FDI对我国制造业绿色工艺创新的影响研究：基于行业面板数据的实证分析

毕克新，杨朝均，黄 平

(1.哈尔滨工程大学经济管理学院，黑龙江哈尔滨150001;2.哈尔滨理工大学管理学院，黑龙江哈尔滨150080)

一、引言

改革开放以来，制造业对我国生产力的提高、社会财富的积累和人民生活条件的改善等方面做出了巨大的贡献，是推动我国经济社会快速发展的最主要力量之一。但我国制造业以规模扩张为主的外延式发展模式，在推动经济发展的同时也带来巨大的环境污染问题，是我国环境污染的最大污染源。解决我国制造业快速发展和环境污染这一矛盾的有效手段就是绿色工艺创新。所谓绿色工艺创新，是指为减少产品生产所带来的环境污染而进行的创新活动，包括以降低污染物产生为目的清洁生产技术创新和以减少已产生污染物排放为目的的末端治理技术创新两个方面［1］。通过清洁生产技术创新和末端治理技术创新，改进现有的或使用更先进的生产工艺和治理技术，不仅能从源头上削减污染物的产生，还能进一步减少污染物的最终排放量。

在开放经济系统中，一个产业或企业技术创新水平的提高主要源于自主创新和国际技术溢出［2］。随着我国改革开放的全面推进和全球经济发展的日益融合，外商直接投资(FDI)的大量进入对我国制造业的发展产生了巨大影响。一方面，FDI作为资本和技术要素国际流动的综合体，对我国制造业的工艺创新起到了显著的影响，促进了制造业生产技术的进步。另一方面，FDI的进入加剧了我国制造业对环境的污染，尤其是我国追求极度压缩过程并迅速显示结果的引资动机，加大了我国制造业成为“脏”企业的“污染避难所”的可能性。

因此，研究FDI对我国制造业绿色工艺创新的影响，对于我国制造业通过制定合理的引资政策，在避免成为跨国公司“污染避难所”的同时，利用FDI提升我国制造业绿色工艺创新水平以解决我国制造业环境污染问题，具有重要的理论和现实意义。

二、文献回顾

自创新理论提出以来，大量文献研究了FDI对东道国创新的影响。在理论研究中，FDI通过示范效应、人员培训效应、竞争效应以及关联效应等渠道对东道国创新产生影响的作用机制，已经得到了大多数学者的认同。在实证研究中，大量文献验证了上述作用机制的存在性，但关于FDI对东道国创新的影响效果还存在争议。王红领(2006)等人梳理现有相关文献后认为存在三种不同的观点:促进论、抑制论和双刃剑论［3］。与FDI对东道国创新影响相似，本文在梳理FDI对东道国绿色工艺创新影响的相关文献后发现，同样存在促进论、抑制论和双刃剑论3种观点。

(一)促进论的观点

促进论的观点认为，FDI对东道国创新产生了积极的影响。首先，FDI企业的研发活动直接提高了东道国的创新能力，跨国研发机构的设立不仅增加了东道国的研发资金投入［4］，也有助于当地研发人力资本的开发;其次，FDI的进入增加了内资企业获取先进知识和信息的机会，并通过“干中学”、“看中学”进行模仿创新，甚至二次创新［5-7］;再次，FDI的进入加剧了东道国市场的竞争，迫使内资企业增加研发投入，提高企业的创新能力，以避免在竞争中处于劣势地位。此外，由于前向关联效应的存在，使东道国企业必须增强自身的创新能力，提高技术水平，以满足上游外资企业的技术要求;而通过后向关联效应，内资企业在利用外资企业的产品时，可以获取固化在产品中的先进技术［8］，从而提高内资企业的自主创新能力。

FDI对东道国绿色工艺创新存在积极影响的研究认为:FDI是向发展中国家传播环境友好技术的载体，在带来资金的同时，也带来先进的技术和管理经验。更重要的是，他们遵循全球统一的生产标准和环境标准，为东道国的企业树立了良好的榜样。Eskeland和Harrisonb(2003)认为，外资企业一般使用比当地企业更加环境友好的生产技术和污染处理技术［9］，使东道国有机会获得清洁生产技术，并迫使东道国对现有产业的生产过程进行“清洗”，从而提高东道国的环境技术水平［10］。张学刚(2010)认为，FDI的进入不仅带来环境技术水平的提高，同时能诱致环境技术的扩散［11］，而这种扩散可能发生在产业内同一部门，也可能发生在上下游关联的产业间［12］。

(二)抑制论的观点

抑制论的观点认为FDI对东道国创新产生了消极的影响。Kokko(1994)认为，当技术差距较大时，没任何证据证明FDI对东道国的技术进步发挥作用［13］。而外资企业凭借技术优势和先进的管理经验，挤占内资企业的市场份额，抑制市场竞争，对内资企业的研发投资存在挤出效应［14-15］;并且外资企业较好的工资待遇会引起东道国研发人才的流失，从而导致东道国研发投入不足，对研发能力产生负面的效应［16-18］。此外，FDI的进入增强了东道国的技术依赖性，降低东道国自主创新的积极性。

在FDI对东道国绿色工艺创新存在抑制效应的研究中，马丽(2003)认为，一些发展中国家和地区不惜以牺牲环境为代价吸引FDI，这种对FDI的恶性竞争导致该地区环境标准下降与环境质量恶化［19］。而由于这些国家较低的环境管制水平，使FDI面临使用更低廉技术的诱惑，它们可能会将一些过时、有害的技术转移给当地，制约当地国家的绿色技术进步［20］。Andonova(2003)通过对欧洲中东部企业级数据的分析发现，FDI与清洁生产技术的采用不存在必然的关系［21］。

(三)双刃剑论的观点

双刃剑论的观点认为FDI不是单纯的促进或抑制了东道国的创新，而是两者的综合体。如前文所述，FDI的进入既可能增加了东道国的研发资金投入和有利于研发人才的开发，从而促进了东道国创新，但同时也有可能挤出了内资企业的研发投入，而且高技术的FDI对内资企业的研发活动可能具有替代效应［22］，从而抑制了东道国创新。FDI技术溢出的门槛效应和东道国的吸收能力是对于双刃剑观点最好的解释，只有当东道国的经济发展水平达到一定的门槛或具有一定的吸收能力时，FDI才能促进东道国的技术创新，否则FDI对东道国的技术创新无法产生影响，甚至有时会抑制东道国的技术创新。

FDI对东道国绿色工艺创新同样存在双刃剑的影响。Albornoz(2009)采用企业层数据进行了检验，结果发现FDI对东道国的环境技术产生了比较显著的垂直溢出效应，但水平溢出效应并不显著［23］。在 Albornoz(2009)的研究基础上，陈媛媛等(2010)将环境技术分解为清洁生产技术和末端治理技术进行了进一步研究，结果发现FDI水平溢出对两种技术的影响都为正，垂直溢出对末端治理技术的影响不显著，而对清洁生产技术的影响存在前向链接为正、后向链接为负的溢出效应［24］。而 Chudnovsky和 Pupato(2005)则认为，虽然外资企业要比国内企业更倾向于采用代表先进环境技术的环境管理系统，但只有当国内企业具有一定的吸收能力时才能产生正向的溢出［25］。与此相似，宋马林(2010)等人也认为，FDI对东道国绿色创新的影响存在条件，从而提出了包含环境因素在内的“综合门槛效应”，并运用省际面板数据进行了实证检验，结果发现FDI仅对跨过“门槛”的省份的经济进步和环境进步有积极的作用［26］。

综上所述，关于FDI对东道国创新影响的研究已经取得了较多的成果，但在FDI对东道国绿色工艺创新影响方面的研究相对薄弱，且现有相关文献大多从总体的角度研究了FDI对东道国绿色工艺创新的影响，缺乏FDI对东道国清洁生产技术创新和末端治理技术创新影响的研究。虽然陈媛媛(2010)在清洁生产技术和末端治理技术方面做了尝试性的研究，但也仅研究了FDI对清洁生产技术和末端治理技术的间接影响，忽略了FDI对这两种绿色工艺创新的直接影响。鉴于此，本文将在现有研究成果的基础上，运用面板数据模型，研究FDI对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新的直接影响和间接影响，并进一步分析FDI对两种绿色工艺创新的综合影响。

三、模型设计、变量选择与数据说明

(一)模型设计

从投入产出的角度来看，工艺创新实质上指的是投入要素与产出产品之间的数量关系，如在产出不变的情况下投入更少。绿色工艺创新活动与工艺创新活动在本质上是一致的，不同之处在于，绿色工艺创新在考虑投入要素与产出产品之间的数量关系的同时，更注重考虑投入要素与环境产出物之间的数量关系。如果将绿色工艺创新活动看做一项生产活动，则可借鉴柯布-道格拉斯生产函数的形式表示绿色工艺创新的投入产出关系。基于此，本为认为绿色工艺创新的投入产出关系可以用下面的式子表示:

其中，Y表示绿色工艺创新产出，K表示绿色工艺创新资金投入，L表示绿色工艺创新人力投入，A表示影响绿色工艺创新的其他因素。

在一个开放的系统中，影响绿色工艺创新的其他因素包括很多方面，如FDI、政府环境政策、创新环境等，为了使研究的针对性更强，这些因素中我们仅考虑FDI对绿色工艺创新的影响。因此，A=A0·FDIθ，并带入公式(1)可得:

FDI作为一种国际资本流动方式，对东道国绿色工艺创新的影响包括直接影响和间接影响两个方面。直接影响主要表现为FDI对东道国绿色工艺创新的贡献，即FDI作为创新资金投入直接参与东道国的绿色工艺创新;间接影响主要表现为FDI对东道国绿色工艺创新的溢出效应。因此，FDIθ=FDISγ·FDIDη，并带入公式(2)可得:

其中，FDID表示FDI的直接影响，FDIS表示FDI的间接影响，即溢出效应。由于FDI的直接效应主要通过FDI的资本要素功能来体现，即FDI作为一种资本投入要素直接促进东道国的绿色工艺创新水平的提高，因此，公式(3)变为:

其中，KF表示FDI绿色工艺创新资金投入，也表示FDI的直接效应;KN表示内资绿色工艺创新资金投入。

对公式(4)两边取对数，得到本文分析FDI对我国制造业绿色工艺创新影响的计量模型:

因此，FDI对清洁生产技术创新和末端治理技术创新影响的计量模型分别为:

其中，CTI表示清洁生产技术创新产出，ETI表示末端治理技术创新产出。下标i和t分别表示所选行业和年份，ck表示截距项，εitk表示整个回归方程的误差项。系数ηk、γk分别度量FDI的直接效应和溢出效应的结果，FDI对清洁生产技术创新和末端治理技术创新的综合影响效果由系数ηk、γk共同决定。FDI对绿色工艺创新的综合影响θk的计算公式为:

(二)变量选择

(1)绿色工艺创新产出变量(CTI、ETI)。绿色工艺创新产出变量包括清洁生产技术创新产出变量(CTI)和末端治理技术创新产出变量(ETI)。借鉴Copeland和Taylor(2003)用污染排放强度表征环境技术的思想［27］，本文用污染产生强度、污染排放率来分别表示清洁生产技术创新和末端治理技术创新。污染产生强度即每单位产值所产生的污染量，等于污染产生量与行业总产值的比值。污染排放率等于污染排放量与污染产生量的比值。这两种表征方式均反向的表示了清洁生产技术创新和末端治理技术创新。即清洁生产技术创新水平越高，则污染物产生强度越低;末端治理技术创新水平越高，则污染排放率越低。

(2)绿色工艺创新资金投入变量(KF、KN)。本文所指的绿色工艺创新资金投入主要包括R＆D经费内部支出和技术改造经费投入两个方面。简单来讲，制造业工艺创新是指引入一种新的生产工艺、设备或对现有生产工艺设备的改进，可以通过外生性的技术改造和内生性自主工艺创新两种途径实现。自主工艺创新是指企业通过自主研发改进现有生产工艺设备或采用一种全新的工艺设备，是提高制造业内生性工艺创新水平的主要手段。技术改造是指采用先进的、适用的新技术、新工艺、新设备、新材料等对现有设施、生产工艺条件进行的改造，是制造业工艺创新的一种主要形式。在技术改造过程中，企业可以通过购买先进的工艺设备促进外生性工艺创新水平的提高;同时，由于制造业工艺创新往往依赖于现有生产工艺设备发生，技术改造所引入的先进设备为自主工艺创新提供了更高的工艺设备基础，有利于自主工艺创新水平的提高。技术改造经费投入不仅可以衡量工艺创新的财力投入，也通过资金的形式反映了工艺创新的物力投入。因此，R＆D经费内部支出与技术改造经费之和能很好的衡量工艺创新的资金投入。此外，由于制造业工艺创新的目的不仅在于降低生产成本和提高生产效率，也在于降低能源消耗和污染物的产生。鉴于此，本文选用R＆D经费内部支出与技术改造经费投入之和来衡量绿色工艺创新资金投入。

(3)绿色工艺创新人力投入变量(L)。创新人员是影响创新水平的重要因素，大多数创新研究中采用研发人员来衡量创新人力投入，其中研发人员全时当量是最常用的指标之一。但由于统计口径的关系，目前尚未有针对绿色工艺R＆D人力投入的统计数据，给绿色工艺创新测度的相关研究带来了较大困难。本文认为，在技术创新中过程中，工艺创新和产品创新是两种无法割裂的要素［28］，工艺创新和产品创新往往相互伴随发生。同时，一项工艺创新活动在带来经济绩效增加的同时，也能引起环境绩效的变化。因此，本文认为，R＆D人力投入对绿色工艺创新产出具有较大的影响，可以在很大程度上衡量绿色工艺创新的人力投入。鉴于此，本文选用研发人员全时当量来衡量绿色工艺创新人力投入。

(4)FDI溢出效应变量(FDIS)。本文选择FDI参与程度作为 FDI溢出效应的衡量指标。Caves(1974)认为，FDI的溢出效应是通过FDI所在行业的内资企业的劳动生产率或劳动效率与该行业FDI的参与程度的关系来体现的［29］，因此，FDI参与程度常常被作为衡量FDI与东道国创新关系的重要指标。但在如何度量FDI参与程度的问题上却存在一定争议。常用于表示FDI参与程度的变量主要包括:行业员工总量中外资企业员工所占比例［30］，行业市场总销售中外资企业销售所占比例［31］，FDI企业资产占行业总资产的比重［32］等。但这些变量要么仅反映了FDI的资金参与情况，要么仅反映FDI的人员参与程度，都无法很好的综合衡量FDI的参与程度。因此，本文选择用FDI企业人均销售与行业人均销售的比值来表示FDI的参与程度。

(三)数据说明

本文实证研究采用了27个制造行业2003-2009年的面板数据。数据主要来源于2004-2005年《中国科技活动统计年鉴》、2006-2010年《工业企业科技活动统计资料》和2004-2010年《中国环境统计年鉴》。工业总产值、创新相关等数据来源于《中国科技活动统计年鉴》、《工业企业科技活动统计资料》，环境相关数据来源于《中国环境统计年鉴》。考虑到数据的连贯性，本文选择工业废水的数据作为衡量清洁生产技术创新产出和末端治理技术产出的数据。上述大部分变量的数据非直接通过查年鉴得出，而是通过计算处理得出。在行业选择方面，由于行业划分标准的不一致，本文剔除了“工艺品及其他制造业”、“废弃资源和废旧材料回收加工业”两个行业，同时由于“烟草制品业”的外资企业创新数据投入数据不连贯，为保持论文分析的准确性，“烟草制品业”被剔除，本文最终选择了27个制造行业。

四、FDI对我国制造业绿色工艺创新影响的实证分析

(一)面板数据模型的选择

在进行面板数据参数估计之前，首先要选择正确的面板数据模型形式，以避免参数估计的结果存在较大偏差。面板数据模型主要包括混合模型、固定效应模型和随机效应模型3种。在面板数据模型形式的选择方法上，本文采用F检验决定选用混合模型还是固定效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立随机效应模型还是固定效应模型。本文采用Eviews6.0进行F检验和Hausman检验。检验结果如表1和表2所示。

表1 F检验结果

表2 Hausman检验结果

根据F检验的结果可以看出，清洁生产技术创新和末端治理技术创新的P值均小于0.10，拒绝建立混合效应模型，应建立个体固定效应模型。

从表2看出，清洁生产技术创新的H检验值小于0.10，拒绝建立建立个体随机效应模型，应建立个体固定效应模型。而末端治理技术创新的H检验值为0.9868，接受建立个体随机效应模型。

因此，本文运用个体固定效应模型对清洁生产技术创新进行回归分析，运用个体随机效应模型对末端治理技术创新进行回归分析。

(二)实证分析与结果讨论

运用Eviews6.0对计量模型进行回归分析，回归结果如表3所示。模型(1)、模型(3)是未考虑FDI溢出效应的回归结果，模型(2)、模型(4)是加入FDI溢出效应变量的回归结果。为了突出重点，本文删除了常数项的估计值。

表3 回归结果

(1)绿色工艺创新资金投入变量(KF、KN)。从表3中可以看出，创新资金投入变量(KF、KN)在清洁生产技术创新和末端治理技术创新中的回归系数为负，这说明创新资金投入对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新都产生了正向的影响，但对清洁生产技术创新的影响并未通过显著性检验。创新资金投入对清洁生产技术创新的影响要大于对末端治理技术创新的影响。如模型(2)、模型(4)中内资创新资金投入变量的回归系数所示，每提高1个百分点的创新资金投入，污染产生强度将降低0.5439个百分点，而污染排放率仅降低0.0057个百分点。

此外，通过对比内外资创新资金投入变量发现，内资创新资金投入变量的回归系数值均要大于FDI创新资金投入变量的回归系数值，这说明内资创新资金投入对两种绿色工艺创新的影响均要高于FDI创新资金投入带来的影响。如模型(2)、模型(4)所示，每增加1个百分点的内资创新资金投入，污染产生强度和污染治理率将分别下降0.5439和0.0057个百分点;而每增加1个百分点的FDI创新资金投入，污染产生强度和污染治理率将分别下降0.0109和0.0047个百分点。内资创新资金投入和FDI创新资金投入对两种绿色工艺创新影响之比为分别为49.9∶1和1.21∶1，这说明内资企业在推动我国制造业绿色工艺创新水平提升的过程中，尤其在清洁生产技术创新方面，起到了远远大于FDI的作用。因此，在通过绿色工艺创新解决我国制造业环境污染问题的过程中，应加强对内资企业绿色工艺创新活动的引导和支持。

(2)绿色工艺创新人力投入变量(L)。从表3中可以看出，创新人力投入变量(L)在模型(1)、模型(2)中的回归系数为负数，说明创新人力投入对我国制造业清洁生产技术创新产生了正向的影响，且有很好的显著性。而创新人力投入变量(L)在模型(3)中的回归系数为负，在模型(4)中的回归系数为正，说明由于FDI溢出效应的存在，挤出了我国制造业末端治理技术创新的人力投入，不利于末端治理技术创新水平的提高，但这种挤出效应并未通过显著性检验。

(3)绿色工艺创新投入变量(KF、KN、L)。分别对比模型(1)、模型(3)和模型(2)、模型(4)发现，创新投入变量(KF、KN、L)在清洁生产技术创新中的回归系数绝对值均要大于末端治理技术创新的回归系数绝对值，这说明创新投入对前者的影响大于后者。存在这种差异的主要原因可能在于清洁生产技术和末端治理技术的性质不同。清洁生产技术为“粘着型”技术，与生产流程技术紧密相关，清洁生产技术创新主要是通过对现有生产工艺进行改进或采用更先进的生产工艺，以达到提高产品质量、降低生产成本、解决生产工艺瓶颈、预防环境污染等目的，因此，清洁生产技术创新不仅仅能带来环境绩效的改善，同时在更大程度上会带来经济绩效的提高。而末端治理技术为“积木型”的技术，往往附加于生产过程之后，末端治理技术创新仅能带来环境绩效的改善，且这种改善会造成企业成本的增加。从企业追求利润的本质来看，企业会更倾向于进行清洁生产技术创新。此外，末端治理技术创新的动力更多的来自外界压力，尤其是政府的监管，但由于我国环境规制体系不完善，且执行效果较差，导致企业有机会逃避环境污染的惩罚，从而降低末端治理技术创新的积极性。

(4)FDI溢出效应变量(FDIS)。从表3中可以看出，FDI溢出效应变量(FDIS)在模型(2)、模型(4)中的回归系数分别为1.2856和0.0297，且都通过1%的显著水平，这说明FDI对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新存在十分显著的负向溢出效应。

FDI对我国制造业清洁生产技术创新与末端治理技术创新存在负向溢出效应的原因可能在于，FDI企业的进入加剧了我国制造业的竞争，为了在激烈的竞争中保持现有的利润或取得更多的利润，企业往往会以牺牲环境绩效为代价获取经济绩效，从而降低绿色工艺创新的研发投入。从表3看出，内资企业创新资金投入变量(KN)在模型(1)、模型(3)中的回归系数绝对值分别大于在模型(2)、模型(4)中的回归系数绝对值，这说明由于FDI的进入对我国内资企业创新资金投入存在挤出效应，阻碍了我国制造业绿色工艺创新能力的提高。此外，对于FDI企业来讲，溢出效应的存在会导致企业知识和技术的租金消散，因此，为保持企业现有的技术优势，FDI企业会通过各种手段极力阻止溢出效应的发生，防止东道国企业从中受益［33］。

此外，FDI对清洁生产技术创新的溢出效应远远大于对末端治理技术创新的溢出效应。其原因跟创新投入变量相似，主要由清洁生产技术和末端治理技术的性质决定。对于FDI企业来讲，往往具有比内资企业更为先进的清洁生产技术，这些清洁生产技术不仅能带来企业的经济绩效增加和环境绩效改善，同时这些清洁生产技术也可能是FDI企业核心竞争力的来源，因此FDI企业会采取各种手段防止清洁生产技术的溢出。而末端治理技术的溢出使内资企业有机会接触先进的污染物处理技术，通过示范效应促使内资企业进行末端治理技术，从而增加内资企业的运营成本，降低内资企业的利润和竞争力。

(5)FDI的综合影响。根据公式(8)，可以计算出FDI对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新的综合影响系数，分别为 θ1=1.2747，θ2=0.025，说明FDI对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新均产生了负向的综合影响。

一般来讲，FDI产生了积极的间接效应且大于FDI的直接效应时，才是理想的FDI。从绿色工艺创新的角度来看，FDI资金投入对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新存在正向的直接效应，起到了一定的促进作用。但FDI的进入却对我国制造业的两种绿色工艺创新产生了更大的负向溢出效应，因此，流入我国制造业的FDI并非理想的FDI。从总体来看，FDI对我国制造业两种绿色工艺创新产生了不利的影响，可以认为FDI的进入存在“环境避难所”效应。

五、结论

绿色工艺创新是制造业提高经济绩效、降低环境污染问题的关键，包括清洁生产技术创新和末端治理技术创新两个方面。本文利用2003-2009年27个制造行业的面板数据，实证分析了FDI对我国制造业绿色工艺创新的影响，得到以下结论。

第一，从创新资金投入和创新人力投入的对比来看，创新资金投入对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新均产生了积极的影响。但对清洁生产技术创新并不显著。创新人力投入对我国制造业清洁生产技术创新产生了正向的影响，但由于FDI溢出效应的存在，创新人力投入对末端治理技术创新产生了消极的影响。从清洁生产技术创新和末端治理技术创新的对比来看，创新资金投入和创新人力投入对清洁生产技术创新的影响均大于对末端治理技术创新的影响。其原因在于清洁生产技术创新不仅能提高环境绩效，还能提高经济绩效，而末端治理技术创新只能以成本增加为代价获得环境绩效的提高。

第二，FDI创新资金投入对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新均存在正向的直接影响，但对清洁生产技术创新的影响并不显著。而FDI的进入挤出了我国内资制造企业的创新资金投入，对清洁生产技术创新和末端治理技术创新产生了十分显著的负向溢出效应。最终通过计算FDI的综合影响发现，FDI对我国制造业清洁生产技术创新和末端治理技术创新均产生了负向的综合影响，存在“环境避难所”效应。

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