国际技术溢出对绿色技术创新效率的影响研究——基于空间视角下制度调节作用的非线性检验

冉启英，杨小东

（新疆大学 a.创新管理研究中心；b.经济与管理学院，新疆 乌鲁木齐 830047）

一、引言及文献述评

中国经济进入“新常态”后，随着人口红利消失，资源环境矛盾日益突出，生产要素递减以及投资回报率的降低，传统驱动要素难以支撑中国经济的长期可持续发展，加快增长引擎转向创新驱动，实现新旧动能的转换已是迫在眉睫［1］。面对经济下行压力，党的十九大报告中恰逢其时地提出，创新是引领新时代现代化经济发展的第一动力，要贯彻新发展理念，培育新的增长点，建设现代化的经济体系。“十三五”规划中也着重强调经济发展的基本点在于创新，科技创新和技术进步对驱动国家经济发展起着至关重要的作用。截至2018年年底，我国专利发明授权量位居世界第一，科技进步贡献率首次超过58.5%，研发人员也突破418万人，尽管中国高新技术产业整体发展态势强劲，但是大量的研发资金投入和优惠政策的出台并未改变创新效率低下和基础创新能力薄弱的问题，导致我国许多产业依然处于全球价值链垂直分工体系的低端［2］。在中国全方位开放的时代背景下，对技术要素尚欠优势的中国而言，除了依靠国内自主研发之外，通过对外开放实现国际技术溢出效应成为中国快速提高自主创新能力的重要途径［3］。而国际技术溢出在发挥影响效果的过程中，必然受到母国的政治、经济和法律等制度质量的影响［4-5］。开放经济条件下，一个国家（地区）优越的制度安排不仅能够避免技术传导过程中“水土不服”和“消化不良”等负面影响，而且能减少企业非生产性活动的寻租成本，提高融资效率，从而提升母国绿色技术创新绩效。因此，如何构建良好的制度环境，最大限度地发挥国际技术溢出对我国绿色技术创新效率的推动作用，已经成为新常态下我国经济迈向高质量发展所面临的重要问题。

从近些年的研究结果来看，由于各国（地区）制度环境的异质性，导致对国际技术溢出的吸收渠道和转化能力存在较大差距，因此对国际技术溢出与一国（地区）创新效率的研究所得结论不一致。部分学者基于对国际技术溢出不同的溢出渠道研究发现，对外直接投资（OFDI）逆向技术溢出和对外贸易技术溢出对一国（地区）的创新技术效率的提升成效显著［6-9］。也有部分学者认为，国际技术溢出中，OFDI和外商直接投资（FDI）对创新技术效率并未起到促进作用［10-14］。此外，有学者强调，国际技术溢出对技术创新效率的提升是多尺度和多方面的，需要考虑一国（地区）的基础设施、人力资本、产业结构、贸易开放度和知识创新产权保护等要素，具有一定的非线性关系［15-19］。英国著名经济学家克里斯托弗·弗里曼《一个新国家创新系统》一文中阐释了技术创新如何受到国家制度影响，其指出市场自由竞争不足以跨越技术的壁垒，因此需要政府实施制度调整，通过完善产业政策、科技创新政策和调节市场机制等促进技术创新。制度作为维持社会正常运转的基本规则，其对技术创新的影响不言而喻。较差制度环境会导致经济活动的低效率运行，增加各经济单元的交易成本，增加寻租和恶性竞争等行为［20］，而良好的制度环境可以减少技术吸收过程中的风险性、科技研发过程的不确定性、提高国际技术溢出的高效性等，进而促进先进技术创新效率的提升［21-24］。因此，改善制度质量，为国际先进技术的吸收和内化创造条件，是发挥国际技术溢出促进本国绿色技术创新效率提升的关键。

纵观已有研究发现，以往研究对分析国际技术溢出与绿色技术创新的关系提供了理论框架和实证检验，但仍存在如下不足之处：①现有的研究中，对于国际技术溢出指标的衡量大多选取FDI、OFDI或对外贸易单一指标，鲜有学者将三者纳入同一分析框架内进行综合考量，其关注空间效应的研究更是凤毛麟角；②在国际技术溢出对绿色技术创新影响相关研究中，缺乏从综合制度质量视角做全局性的系统分析，或选取指标过于单一化难以全面反映制度质量综合内涵；③研究方法上，多局限于静态分析，其潜在的内生性问题会导致估计结果产生有效性不足和存在偏误。因此本文的创新之处在于，结合2006-2017年省际面板数据，将FDI、OFDI、对外贸易的三种国际技术溢出渠道纳入统一分析框架中，避免单一渠道所造成的估计偏误，从而弥补忽略异质性效应所产生的缺陷；采用全排列多边形图示指标法构建区域制度质量综合评价体系，以综合考察制度环境对国际技术溢出及区域创新效率的调节效应；考虑到多渠道国际技术溢出下的时空效应，在C—H模型基础之上建立线性结构的空间交互模型，系统探讨了多渠道国际技术溢出对中国绿色技术创新效率的促进作用，创新性地从国际技术溢出的“本地—邻地”技术创新进步联动视角出发，分析国际技术溢出对“本地—邻地”绿色技术创新效率的作用；进一步运用门槛方法对国际技术溢出、制度质量与绿色技术创新效率之间的关系进行深层剖析，并使用脉冲响应函数（PVAR）检验所得结论的稳定性，更加全面分析绿色技术创新效率所受到多渠道国际技术溢出的冲击作用，以期为中国高效利用国际技术溢出效应提升绿色技术创新效率、加速实现经济发展引擎转向创新驱动提供理论支撑和政策借鉴。

二、机理分析与命题推演

（一）FDI技术溢出、制度质量与绿色技术创新效率

FDI企业相对于东道国本土企业而言，通常具有一定的所有权优势，且技术较为先进的FDI的技术溢出潜力巨大，其通过人员流动、竞争、示范和产业关联等四种效应对东道国产生正向的外部技术溢出，从而促进东道国企业的技术进步与效率的提升［25-27］。东道国绿色技术创新效率的提升除与企业自身技术创新有关外，还需一定的外部环境的支持，而制度质量作为外部环境重要一环，可能使FDI对绿色技术创新效率产生明显的调节作用［28］。制度质量主要通过影响FDI进入行业及区位、FDI质量和东道国对FDI技术溢出的吸收能力来对绿色技术创新效率产生作用。首先，在市场化程度更高、产权交易制度和法律制度更为完整的国家（地区），FDI企业总是青睐投资技术含量高的中高端产品、高新技术产业和中高端制造业，这不仅为FDI技术更加便捷和高效的溢出提供制度保证，而且也减少了核心技术在传播过程中的不确定性和对国内技术的挤出效应［29］，此外，一国（地区）通常通过改善某地区制度质量来吸引更多FDI，促进本地技术创新效率的提升［30］。其次，制度质量是吸引外资大量涌入的重要条件，制度质量高的地区市场准入门槛较低、经济自由度较高，外资规模增加促进经济发展。而FDI往往倾向于投资经济发展水平较高的地区，因此，随着制度质量的提升，东道国企业在和先进外资企业在交流的过程中会产生技术的转移和扩散，外资企业技术水平越高，绿色技术创新效率的提升也就越快。最后，东道国企业为了更好地吸收外来企业的技术，必须具备接受、消化吸收再到技术创新的能力，而制度质量高的国家（地区）往往人才的培养和储备体系比较完整，人才流动性较强，东道国企业对外来技术的学习、模仿和再创新的能力也强。因此，制度质量越高，FDI技术溢出效应越强，由此提高东道国整体技术创新效率。由此可见，营造优良的制度环境，对于一国（地区）利用FDI促进本地区绿色技术创新效率的提升至关重要。根据以上分析，提出本文假设1。

H1：FDI技术溢出会通过制度质量对东道国绿色技术创新效率产生影响，且随着东道国制度质量的提升，FDI的技术溢出效应会逐步出现或越来越强，对东道国绿色技术创新效率的正向促进作用随之出现或增加。

（二）OFDI逆向技术溢出、制度质量与绿色技术创新效率

OFDI逆向技术溢出，指一个国家（地区）的企业在对另一个国家（地区）进行国际投资时，以获取东道国智力资源、企业的领先技术、研发机构成果等R&D资源为目标，或子公司聘请当地研发人员来提升自身技术创新能力。再通过跨过企业子公司和母公司的人员技术交流，促进母公司技术进步；或者购买子公司相关产品，通过产品获取先进的技术；抑或通过赚取利润，反哺母公司研发投入，最终提高母国企业技术创新效率这一过程［31］。母国不同地区制度质量的差异，使得母国企业对国外已获得的技术吸收和转化能力不尽相同［32-33］。首先，母国制度质量较高的地区，通常高素质人才的流动和交流也较为频繁，对国外子公司所获取的创新技术的消化吸收能力和技术承接能力也较强，母国技术创新效率的提升也较快。其次，母国制度质量较高的地区，政治制度环境通常比较好，跨国公司在通过产品进行技术转移过程中，制度性障碍较低和无效率的通关手续流程较少，有利于提高技术的回流速度，进而促进母国技术效率的提升。然后，母国制度质量较高的地区，通常法制化水平和知识产权保护水平也较高，这能够有效保护创造者的技术和转移，减少技术和创新被模仿和破坏的危险，同时也可提高企业对于国外技术的寻求和引导技术回流的积极性，加大母国技术效率的提升［24］。最后，制度质量较高的地区，通常具有发达的金融体系，而发达的金融体系有利于为跨国企业输入利润、缓解融资成本、拓展融资渠道和促进资本从资本所有者向研发企业高效流转的进程［23-34］，进而提升母国企业的研发投入，形成技术外溢，促进技术效率的提升［35-36］。根据以上分析，提出本文假设2。

H2：OFDI逆向技术溢出会通过制度质量对母国绿色技术创新效率产生影响，且随着母国制度质量的提高，OFDI逆向技术溢出效应会逐步出现或逐渐增大，对母国绿色技术创新效率的正向促进作用亦随之出现或增加。

（三）对外贸易技术溢出、制度质量与绿色技术创新效率

对外贸易技术溢出是指通过进出口货物贸易，技术交流等方式，获取对母国有用的技术和知识，进而提升母国技术效率的过程，这一过程在发展中国家与发达国家之间更加明显［37-38］。各国家（地区）贸易量越大，技术交流与合作就越频繁，越有利于对别国（地区）技术的吸收与再创造，进而为本国绿色技术创新效率的提高奠定基础。但一个国家（地区）对外贸易技术溢出效应能否出现与这个国家（地区）的制度质量高度相关［39］。首先，制度质量高的国家（地区），在贸易合作或在政治高层互动上更加地积极和主动，在政治上更加互信和经济上更加互助，进而降低贸易双方因制度方面（通关程序繁琐、关税壁垒等）所造成的高新技术高额引进成本和吸收别国技术的时间成本，最终快速实现提升自身技术效率的目的。其次，由于对外贸易的发展伴随着市场价格、不确定风险和偏好等的突变，制度质量比较低的国家（地区）往往因高风险使得商家或企业很难获得潜在利润，抑制了对外贸易的发展，而对外贸易量的减少会间接降低企业因利润降低而减少研发投入，最终影响技术创新效率。再者，制度质量高的地区经济自由度较高和市场比较开放，开放自由的市场竞争会不断促进贸易量的增加，东道国企业也可以在此过程中享受到贸易伙伴国的技术创新［40-41］；此外，东道国为了适应市场局势的变化，将会加大研发投入或技术引进提高企业的核心竞争能力，推动一些新科技和新技术的产生，最终绿色促进技术效率的提升。最后，制度质量的提升通过影响贸易数量直接影响到企业为适应国际化的市场需求而做出的战略调整和应对巨大国际市场所产生的规模经济，最终影响到生产效率和技术效率。根据以上分析，提出本文假设3。

H3：对外贸易技术溢出会通过制度质量对本国绿色技术创新效率产生影响，随着本国制度质量的提升，其溢出效应发挥作用逐渐产生甚或增强，对本国绿色技术创新效率正向作用亦随之出现或增加。

三、模型构建、指标选取与数据来源

（一）空间C—H模型的建立

技术创新是推动一个国家（地区）经济持续增长的关键因素。在C—H模型中，一个国家（地区）的技术进步受到对外贸易、外商直接投资和对外直接投资的影响，本文基于该模型构建了多渠道的国际技术溢出的计量模型。参考Le Sage＆Pace［42］将空间交互作用的引入一般性的线性范式中，并将空间滞后和误差模型结合，形成更适合本文的空间杜宾（Durbin）模型，解决各省际可能存在的时空依赖性和溢出效应。此外，考虑到技术创新效率变化可能存在时空滞后效应，因此将绿色技术创新效率滞后一期纳入研究体系中。而多渠道国际技术溢出效应能否顺利及有效地发挥其作用，必然以东道国的政治、经济和法律制度环境为基准，本文将制度质量变量引入分析框架，以考察制度环境对技术溢出效应所产生的影响。基于以上分析，构建如下动态空间面板杜宾模型：

其中；i表示省份；t表示年份；GTFPit为地区技术创新效率；GTFPit-1为地区技术创新效率的滞后一期项；intit为国际技术溢出，包括fdiit为地区外商直接投资、ofdiit为地区对外直接投资、tradeit为地区对外贸易；iqit为地区制度质量；X为一系列控制变量，包括产业结构调整指数（strit）、金融发展水平（fdit）、研发资金投入（rdit）、人力资本水平（humit）；ρ为绿色技术创新效率的空间溢出系数；αi为各渠道国际技术溢出的空间溢出系数；β0,β1,β2,…,βn分别为待估参数；Wit为N×N阶空间权重矩阵；εit是随机扰动项；为控制模型的异方差和共线性，所有指标均取对数。

引入地理异质性的空间权重矩阵后，空间杜宾模型涵盖国际技术溢出对本地区的局域溢出效应以及对本地区以外其他区域的跨区域溢出效应，存在非线性结构特点。因此，变量的回归系数并不是真实的偏回归系数，需要进一步按照偏微分的方法进行分解［43］。参考 Le Sage＆Pace［42］的做法，将空间模型进行偏导矩阵化，将式（1）改写为：

其中，φM为M×1阶绿色技术创新效率的向量；ω为常数项；μ*为扰动项；ln Ht为解释变量构成的M×K维矩阵。在通过空间模型引入“单元截面值互不相关”的强假设条件，拓展出适用于本文的偏导矩阵，则因变量ln GTFPit对第K个自变量在T时的偏导矩阵为：

需要说明的是：根据偏导矩阵特点，在模型（3）中对角线元素之和的平均值为局域溢出效应，而其他非对角线元素之和的平均值为跨区域溢出效应，局部溢出效应与跨区域溢出效应之和为空间溢出总效应。

（二）变量的解释与说明

（1）绿色技术创新效率（Gtfp）。绿色技术创新效率的结果最终体现为绿色全要素生产率的提升，本文延续Chung测算模式［44］，为克服其分析框架内结果高估的缺陷，在构建Malmquist指数的基础上，引入方向性距离函数（DDF），将期望与非期望等多产出纳入技术效率的测算中，并通过MAXDEA6.0测算出绿色技术创新效率。

（2）外商直接投资（FDI）。在经济全球化的背景下，本国的技术创新效率被其他国家直接或间接的投资行为影响，其中以FDI作为国际技术溢出的主要媒介，本文使用中国各省份以2006年为基期折算后实际利用外商投资额衡量外商直接投资。

（3）对外直接投资（OFDI）。在全方位开放的格局下，OFDI通过利用东道国先进的技术禀赋获得生产要素的同时，也通过逆向技术溢出革新本国的科技创新格局，促进本国绿色技术创新效率的提升，本文使用各省份非金融类以2006年为基期进行折算后对外直接投资净额来衡量对外直接投资。

（4）对外贸易（Trade）。国际贸易的发展，势必会影响贸易双方技术上的交流和交换，对外贸易技术溢出，更是吸收技术创新的有益途径，本文使用以2006年为基期进行折算后进出口总额来衡量对外贸易额。

（5）制度质量（Iq）。制度是一个比较宽泛的概念，正如美国学者纳尔逊在《美国支持技术进步的制度》一文中指出，制度应涵盖政府行为作用、市场的调节机制和知识产权的保护政策等方面内容。在外部非同质经济冲击和内部经济改革开放的背景下，中国自改革开放到迄今的制度变革尤为激烈，因此如何衡量中国各省际制度质量不能凭主观臆断，而是使用科学合理的评价方法进行测算。在测算中国国内制度质量相关的研究中，多数学者主要参考王小鲁和樊纲的测算方法和侧重角度，因此测算制度质量的涵盖方向主要偏重于经济制度质量，而缺乏从法律和政治制度质量的角度分析。因此，本文以完善制度质量测算为原则，在以往的研究基础上，采用全排列多边形图示指标法，构建从政治、法律和经济三个方面，涵盖4级指标的制度质量综合评价体系，具体见表1所列。

（6）控制变量。人力资本（hum）使用6岁及以上人口平均受教育年限测算；金融发展水平（fd）使用年末银行业金融机构贷款余额与GDP之比测算，产业结构水平（str）使用第三产业增加值与第二产业增加值之比测算。研发资金投入（rd）使用地区研发投入与GDP之比测算。本文所选少许数据存在缺失状况，运用matlab2016采用外插值法拟合回归得出相关缺失数据。以上数据来源于各地区统计年鉴、中国市场化指数、《中国统计年鉴》《中国律师年鉴》《中国检察年鉴》《中国科技统计年鉴》、Wind数据库。

表1 制度质量指标体系构建

四、实证结果分析

（一）空间计量回归分析

1.空间相关性检验

使用空间计量回归之前，首先检验各变量是否存在空间关联性，避免因外生错误而导致估计结果产生偏误。基于此，本文采用Moran指数法加入邻近地理权重矩阵、经济距离权重矩阵进行空间效应检验，并使用stata15软件计算出相关结果。由表2可以看出，基于地理距离和经济距离两种空间权重矩阵下，我国各省区2006-2017年绿色技术创新的Moran指数均为正且至少通过了10%的显著性检验，说明我国区域绿色技术创新效率存在显著的空间依赖性，这也说明采用空间计量模型是较合适的。

表2 两种权重矩阵下绿色技术创新效率的Moran/指数

2.空间效应估计结果分析

为便于对比，本文还引入了非空间效应下OLS模型、非空间效应下动态面板GMM模型和静态杜宾模型的回归系数，以期得到更稳健的回归结果。表3中第2列、第3列分别给出了非空间面板模型OLS线性面板模型以及动态面板模型GMM的估计结果，第4-7列分别为两种空间权重矩阵下的空间杜宾模型估计结果，当回归分析局限于一些特定的个体时，固定效应模型是更好的选择［45］，并且基于地理距离空间权重与经济距离空间权重的Hausman检验均通过在5%水平下拒绝原假设的显著性检验，且LR检验和Wald检验表明，SDM模型比SLM和SEM模型更有效，本文应选择SDM模型，所有模型采用固定效应进行估计。

表3 Coe-Helpman空间面板模型估计及其设定形式检验

3.空间效应的初步分析

表3给出了两种空间权重矩阵下空间面板模型的系数估计结果。从表3可以发现：第一，中国绿色技术创新效率存在显著的空间效应和时间滞后效应。国际技术溢出在时间维度上具有较强的路径依赖性，这可能与技术研发中的技术创新“锁定效应”特征有关；无论是静态还是动态的SDM模型回归结果下，ρ均在1%的置信度水平下显著为正，表明各地区的绿色技术创新效率空间交互作用明显，即绿色技术创新效率不仅受自身作用，还会受到邻近地区或者经济联系紧密地区的影响。第二，在考虑空间交互作用下国际技术溢出对绿色创新效率的估计系数明显优于非空间、非动态模型的估计结果。通过比较空间面板模型和OLS线性回归值后可知，纳入空间交互作用的面板模型比经典OLS模型所得结果系数显著程度较优，表明非空间、非动态模型往往会因为忽略空间因素而会导致估计偏误。第三，不同权重设定形式下的空间模型估计结果中各变量的回归系数与非空间、非动态模型的估计系数在方向上同质，这直接验证了C—H空间模型的稳健性。第四，地理距离空间效应大于经济距离空间效应。动态SDM模型估计结果显示，基于空间距离权重矩阵与经济空间权重矩阵的ρ值分别为0.301、0.224，说明空间距离对绿色创新技术效率的影响超过经济距离的影响。这与罗良文和梁圣蓉（2017）所得结论一致［46］，相邻省际的绿色技术创新效率空间上存在互相依赖，因地理上的相邻优势促进了空间溢出效应的空间集聚。

4.本地溢出效应、邻地域溢出效应和总溢出效应分析

为更具体地解释空间杜宾模型滞后项的回归系数，基于空间距离矩阵，通过空间回归模型的偏微分方法将空间溢出总效应分解为局域（本地）溢出效应、跨区域（邻地）溢出效应，估计结果见表4所列。

表4 基于SDM模型的国际技术空间溢出效应分解

首先，从局域溢出效应（本地）来看，基于FDI、对外贸易渠道的国际技术溢出的局域溢出效应（本地）均能显著提升所在区域的绿色技术创新效率。分析其原因：FDI企业相对于东道国本土企业而言，通常具有一定的技术优势，蕴含先进技术的FDI具有技术溢出的潜力，这会通过示范效应、竞争效应、人员流动和产业关联效应四种方式在东道国产生积极的外部溢出效应，从而促进东道国企业的技术进步与效率的提升。而国际贸易、技术交流等活动获得对本国有用的知识，是发展中国家和地区逐步缩小同发达国家之间经济差距的良好途径［25，47］。对外贸易量越大，各国（地区）之间联系就越多，这些联系会促进地区间技术信息的交流与交换，推动贸易进口国从这些技术中得到某些新的创新启发，有利于国外需求方对贸易出口方产品的生产过程提出改进意见，从而有利于促进本国绿色技术创新效率的提升［48］。从跨区域溢出效应（邻地）来看，基于FDI和对外贸易渠道的国际技术溢出的跨区域溢出效应均能显著提升所在地以外其他区域的绿色技术创新效率。具体来看，外商直接投资与对外贸易每增长1%，给所在区域以外的其他区域的绿色技术创新效率带来0.058%、0.027%的提升，进一步验证了FDI和对外贸易技术溢出的空间特征。随着中国全方位开放步伐不断加快，各区域间贸易也会更加互联互通，本地效应将会更加明显。

其次，中国OFDI的局域溢出效应（本地）、跨区域效应（邻地）和总溢出效应从方向上来看为正值，但不具有显著性，这与吴海涛和冉启英（2019）研究所得结论相似［49］。中国OFDI对所在地区的绿色技术创新效率的促进作用并不明显，也尚未形成对其他区域的跨区域溢出效应。可能的原因在于：一是国内的投资遭到了中国OFDI的“挤出”，对我国的绿色技术创新效率进行替代，但并未对我国技术创新起到互补作用，所以整体上来看未显著推动我国绿色技术创新效率的提高；二是国内企业对外直接投资在海外寻求技术创新时，并未明显发挥好“干中学”和“示范”作用；三是中国企业在价值链的分工上主要处于低端地位，在触及核心技术上还存在一定难度；四是中国企业对外直接投资盈利动机较强，为了维持其经济利益和运行能力，在竞争过程中往往建立起技术壁垒，并未完全发挥技术效应；五是企业吸收能力不强，普遍存在劳动力技能素质落后和缺乏有竞争的核心技术特点，极易导致在绿色技术创新领域因风险高和成本投入大而诱发资源错配和低效率，更甚者还会造成市场扭曲。

（二）非线性门槛拓展分析

根据上述研究，可以看出，国际技术溢出渠道中外商直接投资和对外贸易能有效促进绿色创新效应的发挥，而对外直接投资逆向技术溢出对绿色创新效率的促进作用并不显著，那么，这种促进作用的异质性是否与制度环境有关？不同制度环境下，其调节机制如何？为了解决上述问题，基于以上分析，在Hansen的研究基础上，本文将制度环境对多渠道技术溢出的作用进行非线性门槛检验，考察不同制度环境下的门槛作用，基于以上分析，引入面板门槛模型：

其中，下标i代表省份（i=1，2，3，…，30）；t表示时间；gtfpit表示绿色技术创新效率；fdiit表示外商直接投资；ofdiit表示对外直接投资；tradeit表示对外贸易；controlit为影响绿色技术创新效率的一系列控制变量，包括产业结构调整水平（strit）、金融发展水平（fdit）、研发资金投入（rdit）、人力资本水平（humit）；iqit表示制度质量，亦为门槛变量；I（·）表示指标函数；c为具体的门槛值；εit表示随机扰动项。

（三）门槛效应分析

1.门槛效应检验与门槛值的确定

在使用门槛模型时，需根据样本数据确定是否存在门槛效应及门槛个数，确定门槛模型形式。其次，并运用stata15.0检验其门槛区间以及门槛值，并对其有效性进行检验，相关结果见表5、表6所列，FDI技术溢出、中国OFDI技术溢出和对外贸易技术溢出的单一门槛和双重门槛均在至少10%的水平下显著，三重门槛不具有显著性，整体来看，多渠道国际技术溢出具有双重门槛效应，由此说明国际技术溢出对绿色技术创新效率的影响因省际各区域制度质量的不同而呈现出了一种非线性的特征。

表5 检验门槛效果

表6 门槛估计值和置信区间

2.参数估计及结果分析

从表7结果得出，国际技术溢出对绿色技术创新效率的正向促进作用均随着中国制度质量的提高而上升。因此，在制度质量高的地区，国际技术溢出效应才更明显。具体而言：以FDI为核心解释变量，若地区制度质量跨越第一重门槛值0.128时，FDI对区域创新能力的影响系数由0.027 8变为0.037 2，显著性由5%提升为1%，当跨越第二重门槛值0.348后，其次系数变为0.045 9，且在1%的水平下显著，FDI技术溢出对绿色创新绩效的正向冲击作用更大，此结论也验证了假设1。原因在于：其一，良好的制度环境提高了资本配置效率、降低了FDI进入成本，不仅在数量上有利于外资的进入，而且在质量上有利于技术导向性FDI的进入，促进我国外资结构的转型升级。其二，高质量的制度环境激发了地区市场活力，本土企业为在激烈的市场竞争中获取利润会不断加大研发投入、提升创新能力，而本土企业创新能力的提升为吸收FDI技术溢出提供了可能，这与樊星（2016）的研究结论一致［50］。

对于OFDI技术溢出，若地区制度质量低于门槛值0.176，OFDI每提高1%，则绿色创新绩效提升0.003 63%，但是OFDI所产生的技术溢出效应并不明显，当地区制度质量位于［0.176，0.348］区间时，OFDI每提高1%，则区域创新能力提升0.014 4%，显著性变为5%的水平下显著，当地区制度质量高于门限值0.348，OFDI每提高1%，则绿色技术创新效率提升0.024 8%，这也就合理解释了线性回归过程中OFDI对绿色创新绩效促进作用不明显，此结论也验证了假设2［2］。分析其原因：其一，制度质量较高的地区具备高效的金融市场、开放的市场环境，加上“走出去”战略的政策支持，不仅便利OFDI企业在市场上进行投融资，而且有利于其融入全球价值链分工体系，为OFDI企业更好地吸收国外创新技术营造良好的市场环境；其二，制度质量较高的地区具备完善的管理体制，不仅有利于OFDI跨国企业的管理，降低其运营成本，而且为OFDI企业海外子公司技术人员回流提供制度支持，为促进母国创新能力提升创造良好制度环境。类似地，对于对外贸易技术溢出，当跨过第一重门槛和第二重门槛值时，多边对外贸易技术溢出的系数逐渐增大，表明随着制度质量的提高，对外贸易技术溢出对绿色创新效应的促进作用在不断提高，此结论也验证了假设3的成立［51］。其原因在于：制度质量高的地区法律、法规体系比较完善，高质量的知识产权保护能够防止专利侵权，不仅能够对高技术进口产品予以保护，而且在一定程度上促进其数量的增加［52］。我国企业通过学习与模仿蕴含先进技术的进口产品，可以促进新技术与新工艺的生产，提高其技术创新能力［53］。同时，高质量的制度环境为技术导向性出口企业获得高额出口贸易利润提供制度支持，鼓励国内企业加大对高技术产品的研发与投入，从而促进我国绿色技术创新效率的提升。

表7 门槛回归结果

3.稳健性检验

空间杜宾与门槛回归分析只能较为宏观地反映变量之间的动态模拟过程，尚不足以反映经济变量间的长期动态关系。为进一步检验空间杜宾模型和门槛回归结果的稳健性，本文将FDI技术溢出、OFDI技术溢出和对外贸易技术溢出与制度质量的交乘项作为新变量引入PVAR模型，以此考察多渠道下技术溢出与制度质量的交乘项对绿色技术创新效率的动态传导机制和冲击延续模式。首先，采用IPS、费雪式、LLC检验均显示各个变量不存在单位根，即回归结果不存在伪回归与变量的不平稳导致估计结果无效的现象，最终表明检验变量为平稳变量。其次选用Hermlet转换法尽可能减少检验变量的内生性等问题，最后通过选择滞后阶数（LAG）用AIC检验、BIC检验和HQIC检验结果显示FDI技术溢出、OFDI逆向技术溢出和对外贸易技术溢出与制度质量的交乘项最优滞后阶数均为2阶。脉冲响应函数能够完整描述绿色技术创新效率受到FDI技术溢出、OFDI技术溢出和对外贸易技术溢出与制度质量的交乘项冲击后对其当前和未来取值的影响，采用蒙特卡罗模拟1 000次计算出各脉冲响应函数的95%下的置信区间，因变量受到的脉冲影响如图1所示。

图1 脉冲响应函数结果

图1 中，横轴变量为滞后期数，影响时期设定为15期，因变量所受脉冲响应冲击用实线描述，95%的置信区间范围用虚线描述。绿色技术创新效率对其自身的冲击作用显著为正，但是随着期数的后移，冲击作用逐渐最终收敛于零刻度线；表明绿色技术创新效率具有较强的“惯性”依赖，而且这种现象不单是“技术锁定”效应造成的，还与科技创新和制度环境有很大关联。FDI与制度质量的交乘项对绿色技术创新效率的作用显著为正，在第一期达到峰值后逐渐下降，在第三期后振幅衰弱最后收敛于零刻度线，表明绿色技术创新效率明显受到FDI技术溢出和制度质量交互项的正向冲击，且随着东道国制度质量的提升，FDI的技术溢出效应会逐步出现或越来越强，对东道国绿色技术创新效率的正向促进作用随之出现或增加，再次验证假设1的成立。来自OFDI与制度质量的交乘项的外生冲击对绿色技术创新效率在第一期达到峰值后迅速下降并在第二期后逐渐恢复稳定，逐渐收敛于零，尽管波动较大，持续性较弱，但还是呈现正向促进特征，再次证明假设2的成立，即母国制度质量的提高，OFDI逆向技术溢出效应会逐步出现或逐渐增大，对母国绿色技术创新效率的正向促进作用亦随之出现或增加。对外贸易与制度质量的交乘项在第一期对绿色技术创新效率的正向冲击达到峰值，但在第二期转为负向冲击，此后逐渐围绕零轴以较小幅度波动，最后在第五期后转为收敛于零值；表明对外贸易如果没有稳定的制度质量环境，那么对外贸易逆向技术溢出必将受到制约，但整体来看，OFDI逆向技术溢出会通过制度质量对母国绿色技术创新效率产生影响，且随着母国制度质量的提高，OFDI逆向技术溢出效应会逐步出现或逐渐增大，对母国绿色技术创新效率的正向促进作用亦随之出现或增加，再次验证假设3的成立。

五、结论与启示

本文采用2006-2017年中国省际面板数据，首先使用全排列多边形图示指标法从政治、法律和经济三个方面构建制度质量综合性指标，其次运用空间C—H模型检验了多渠道下国际技术溢出对绿色技术创新效率的线性效应。结果表明，FDI国际技术溢出，对外贸易技术溢出对绿色技术创新效率作用显著为正，而OFDI逆向技术溢出对绿色技术创新效率的作用不显著。其次使用以制度质量为门槛变量测算三种国际技术溢出对绿色技术创新效率的非线性效应，其结果表明，三种国际技术溢出会通过制度质量对母国绿色技术创新效率产生影响，且随着母国制度质量的提高，多渠道技术溢出效应对母国绿色技术创新效率的正向促进作用亦随之增大。最后以脉冲响应函数检验结果的稳健性，发现三种技术溢出与制度质量的交互项对绿色技术创先效率的冲击作用为正，且随着期数的延长，最终趋于收敛，表明本文所得结果的稳健性。

鉴于以上研究得出的结论，本文为如何利用多渠道国际技术溢出提升绿色技术创新效率，提出如下建议：

第一，完善我国政治、法律和经济环境，建立以技术型为导向的FDI政策体系，提升技术型FDI利用效率，以国内强大的市场为背景，通过国内外技术市场竞争，促进我国企业进行技术创新。改革现有的人力资源管理和人才流动机制，提高地区人力资本水平，通过鼓励技术型人才的流动，充分发挥人才流动效应以带动技术广泛传播，从而提高FDI在我国的技术溢出程度。

第二，技术型OFDI的产生要有强大的人才和科研储备体系。因此，应提高科研与教育的投入，大力推行“人才强国”和“科教兴国”战略，促进本国技术水平的提升，为本国技术型OFDI创造良好条件。引导资本的流向，使其流入OFDI技术型企业，改善OFDI技术型企业融资环境；在资金区位选择上加大发达国家的投资力度，鼓励国内资本到发达国家寻求技术型投资，优化我国OFDI在国外的投资结构。在对外投资过程中，应推进企业的管理水平革新，为海外人才和先进技术反哺国内绿色技术创新创造条件。

第三，实施全方位开放政策，在“引进来”的同时，根据实际经济情况调整市场负面准入清单，在充分吸收相关技术和经验的基础上，扩大多边贸易交流，全面促进我国绿色技术创新效率。完善技术研发和知识产权保护体系，引致本国企业技术革新，加大以技术型导向的产业政策扶持力度，通过税收优惠和奖励政策鼓励企业走出国门。加大重点领域技术导向型产品的进口力度，拓宽国内外技术合作领域，鼓励本土企业对国外技术的学习、吸收和再创造，不断提高我国产品的技术附加值。