論為充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的技術(shù)外溢效應(yīng)、合理規(guī)避早期外商直接投資的負(fù)向空間溢出效應(yīng)提供理論依據(jù)；同時(shí)為加速地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，早日跨越門檻值，使外商直接投資對綠色發(fā)展的影響出現(xiàn)由負(fù)轉(zhuǎn)正的拐點(diǎn)以及充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，最終助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供科學(xué)參考。

根據(jù)研究結(jié)論，提出政策建議如下：第一，要充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的正向空間溢出效應(yīng)，同時(shí)避免外商直接投資的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。首先，以相關(guān)優(yōu)惠政策鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，推進(jìn)本地區(qū)綠色發(fā)展的同時(shí)發(fā)揮技術(shù)的外溢效應(yīng)，助推鄰近地區(qū)綠色發(fā)展；其次，加強(qiáng)對外商投資的監(jiān)管，提高外商投資的準(zhǔn)入門檻，對外商投資產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能消耗、污染排放方面制定更加全面政策法規(guī)。第二，由于技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資對綠色發(fā)展的影響存在著較強(qiáng)的區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的過程中，應(yīng)該發(fā)揮出對其他地區(qū)綠色發(fā)展的示范作用，加強(qiáng)對中西部地區(qū)的技術(shù)幫扶、鼓勵(lì)投資。第三，在跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻后，技術(shù)創(chuàng)新對綠色發(fā)展的正向影響有所加強(qiáng)，而外商投資對綠色發(fā)展的影響由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向影響。因此，推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，促進(jìn)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，以更好的營商環(huán)境吸引高質(zhì)量外商投資，使外商投資早日跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻從而助推本地區(qū)綠色發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［1］ FENG Z J，CHEN W.Environmental regulation，green innovation，

and industrial green development：an empirical analysis based on

the spatial durbin model［J］.Sustainability，2018，10（1）：223.

［2］ WU H T，LI Y W，HAO Y，et al.Environmental decentralization，

local government competition，and regional green development：

evidence from China［J］.Science of the Total Environment，2020，

708：135085.

［3］ GUO Y H，TONG L J，LIN M.The effect of industrial agglomeration

on green development efficiency in Northeast China since the

revitalization［J］.Journal of Cleaner Production，2020，258：120584.1-

120584.13.

［4］ 羅能生，王玉澤.財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率：基于動(dòng)態(tài)

空間杜賓模型的實(shí)證研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2017，27

（4）：110-118.

［5］ 江求川，張錕，湯凱.臨空經(jīng)濟(jì)對區(qū)域綠色發(fā)展的影響研究：來自

黃河經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2022，38（7）：63-71.

［6］ GHISETTI CLAUDIA，QUATRARO FRANCESCO.Green technolo-

gies and environmental productivity：a cross-sectoral analysis of

direct and indirect effects in Italian regions ［J］. Ecological

Economics，2017，132：1-13.

［7］ 羅良文，張萬里.區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率對生態(tài)效率的影響分析

［J］.湖北社會(huì)科學(xué)，2017（3）：69-78.

［8］ ZHANG J X，CHANG Y，ZHANG L X，et al. Do technological

innovations promote urban green development？ a spatial

econometric analysis of 105 cities in China［J］.Journal of Cleaner

Production，2018，182：395-403.

［9］ 吳新中，鄧明亮.技術(shù)創(chuàng)新、空間溢出與長江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)綠色全

要素生產(chǎn)率［J］.科技進(jìn)步與對策，2018，35（17）：50-58.

［10］ 袁潤松，豐超，王苗，等.技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)差距與中國區(qū)域綠色發(fā)

展［J］.科學(xué)學(xué)研究，2016，34（10）：1593-1600.

［11］ 張小筠，劉戒驕，李斌.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)綠色發(fā)展

［J］.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，35（5）：48-57.

［12］ 黃磊，吳傳清.外商投資、環(huán)境規(guī)制與長江經(jīng)濟(jì)帶城市綠色發(fā)展

效率［J］.改革，2021（3）：94-110.

［13］ ZHU S P，YE A Z.Does foreign direct investment improve inclusive

green growth？ empirical evidence from China［J］.Economies，2018，

6（3）：44.1-44.16.

［14］ 周杰琦，汪同三.外商投資、環(huán)境監(jiān)管與環(huán)境效率：理論拓展與來

自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2017（4）：67-79.

［15］ 李斌，祁源，李倩.財(cái)政分權(quán)、FDI與綠色全要素生產(chǎn)率：基于面

板數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)GMM方法的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.國際貿(mào)易問題，2016（7）：

119-129.

［16］ 張倩倩，張瑞，張亦冰.環(huán)境規(guī)制下外商直接投資對環(huán)境質(zhì)量的

影響：基于不同行業(yè)組的比較研究［J］.商業(yè)研究，2019（5）：

61-68.

［17］ ZHANG H P，REN Y Y. Relationship between foreign direct

investment，industrial structure optimization，and green full-factor

productivity：empirical evidence from Changjiang Economic Area

［J］. Frontiers in Environmental Science，2022，10： 920412.1-

920412.11.

［18］ 吳軍，理爽.雙循環(huán)背景下雙向FDI對碳排放強(qiáng)度的影響研究：

基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的分析［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2022，38（12）：23-

30，38.

［19］ TONE K. A slacks-based measure of super-efficiency in data

envelopment analysis ［J］. European Journal of Operational

Research，2002，143（1）：32-41

［20］ LESAGE J P，PACE R K.Introduction to spatial econometrics［M］.

Boca Raton：CRC Press，2009：45-75.

［21］ HANSEN B E.Threshold effects in non-dynamic panels：estimation，

testing，and inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93（2）：

345-368.