雙向FDI協調發展與綠色全要素生產率提升

汪克亮 薛夢璐 趙斌

內容提要：在理論分析基礎上，以2003-2017年中國大陸30個省份的面板數據為樣本，采用固定效應模型、中介效應模型、面板門檻模型、空間計量模型和空間分位數模型實證檢驗雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響機制。結果發現：雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率具有顯著的促進作用，并且產業結構升級作為中介變量能夠加強這一效應；雙向FDI協調發展和產業結構升級對綠色全要素生產率的影響呈現非線性特征；雙向FDI協調發展和產業結構升級對綠色全要素生產率均存在顯著的空間溢出效應，且在不同的分位點上溢出程度不同；與內陸地區相比，雙向FDI協調發展對沿海地區綠色全要素生產率的促進效應更顯著，而產業結構升級對沿海地區綠色全要素生產率的抑制效應較弱。為此，有必要充分發揮雙向FDI的協同效應，在推動產業結構轉型升級的同時，實現綠色全要素生產率的快速提升。

關鍵詞：雙向FDI；協調發展；產業結構升級；綠色全要素生產率

中圖分類號：F125;F832.6? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2022）05-0046-12

一、 引言

改革開放以來，中國在取得舉世矚目經濟建設成就的同時，也陷入了環境質量嚴重惡化的困境之中。如何兼顧經濟增長與環境保護，逐步化解人們對美好生活的追求和不充分發展之間的突出矛盾，是當前國內外眾多學者關注的焦點。由于把資源和環境因素納入全要素生產率的測度體系，綠色全要素生產率（GTFP）不僅成為測算經濟可持續發展的重要指標，還是轉變經濟發展方式、推動中國經濟綠色發展的重中之重［1］。鑒于此，分析綠色全要素生產率的增長機制，對于實現中國經濟結構轉型升級和可持續發展具有重要指導意義。

隨著“引進來”和“走出去”戰略的同步實施，中國逐漸實現由“單向引資”向“雙向投資”的角色轉變。國家統計局相關數據顯示，2000年中國實際利用外商直接投資額為593.5億美元，對外直接投資凈額僅為9.1億美元，2019年中國實際利用外商直接投資額為1381億美元，對外直接投資凈額增至1369億美元，實現了飛躍式發展，現階段中國外商直接投資（IFDI）與對外直接投資（OFDI）協同發展有利于改善資源配置，共同助推中國經濟發展［2］。然而，中國長期處于全球產業鏈“微笑曲線”的底端［3］，大量IFDI流入中國的高污染制造業，產生了巨大的資源消耗和污染排放，成為經濟綠色可持續發展的屏障，中國甚至淪為發達國家的“污染避難所”［4-5］。此外，OFDI作為資本跨國流動的基本形式，一方面可以讓國內資本尋求更高的回報，另一方面也將對國內的企業發展與產業結構變動帶來多重影響。OFDI通過產業關聯為企業引進先進技術和資源，對母國生產率的提升發揮作用［6］；但OFDI急速輸出容易引發“產業空心化”［7］，阻礙生產效率提升，對國內經濟發展產生威脅。由此可見，雙向FDI是影響地區產業結構和可持續發展的重要因素。

已有研究認為雙向FDI主要通過結構效應改變環境［8-9］。IFDI通過資本供給和技術溢出加快本國產業結構升級［10］，OFDI通過向母國提供關鍵短缺資源、先進技術與管理經驗來促進新興產業的發展［11-12］，結構改善降低了資源、能源的消耗強度［13］，綠色全要素生產率得以提升。值得注意的是，不同的發展階段要求與之相適應的產業來主導國民經濟的發展。隨著改革的深入推進，產業結構對經濟發展的正向作用逐漸減弱［14］，意味著中國的主導產業無法有效引領經濟增長，結構轉型迫在眉睫。如何在資源環境約束和宏觀環境政策波動的背景下，積極推動雙向FDI協調發展和產業結構向合理化、高級化轉變，從而推進經濟綠色可持續發展，是中國亟待解決的重大問題。

二、 理論機制與研究假說

（一） 雙向FDI影響綠色全要素生產率的直接效應：線性視角

雙向FDI對綠色全要素生產率的影響主要體現在結構效應、技術效應和空間溢出效應三個層面［15］，具體作用機制如下：（1）結構效應。若IFDI的流入彌補了東道國戰略性新興產業的投資缺口，則基于生產活動的需要，會加快要素向新興產業集聚，要素“低端鎖定”的狀況得以改善，進而助推幼稚的新興產業快速成長并逐步發展成為主導產業。在IFDI規模收益遞增和產業結構由低附加值向高附加值轉變的作用下，不僅單位產出能源消耗強度得到有效降低，同時也為國內企業進一步開展研發活動和進行海外投資積累了資本，從而不斷增強國內企業的技術創新能力，最終促進綠色全要素生產率的提升。（2）技術效應：IFDI的流入加劇了國內市場的激烈競爭，國內企業想要在競爭中存活下來就必須不斷學習競爭對手的生產和營銷經驗，進而模仿創新技術手段，最終實現新產品的自主研發。此外，進行海外投資也是母國企業學習技術的重要途徑，OFDI借助企業并購和聯合開發，嵌入東道國的研發網絡，再通過逆向技術轉移機制促進母國企業的技術進步［16］，從而對綠色全要素生產率的提升做出貢獻。（3）空間溢出效應：跨國企業通過對職工進行技能培訓，提高了職工內部的人力資本附加值［17］。得益于“人力資本紅利”和雙向FDI的流動特性，企業之間開展貿易活動會加快研發人員的流動和人力資本的溢出，并且這種流動過程不僅僅局限于本地區企業之間，還會產生跨地區外溢效應，從而在空間上對鄰近地區的綠色全要素生產率帶來積極影響。綜上，本文提出如下假說：

假說1：雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率產生正向效應。

（二）雙向FDI影響綠色全要素生產率的間接效應：非線性視角

產業結構升級是改善經濟結構，推動經濟可持續發展的必由之路。產業結構升級是指通過合理配置各產業、各部門的生產要素，學習模仿或自主創新先進的工藝技術，在淘汰落后產業的同時大力發展新興產業，改善產業內部結構，從而實現產業的更新換代。值得注意的是，產業結構的優化過程并不是一帆風順的，“要素粘性”和“時間滯后性”是結構轉型的兩大障礙。其一，要素具有粘性，制約了生產要素在各部門之間的快速流動［18］，無法實現其合理配置，降低了生產效率；其二，鑒于中國實體經濟的支柱仍是制造業，相當長一段時間內制造業仍將在國民經濟中占據較大比重，雙向FDI對產業結構的改善作用難以在短期內得到有效發揮，產業結構不合理仍是導致中國環境污染逐年加劇的主要原因［19］。因此，本文提出如下假說：

假說2a：受“要素粘性”和“時間滯后性”的制約，產業結構升級無法推動綠色全要素生產率的提升。

隨著雙向FDI規模的不斷擴大，一方面，IFDI通過技術溢出效應淘汰部分落后產業，為OFDI的發展提供經驗、技術和空間，然后通過OFDI轉移國內邊際產業［20］；另一方面，OFDI通過向國際投資者釋放友好的投資環境信息，增強對國際投資的吸引力，擴大IFDI的規模。雙向FDI在國際市場的競爭中不斷提升自身的技術創新能力，提高資源利用效率［15］，加快產業結構的更新換代，而結構轉型又會增強對環境友好型外資的吸引力和國內企業進行海外投資的能力，由此形成良性循環，從而對綠色全要素生產率產生更顯著的促進效應。基于此，本文提出如下假說：

假說2b：產業結構升級使雙向FDI對綠色全要素生產率的協同效應得到更有效的發揮。

自實行改革開放政策以來，中國雙向FDI的規模逐年擴大，并通過結構效應、技術效應和空間溢出效應提升綠色生產效率。但隨著雙向FDI良性互動程度的不斷加深，繼續提升綠色全要素生產率需要更先進的生產技術和更多的研發資金，意味著企業要追加大量的生產成本，而企業經營的目的主要是獲取利潤，繼續創新綠色生產技術可能會壓縮利潤空間，使得企業進行綠色生產的意愿下降，導致雙向FDI對綠色全要素生產率的協同效應減弱。基于此，本文提出如下假說：

假說2c：雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的協同作用存在門檻效應，隨著雙向FDI協調發展水平的提升呈現正向且邊際效率遞減的非線性特征。

中國已邁入結構轉型的攻堅克難階段。在結構轉型初期，受以往盲目擴張工業經濟的負面影響，粗放式發展模式仍廣泛應用于生產活動中，結構調整工作進展困難，嚴重阻礙了綠色生產效率的提升［21］。而隨著清潔技術的逐步推廣，落后的生產方式和高污染企業被逐漸淘汰，產業結構得到逐步改善，“結構紅利”進一步惠及環境質量提升，產業結構對綠色全要素生產率的抑制作用逐漸減弱，甚至能夠被雙向FDI的協同效應所抵消。綜上，本文提出如下假說：

假說2d：雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的協同作用存在門檻效應，隨著產業結構的改善呈現“U”型的非線性特征。

三、模型構建與數據說明

（一）模型構建

1.基準模型

本文首先構建基準模型，來驗證雙向FDI對綠色全要素生產率的正向協同效應。

GTFPit=α0+α1IDFDIit++γpXit+εit（1）

GTFPit代表綠色全要素生產率，IDFDIit代表雙向FDI協調發展，Xit代表控制變量，α0代表截距項，α1代表雙向FDI協調發展的回歸系數，γp代表控制變量的回歸系數，εit代表誤差項，i代表截面樣本，t代表年份。

2.中介模型

鑒于雙向FDI協調發展、產業結構升級都是綠色經濟增長或波動的重要因素，本文進一步構建中介模型，以產業結構升級作為中介變量，來驗證雙向FDI協調發展、產業結構升級和綠色全要素生產率之間的作用傳導機制。

lnIAit=α0+α1IDFDIit++γpXit+εit（2）

GTFPit=α0+α1IDFDIit+α2lnIAit+γpXit+εit（3）

α2為產業結構升級的回歸系數，lnIAit為產業結構升級指標。

模型（2）為雙向FDI協調發展對于中介變量產業結構升級的回歸方程，模型（3）為雙向FDI協調發展與中介變量產業結構升級對綠色全要素生產率的回歸方程，模型（1）、（2）、（3）共同構成中介模型。

3.門檻模型

本文借鑒Hansen［22］提出的面板門檻模型，以雙向FDI協調發展、產業結構升級作為門檻變量，構建門檻回歸模型，進一步分析雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的非線性影響。

GTFPit=φ0+φ1IDFDIit·I（Adjμ）+φ2IDFDIit·I（Adj>μ）+φ3lnIAit+γpXit+εit（4）

Adj為門檻變量雙向FDI協調發展、產業結構升級，I（·）為指示函數，滿足括號中的條件時取值為1，不滿足時取值為0。

4.空間模型

本文利用經濟距離矩陣、地理鄰接矩陣、地理距離矩陣，通過建立空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）來分析雙向FDI協調發展、產業結構升級與綠色全要素生產率之間的空間關聯性。

GTFPit=β1IDFDIit+β2lnIAit+γpXit+εit；εit=λ∑ni=1Witεit+vit（5）

GTFPit=ρ∑n1WitGTFPit+β1IDFDIit+β2lnIAit+γpXit+εit（6）

Wit代表空間權重矩陣，λ代表誤差項的估計系數，ρ代表綠色全要素生產率空間滯后項的估計系數。

5.空間分位數模型

鑒于模型的回歸結果可能會受到變量極端值的制約，而分位數回歸不受非正態分布的影響，具有穩健性，還可以提供變量在不同分位點上的回歸結果，因此本文在SAR模型的基礎上，進一步在地理鄰接矩陣下使用空間分位數模型來觀察綠色全要素生產率的空間效應。

Qτ（GTFPit|WitGTFPit，IDFDIit，lnIAit，Xit）=ρ（τ）∑n1WitGTFPit+β1q（τ）IDFDIit+β2q（τ）lnIAit+γpq（τ）Xit+εit（7）

其中，τ代表不同的空間分位數水平，Q（GTFPit|WitGTFPit，IDFDIit，lnIAit，Xit）表示在WitGTFPit，IDFDIit，lnIAit，Xit條件下GTFPit的條件分位數。

（二）變量選擇

1.被解釋變量——綠色全要素生產率（GTFP）

本文參考Chung等［23］和Oh［24的研究，將方向性距離函數（DDF）和Global-Malmquist-Luenberger（GML）指數相結合來測算2003-2017年中國大陸30個省份（包括省、自治區、直轄市，西藏除外）的綠色全要素生產率（GTFP），并采用累積的GTFP作為被解釋變量。測算GTFP所用到的投入產出變量的具體界定如下：

（1）投入：勞動力投入使用各省份全社會從業人員（萬人）作為指標，能源投入使用各省份能源消費總量（萬噸標準煤）來表示，資本投入選取各省份資本存量來衡量，資本存量采用永續盤存法進行估計：

Kit=Iit+（1－δit）Kit-1 （8）

Kit代表i省第t年的資本存量，Iit代表i省第t年的固定資產投資額，Kit-1代表i省第t-1年的資本存量。本文用固定資產原值的差額來計算投資額序列，進一步用2000年的固定資產投資價格指數進行平減，計算出固定資本形成總額不變價。δit代表折舊率，本文將其按9.6%來計算。

（2）產出：合意產出使用地方生產總值來衡量，并以2000年為基期對原始數據進行平減處理；非合意產出使用各省份二氧化硫排放量和化學需氧量排放量來衡量。

2.解釋變量

（1）雙向FDI協調發展（IDFDI）。本文借鑒黃凌云等［25］的測算方法，以物理學領域的容量耦合系統模型為原理，計算雙向FDI的耦合度：

COit（IO）=IFDIit×OFDIit（0.5×IFDIit+0.5×OFDIit）2（9）

IFDIit代表i省第t年的外商投資流量，OFDIit代表i省第t年的對外投資流量。

鑒于耦合度只能反映變量的相互作用程度，而協調度在此基礎上還可以反映各變量的發展水平，因此本文借鑒龔夢琪和劉海云［23］的做法，利用耦合度公式進一步測算耦合協調發展指標，最終得到雙向FDI的協調發展水平：

IDFDIit=COit（IO）×IFDIit+OFDIit212（10）

（2）產業結構升級（IA）。與產業結構高級化相比，產業合理化對中國經濟的影響更顯著［26］，因此本文使用產業結構合理化作為產業結構升級的指標。學術界通常用泰爾指數來表示合理化水平：

TLit=∑n1YitYtlnYitLit/YtLt（11）

TLit代表Vi產業第t年的泰爾指數，Yit代表i產業第t年的產值，Yt代表第t年一二三產業的產值之和，Lit代表i產業第t年的就業人數，Lt代表第t年一二三產業的就業人數之和。

本文在上式的基礎上，計算泰爾指數的倒數（IAit）來衡量產業結構升級，IAit越大則意味著產業結構越合理。

IAit=1TLit=1∑n1YitYtlnYitLit/YtLt（12）

3.控制變量

（1）地方財政科技支出（KJZC）：使用各省份地方財政科學技術支出（億元）作為衡量指標。政府的研發補貼可以彌補企業研發投入的不足，幫扶企業創新節能減排技術，從而減少碳排放。因此，本文預期地方財政科技支出的回歸系數為正。

（2）就業水平（JYRS）：使用各省份年末就業總人數（萬人）作為衡量指標。通常而言，經濟發展和就業增長之間存在正相關關系［2］，而就業增長和產業結構密切相關隨著技術水平的提高，第二產業擠出了大量傳統產業的勞動力，而第三產業的勞動力需求主要面向高素質人才，限制了整體就業的增長，從而對中國就業產生負面影響，制約了生產效率的提高。因此，本文預期就業水平的回歸系數為負。

（3）經濟發展水平（PGDP）：使用各省份人均生產總值（元/人）作為衡量指標。根據環境庫茲涅茨曲線，經濟發展到一定程度，會減緩環境污染。早在2010年，憑借經濟的快速發展，中國就已成為世界第二大經濟體，表明經濟發展已達到較高水平。因此，本文預期經濟發展水平的回歸系數為正。

（4）城鎮化水平（URBAN）：使用各省份城市人口占總人口的比例作為衡量指標。隨著城鎮化水平的不斷上升，新型環保技術在生產生活中的應用得到基本覆蓋，能源的使用效率逐步提高，促進了碳排放強度的降低。因此，本文預期城鎮化水平的回歸系數為正。

（5）貿易開放程度（OPEN）：使用各省份進出口總額占GDP的比例作為衡量指標。鑒于高水平貿易開放對擁有先進綠色生產技術的外資企業的吸引力更強，從而通過環境友好型技術的溢出效應加大母國企業節能減排的力度。因此，本文預期貿易開放程度的回歸系數為正。

（6）人口密度（RKMD）：使用各省份總人口數與各省面積之比作為衡量指標。人口的集聚改變居民的生活方式，緊湊化發展助推低碳目標的實現，綠色發展效率和人口規模之間存在正相關性。因此，本文預期人口密度的回歸系數為正。

囿于數據的可得性，本文選取除西藏外的中國大陸30個省份為研究對象。上述各指標的原始數據均來自2004-2018年的《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。此外，為避免異方差問題，本文對部分變量進行對數化處理。表1報告了各變量的描述性統計結果。

四、 實證結果及分析

（一）基準回歸結果

本文對基準模型進行了Hausman檢驗，根據檢驗結果，使用固定效應進行分析。表2為固定效應的回歸結果。第（1）列的結果顯示，雙向FDI協調發展的回歸系數為0.165，通過了1%顯著性水平的檢驗。在加入控制變量后，第（2）列的結果依然顯著為正，這說明雙向FDI協調發展（IDFDI）是綠色全要素生產率（GTFP）增長的重要動力。加入WTO后，中國在國際貿易領域的參與度越來越高、話語權越來越強，IFDI和OFDI也發展到新的高度。IFDI更多由低附加值生產領域轉向研發領域，彌補新興產業的投資缺口，不僅推動了環境友好型產業的發展，也為企業“走出去”強化了資本積累。與此同時，中國支持企業開展對外投資，鼓勵企業在境外設立子公司，在與東道國企業開展商務合作的過程中，母國企業不僅能通過產業關聯共享其清潔技術和研發資源，還能通過逆向技術溢出效應實現技術進步，而母國的同行企業會相繼模仿創新產品開發，在提升整個產業體系生產效率的同時，也減少了資源消耗和污染排放。雙向FDI的良性互動態勢逐步增強，推動了經濟的高質量發展。因此，假說1得證。

關于各控制變量的回歸結果，可以發現：地方財政科技支出（KJZC）的回歸系數為正，且通過了5%顯著性水平的檢驗。中國一直都秉持綠色生產的環保理念，保護環境、節約資源作為一項基本國策被長期貫徹實施。近年來，生態保護逐步引入政府官員的政績考核制度，政府在污染治理領域的財政支出比例逐年上升，減排技術取得了實質性突破，環境的改善帶來了一系列的綠色經濟效益；就業水平（JYRS）的回歸系數為負，且通過了1%顯著性水平的檢驗。具體來說，結構轉型必然伴隨著低效率部門的勞動力擠出，而高效率部門主要吸納高素質人才，大量的勞動力資源被迫擱置，同時也無法帶動其他生產資源隨之在各產業和各部門之間流動，資源配置效率低下導致非合意產出，進而造成資源浪費和環境污染，不利于經濟的可持續發展；經濟發展水平（PGDP）的回歸系數為正，且在5%的顯著性水平下通過了檢驗。具體來說，隨著經濟發展水平的提高，人們的生產意識也不斷優化，以往以破壞環境為代價來換取經濟快速提升的粗放式發展模式被摒棄，經濟和環境良性互動、共同發展的生產方式逐漸居于主導地位。在取之環境的同時，人們也開始回饋自然。例如，許多企業通過捐款或設立環保基金等方式，保護自然濕地和生態園林，為生態改善做出了積極貢獻；城鎮化水平（URBAN）的回歸系數為正。一般而言，高城鎮化國家的發展程度也較高。發展程度的衡量標準不僅僅指經濟發展的水平，也包括環境保護、生態治理、文化發展的水平等等。隨著城鎮化水平的不斷提升，污染處理體系必然越來越完善，污染物的集中處理和循環利用減輕了生產生活對環境施加的壓力；貿易開放程度（OPEN）的回歸系數為正，且通過了1%顯著性水平的檢驗。具體來說，貿易開放程度越高，意味著對高質量外資的吸引力越強，其帶來的環境友好型生產技術改進了母國企業落后的節能減排技術，節約了生產要素的使用，降低了污染物排放，因而對綠色全要素生產率的積極影響較為顯著；人口密度（RKMD）的回歸系數為正，且通過了1%顯著性水平的檢驗。通常而言，人口的集聚會產生大量的排放物，但是目前中國人口基本都在城市集聚，城市生活為資源共享和污染物集中處理創造了條件，生活方式的改變使得人們的環保意識愈發強烈，在生產生活中會自覺節能減排，這就大大抵消了原本人口集聚可能對環境造成的負面影響，轉而對綠色全要素生產率的提升產生正向影響。

（二） 中介效應

以環境為代價發展經濟的后果告訴我們，只有統籌兼顧經濟增長和環境保護，推動各產業協調發展才能促使經濟增長穩步前行。“協調”有助于扭轉產業結構發展的不平衡趨勢。前文已證實雙向FDI協調發展能夠提升綠色全要素生產率，那么，雙向FDI協調發展對產業結構升級有何作用？產業結構升級在雙向FDI協調發展提升綠色全要素生產率的過程中又扮演著什么角色？

針對上述問題，本文采用中介模型來檢驗雙向FDI協調發展、產業結構升級、綠色全要素生產率三者之間的作用傳導機制，其中，產業結構升級為中介變量。表3展示了固定效應下的中介機制檢驗結果。其中，表3第（3）列是對模型（1）的回歸結果，由于是對基準模型進行估計，因此與表2第（2）列的回歸結果相同，具體分析和前文一致，在此不再贅述。第（4）列、第（5）列分別對應模型（2）、（3）。第（4）列的回歸結果表明雙向FDI協調發展推動了產業結構轉型升級，其原因可能在于：高端技術是產業結構轉型升級的主要動力，而攻破技術難題需要大量的資金投入，雙向FDI協調發展不僅為綠色產業和中高端產業技術的研發提供了資金支持，還通過資本流動的技術溢出效應和資金聚集的知識溢出效應直接作用于結構轉型，從而為產業結構升級提供資金和技術的雙重保障。

第（5）列的回歸結果驗證了三者之間的影響關系，可以發現產業結構升級的作用效果并不理想，對綠色全要素生產率表現出抑制效應，其原因可能是：第一，產業結構在轉型過程中遇到阻礙（根據描述性統計結果，產業結構升級的最小值為0.279，未出現0值，產業結構未達到均衡狀態），“要素粘性”問題凸顯。結構均衡要求生產要素在各產業、各部門之間充分流動和合理配置，它強調的是一種動態均衡效果，相當長一段時間，中國經濟發展的傾向是重工業、制造業，輕第三產業，勞動力、能源、資本等要素大量流入第二產業，二三產業要素比重失衡，過剩產能就是失衡的嚴重后果。經濟增長的動力內生于要素結構，而要素的粘性特質限制了生產要素向第三產業轉移，經濟減速的原因歸根結底就是要素結構升級緩慢。第二，雙向FDI對結構轉型的協同作用可能具有時間滯后性。中國現已開始由需求側改革轉向供給側改革，處在量變向質變轉變的關鍵時期，雖然雙向FDI通過技術溢出效應為培育技術密集型企業創造了條件，但從學習技術，到模仿創新，再到自主研發是長期的階段性過程，企業的成長需要一定的時間。此外，中國作為經濟快速增長的發展中國家，相當長一段時間內，高污染制造業仍將在國民經濟體系中占據較大比重 ，壓縮了技術密集型企業的生存空間，產業結構難以在短期內快速調整，要素扭曲問題一時之間無法得到有效解決，傳統的粗放式發展對環境污染的滯后效應也十分嚴重，因而產業結構的不合理勢必會對經濟的可持續發展帶來不利影響。因此，假說2a得證。此外，在1%的顯著性水平下，雙向FDI協調發展水平每增加1個百分點，綠色全要素生產率將提升0.057個百分點，回歸系數較第（3）列有所上升，說明產業結構升級是雙向FDI協調發展促進綠色全要素生產率增長的作用機制。具體原因可能在于：在經濟全球化和“一帶一路”倡議的引領下，IFDI穩速增長，OFDI快速增加并出現趕超態勢，雙向FDI趨于協調發展，在發揮規模效應加速生產要素向新興產業流動的同時，還通過技術效應提高企業的生產效率，在產業體系合理化和生產高效率化的雙重作用下，環境污染狀況進一步得到改善，因而雙向FDI的協同效應增強。因此，假說2b得證。

（三） 非線性溢出效應

經濟全球化的潮流勢不可擋。一方面，各國之間經貿往來的邊界性逐漸弱化，國際投資日益活躍，世界經濟正呈現百年未有之繁榮局面。另一方面，經濟的快速發展勢必需要大量的能源、資源予以支撐，必將造成全球不可再生資源的儲量急劇下降，一系列的環境問題隨之而來。鑒于此，提高綠色全要素生產率、實現綠色發展已成為各國訴求。

前文以產業結構升級作為中介變量，研究了雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響。由于雙向FDI協調發展的影響機制非常復雜，會受到各種稟賦條件的制約，因此本文進一步使用門檻模型，以雙向FDI協調發展和產業結構升級作為門檻變量，研究雙向FDI協調發展和綠色全要素生產率之間的非線性影響關系。

根據表4的檢驗結果，雙向FDI協調發展和產業結構升級門檻變量均顯著通過了單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗，門檻值分別為0.6949、2.2754。

表5是門檻模型（4）的回歸結果，具體分析如下。

當雙向FDI協調發展水平低于門檻值0.6949時，其回歸系數為0.325，表明在第一門檻區間內，雙向FDI協調發展與綠色全要素生產率之間存在顯著的正相關性；當雙向FDI協調發展水平高于門檻值0.6949時，其回歸系數為0.076，系數較之前明顯變小，表明在第二門檻區間內，雙向FDI仍發揮著對綠色全要素生產率的協同作用，但作用效果有所減弱。其原因可能在于：當雙向FDI處于初始協調發展階段時，中國通過給予補貼、降低關稅、削減貿易壁壘等方式為其發展構建了良好的貿易環境，雙向FDI的技術溢出效應是中國企業學習節能減排技術的重要途徑，因此其協調發展在綠色全要素生產率提升過程中扮演著重要角色；而當雙向FDI協調發展水平跨越一定的門檻值時，繼續提升綠色全要素生產率需要更先進的清潔技術，進而需要更多的研發資金來配備綠色生產、技術設備，節能減排成本上升，若沒有足夠優惠的政策和可觀的利潤刺激，就會使得企業開展綠色生產的意愿下降，因此對綠色全要素生產率的協同效應減弱。可見，雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響受其自身的制約，存在顯著的正向且邊際效率遞減的非線性規律。因此，假說2c得證。

當產業結構升級水平低于門檻值2.1917時，雙向FDI協調發展的回歸系數為-0.019，表明當產業結構不合理時，雙向FDI無法發揮對綠色全要素生產率的協同作用；而當產業結構升級水平高于門檻值2.1917時，雙向FDI協調發展的回歸系數變負為正，上升到0.106，并通過了1%顯著性水平的檢驗，表明在結構轉型的作用下，雙向FDI對綠色全要素生產率存在顯著的協同效應。其原因可能在于：在結構轉型的初始階段，高污染、高排放的產業在整個產業體系中占據絕對比重，產業結構嚴重不合理，其對綠色全要素生產率的負向效應遠遠大于雙向FDI協調發展的正向效應；而當產業結構升級跨越一定門檻，達到較高水平時，產業體系中的不合理現象得到改善，高污染、高排放的企業逐漸被低耗能的中高端企業所取代，節能降耗的生產技術得到推廣，雙向FDI的協同效應抵消了產業結構的負面影響，從而助推綠色經濟的發展。可見，雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響受產業結構升級的制約，存在“U”型的非線性關系。因此，假說2d得證。

綜上所述，雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響不僅受其自身水平的制約，還受到產業結構升級的積極影響，體現了雙向FDI協調發展與產業結構升級之間的良性互動。

（四）空間溢出效應

大量文獻表明，由于地理位置的特殊性，相鄰省份在經濟發展、政策導向、資源環境等方面存在相似性和共通性，本省發展必然會對鄰近省份產生影響。考慮到雙向FDI的技術溢出特性，IFDI、OFDI的流動和空間分布會推動知識和技術的跨地區外溢，若本省雙向FDI的規模較大、發展速度較快，則說明其協調發展水平較高，會吸引鄰近省份的生產要素向該省集聚，為該省生產效率的快速提升創造條件。與此同時，鄰近省份可以通過搭建學習平臺、派遣技術人員交流學習等途徑，嵌入該省的研發網絡，共享其清潔技術與研發資源，從而促進本地區綠色全要素生產率的增長。

為檢驗上述說法的真實性，本文通過構建空間計量模型來進行實證分析。做空間計量分析之前，要檢驗變量是否在空間上存在相關性。本文計算了地理鄰接矩陣下綠色全要素生產率、雙向FDI協調發展、產業結構升級的MoranI指數，結果顯示，2004-2017年MoranI指數均為正數，且在整體上比較顯著，可以認為綠色全要素生產率、雙向FDI協調發展以及產業結構升級三個變量具有明顯的空間正相關特征。

空間計量模型主要分為空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）三種，表6報告了經濟距離矩陣、地理鄰接矩陣、地理距離矩陣下的空間計量模型回歸結果。根據Wald檢驗和LR檢驗的結果，應接受SDM模型可退化為SEM模型或SAR模型的原假設，即本文應選擇SEM模型和SAR模型代替SDM模型來進行實證研究。在1%的顯著性水平下，SEM模型的λ值和SAR模型的ρ值都顯著為正，表明被解釋變量綠色全要素生產率的空間溢出效應非常顯著，本省綠色全要素生產率的增長會對鄰近省份綠色全要素生產率產生正向影響。雙向FDI協調發展的回歸系數顯著為正，且在三種矩陣下均通過了1%顯著性水平的檢驗，說明本省雙向FDI協調發展可以帶動鄰近省份綠色全要素生產率的提升，其原因可能在于：相鄰省份的企業極易進行技術交流與合作，自發帶動科研人員和研發資金跨企業流動，推動知識溢出和擴散，從而對地區經濟的可持續發展產生積極影響。產業結構升級的回歸系數表現為負，且在整體上都較為顯著，說明產業結構升級對綠色全要素生產率存在負向空間溢出效應，究其原因可能是：一個地區若要調整產業結構，短時間內不太可能依靠企業自主創新來實現轉型升級，最快速的途徑就是向外轉移低端產業，由于地理位置的便利性，鄰近地區不僅成為低端產業的目標接收地，同時也承接了大量的污染排放。

（五） 空間分位數回歸分析

為保證回歸結果的穩健性，并觀察變量在不同分位點上的變化趨勢，本文進一步采用空間分位數模型進行實證檢驗。表7展示了0.25、0.35、0.5、0.65、0.75分位數上綠色全要素生產率的空間變化，根據回歸結果本文得出以下結論：第一，雙向FDI協調發展在綠色全要素生產率的0.25、0.35、0.5、0.65、0.75分位數上的回歸系數呈現倒“U”型變化，意味著在綠色全要素生產率處于較低和較高水平的省份，雙向FDI的協同效應較弱，而處于中間水平的省份，更易受到雙向FDI協調發展的正向影響。這主要是由于在綠色全要素生產率較低的省份，綠色生產基礎薄弱，不僅對高質量外資的吸引力較差，同時也不具有足夠的資本積累對高新技術產業進行海外投資，而綠色全要素生產率較高的省份，其自身綠色生產技術和資本基礎堅實，綠色經濟發展不易受到雙向FDI協同效應的影響；相比之下，綠色全要素生產率處于中間水平的省份，已具備一定的綠色技術和資本基礎，并且生產率還有較大的提升空間，恰好在雙向FDI協調發展的刺激下使企業要素投入達到較優水平，促進綠色全要素生產率的迅速提升。第二，產業結構升級對綠色全要素生產率的影響在低分位數上基本為正，而在高分位數上轉負，回歸系數呈現倒“U”型趨勢，表明綠色全要素生產率處于中低水平的省份會受到產業結構升級的正向影響，而處于較高水平的省份，反而會受到產業結構升級的負向影響。這主要是由于，結構轉型可能是中低水平綠色全要素生產率省份正在面臨的重要考驗，摒棄原有的粗放式發展模式，重新進行資源配置，細化各部門分工，對落后的生產設備進行更新換代，才能真正實現綠色增長；而得益于高產品附加值和低能源消耗，環境友好型產業逐漸成為高綠色全要素生產率省份的主導產業，生產要素向該產業傾斜，若一味追求生產要素的均衡配置和各產業的均衡發展，勢必擠占環境友好型產業的發展空間，損害了原本具有的優勢競爭力。

（六）進一步分析：異質性分析

中國地域廣闊，不同地區間雙向FDI的發展差距較大，協調發展水平也不同，因此對綠色全要素生產率的影響也存在較大的差異。由于在港口、航線等方面具有優越的地理區位條件，沿海地區自改革開放以來一躍成為中國開展國際貿易的前沿地區，其外向型經濟相比內陸地區更為發達，所以本文進一步將中國劃分為沿海地區與內陸地區，在地理鄰接矩陣下運用空間計量模型，來驗證雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率影響的區域異質性。表8為異質性檢驗的回歸結果，具體分析如下：

第一，雙向FDI協調發展會促進沿海地區和內陸地區綠色全要素生產率的提升，且這一促進效應在沿海地區更加顯著。具體而言，沿海地區獨特的區位優勢，使得其相對內陸地區來說國際經貿往來更加便利，對雙向FDI的吸引力更強，其協調發展水平更高，因此對綠色全要素生產率的正向作用也更強。而內陸地區雙向FDI的規模小，其協調性還存在很大的提升空間，所以對綠色全要素生產率的正向作用較弱。

第二，產業結構升級會抑制沿海地區和內陸地區綠色全要素生產率的提升，且這一抑制效應在內陸地區更明顯。具體而言，沿海地區的經濟發展模式更加開放，產業迭代的速度更快，而內陸地區的發展較慢、第三產業基礎較為薄弱，往往會承接來自沿海地區的淘汰產業，并且內陸地區工業企業比重較大，綠色技術無法得到交流學習、全面推廣和有效共享，盲目推動產業結構升級會造成資源錯配，使內陸地區陷入“結構性減速”困境，對經濟可持續發展產生更大的約束性。

五、穩健性檢驗

（一）內生性檢驗

從前文的實證結果可知，雙向FDI協調發展能夠促進綠色全要素生產率的增長。同時，由于綠色全要素生產率的上升反過來可能會加大對外投資和外資引入的規模，即綠色全要素生產率和雙向FDI協調發展之間可能存在雙向因果關系，因而模型具有潛在的內生性問題，會導致回歸結果的有偏和不一致，因此本文借鑒李東坤和鄧敏（2016）［27］的方法，使用雙向FDI協調發展的滯后一期項作為工具變量進行內生性檢驗，具體結果如表9所示。

在1%的顯著性水平下，滯后一期的雙向FDI協調發展顯著促進了當期綠色全要素生產率的提升，產業結構升級顯著阻礙了綠色全要素生產率的提升，與前文的實證結果保持一致，表明結果是穩健的，不存在內生性問題。

（二）更換指標

現有文獻大多將產業結構升級指標分為產業結構合理化和產業結構高級化，因此本文使用產業結構高級化指數代替前文使用的合理化指數，來構建產業結構升級指標。產業結構高級化水平用第三產業和第二產業的產值比重來代表IB。IB越大則意味著高級化水平越高。具體結果如表9所示。可以發現，產業結構高級化lnIB作為產業結構升級的指標，顯著抑制了綠色全要素生產率的提升，其原因可能在于：產業結構高級化，不僅指企業本身高技術水平化、高附加值化的過程，還體現在產業體系內部由一、二產業向第三產業轉變的過程。第一產業以農業企業為主，第二產業以制造業企業為主，第三產業以金融服務型、技術密集型企業為主，相比一二產業，第三產業造成的能源消耗和污染排放較少，對環境較為友好。長期以來，中國作為“世界工廠”活躍于全球經貿活動，承接初級產品的加工和裝配等一些低端生產活動。雖然在各項政策的扶持下，第三產業正在實現快速發展，但中國還仍處于轉型升級的攻堅克難階段。尤其是在內陸地區，第三產業的發展歷史相比第一、二產業來說較短，第二產業在生產要素的使用和產值上都占有相當大的比例，放緩了產業結構的高級化進程，而沿海地區在高級化發展上領先一步，地區間高級化的發展不平衡加劇了對中國整體綠色經濟發展的負面影響。所以，產業結構升級制約了綠色全要素生產率的提升，符合前文的實證結論，表明結果具有可信性。

（三）剔除特殊樣本值

由于北京、天津、上海、重慶四個直轄市在政治和經濟體制方面具有特殊性，可能會對實證結果造成影響，因此本文對剔除四個直轄市觀測值后的樣本數據重新進行實證檢驗，具體結果如表9所示。雙向FDI協調發展和綠色全要素生產率之間存在正相關性，且通過了10%顯著性水平的檢驗，產業結構升級和綠色全要素生產率之間存在負相關性，且通過了5%顯著性水平的檢驗，和前文的實證結果保持一致，表明結果具有可信性。

六、結論與建議

中國已成為兼具“東道國”和“母國”投資身份的經濟大國，在新時代經濟高質量發展階段，如何提升綠色全要素生產率是穩步推進經濟建設的重大課題。本文使用DDF-GML指數測算了中國大陸30個省級行政區2003—2017年的綠色全要素生產率，基于產業結構升級的視角，實證分析了雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率的影響機制。研究發現，第一，雙向FDI協調發展是綠色全要素生產率提升的重要驅動力，不論從全樣本還是分樣本的角度來看，IFDI、OFDI的良性互動都對綠色全要素生產率存在顯著的正向空間溢出效應。第二，產業結構升級對綠色全要素生產率的提升存在異質性的負向效應，對沿海地區綠色全要素生產率的負面影響較小且不顯著，但顯著阻礙了內陸地區綠色全要素生產率的增長。第三，雙向FDI通過產業結構升級對綠色全要素生產率產生正向協同效應，表明雙向FDI的協調發展能夠與合理的產業結構形成助推合力。第四，雙向FDI的協同效應存在約束門檻，在雙向FDI發展的協調性較低或產業結構較合理時，雙向FDI協調發展對綠色全要素生產率增長具有更為顯著的影響。第五，在綠色全要素生產率的不同分位點上，雙向FDI協調發展和產業結構升級的空間溢出程度各不相同。第六，在控制變量方面，受產業結構不合理的制約，當前中國的就業水平無法促進綠色經濟的發展，但增加地方財政科技支出、提高經濟發展水平和城鎮化水平、加強對外貿易開放、推動人口集聚在一定程度上有助于綠色全要素生產率的提升。

根據上述研究結論，本文提出如下政策建議：第一，要積極引導雙向FDI向高端制造業和服務業傾斜，落實“高質量引進來”和“大踏步走出去”的協同布局，抓住“一帶一路”與“雙循環”政策推行的契機，加大外資引進的質量監管力度，引導企業合理進行境外投資，發揮IFDI、OFDI的雙輪驅動作用［28］；第二，要統籌兼顧沿海地區和內陸地區的投資和產業發展的梯度差異，破除要素流動和知識溢出的區域性壁壘，全面推進要素的市場化改革，注重產業內部的技術革新，加快產業的新舊動能轉換，縮小地區間產業結構合理化、高級化的差距，引導產業結構向節能降耗的方向發展；第三，要堅定不移地推動經濟可持續發展，進一步完善城鄉社區的基礎設施建設，落實支持科技研發的方針，加強對政府官員的監管力度，實施合理的就業引導政策，加快技術、人才向內陸地區轉移，推進新時代經濟強國建設。

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Can the Coordinated Development of Two-way FDI Improve Green Total Factor

Productivity——Based on the Perspective of Industrial Structure Upgrading

WANG Ke-liang， XUE Meng-lu， ZHAO Bin

（School of Economics， Ocean University of China， Qingdao 266100，China）

Abstract：Based on the theoretical analysis， the panel data of 30 Chinese mainland provinces in 2003-2017 years were taken as samples. The fixed effects model， the mediator effect model， the panel threshold model， the spatial econometric model and the spatial quantile model were used to test the mechanism of the two-way FDI coordinated development on TFP. The results show that： the coordinated development of two-way FDI can significantly promote green total factor productivity， and the upgrading of industrial structure as an intermediary variable can strengthen this effect; the impact of coordinated development of two-way FDI and upgrading of industrial structure on green total factor productivity presents nonlinear characteristics; the coordinated development of two-way FDI and the upgrading of industrial structure have significant spatial spillover effects on green total factor productivity， and the spillover degree is different at different quantiles; compared with inland areas， the coordinated development of two-way FDI has a more significant promoting effect on green total factor productivity in coastal areas， while the inhibitory effect of industrial structure upgrading on green total factor productivity in coastal areas is weak. Therefore， it is necessary to give full play to the synergy of two-way FDI and realize the rapid improvement of green total factor productivity while promoting the transformation and upgrading of industrial structure.

Key words：two-way FDI; coordinated development; upgrading of industrial structure;green total factor productivity

（責任編輯：周正）