环境规制对城市绿色发展效率的影响——基于超效率EBM模型和系统GMM模型的实证分析

林丽梅，赖永波，谢锦龙，何秀玲

(1. 福建江夏学院 公共事务学院，福建 福州 350108；2. 福建农林大学 安溪茶学院，福建 安溪 362400；3. 福建农林大学 马克思主义学院，福建 福州 350002)

一、 问题的提出

党的十八届五中全会提出的绿色发展理念是新时代国民经济和社会发展的“主旋律”，提升绿色发展效率成为推动经济高质量发展的“金钥匙”。然而，当前我国正处于经济持续增长、工业化水平不断提高、城镇化急速推进的阶段，高增长、高耗能、高污染的行业仍是经济发展重要支撑产业[1]。2020年全国两会“部长通道”上，我国生态环境部部长黄润秋接受记者采访时表示，虽然“十三五”期间我国节能减排和环境保护工作取得较好成效，但环境质量的改善仍处于低水平提升，改善程度和状况与老百姓的期盼和美丽中国建设的目标还有很大差距，亟须创新和完善环境规制政策，助推绿色发展方式转变。事实上，我国在环境保护和节能减排方面制定了大量的环境规制政策，比如新修订的《新环境保护法》的实施、全国性碳排放交易市场启动等，这些环境规制政策能否以及如何提升绿色发展效率是值得深入探讨的问题，对于创新环境保护体制机制、实现经济和环境协调发展具有重要的参考价值。

对环境规制效应的研究，国内外学者主要聚焦其对技术创新、产业绩效以及全要素生产效率等的影响，形成三种观点。其一，从静态视角出发，传统观点认为在原有技术水平和生产需求保持不变的情况下，政府实施环境规制会提高企业的环境治理成本，挤占生产性投资和技术创新投入，从而降低企业生产率和经济绩效[2-3]。其二，从动态视角出发，基于波特等提出的“波特假说”，认为恰当的环境规制能够促使企业增加技术创新投资的动力，形成创新补偿作用，弥补甚至超过环境规制带来的合规成本[4]，从而达到环境绩效和经济绩效同时改进的双赢。其三，随着研究的深入，学者们逐渐发现环境规制的影响效应具有不确定性，张成等研究表明环境规制与企业技术创新、技术进步效率呈U型关系[5]，刘和旺等研究则认为环境规制与绿色全要素生产率符合倒U型关系[6]，而李斌等基于工业行业数据研究指出环境规制对绿色全要素生产率的影响存在三种门槛效应[7]。

近年来，部分学者开始着手研究环境规制与绿色发展的关系。他们多数采用DEA-SBM方法测算绿色创新效率、生态效率、绿色全要素生产率或绿色发展效率等绿色发展绩效，研究环境规制对经济发展和生态保护协调发展的影响效应。张长江等基于文献统计视角，研究发现围绕环境规制与绿色发展的研究内容、研究结论、研究方法以及研究对象呈现出多样性，尚未形成统一研究框架[8]。张小筠等关注环境规制对制造业绿色发展效率的影响，研究显示环境规制对制造业绿色发展的影响随着时间推移经历了由阻碍到促进的变化过程[1]；而张子龙等和李胜兰等测算省际生态效率，研究环境规制对其作用效应，得出环境规制对区域生态效率具有制约作用[9-10]。何爱平等研究则发现，环境规制对绿色发展效率具有显著的正向影响，在保护生态环境和促进经济高质量发展方面产生积极推动作用[11]。蔡乌赶等侧重探讨不同类型环境规制对绿色全要素生产率影响效应的差异性，发现市场激励型、自愿协议型环境规制对绿色全要素生产率的直接影响分别呈倒U形、U形关系，而命令控制型环境规制尚未直接影响绿色全要素生产率[12]。

综上所述，学术界围绕环境规制与绿色发展关系这一主题已开展丰富而深入的研究，为后续研究奠定了重要基础，不过仍存在以下待完善之处。第一，既有研究关于环境规制对绿色发展效率影响效应所得结论不尽一致，且缺乏对其作用机制的深入阐释。由于环境规制对绿色发展效率的作用具有多维性，可能并非完全直接作用于绿色发展，需深入挖掘其多维传导机制。第二，既有研究多聚焦于省与省之间，城市间环境规制与绿色发展效率关系的研究成果较为少见。城市间管理体制和政策既有相似性又有显著差异性，且存在一定的环境禀赋和经济基础差异，环境和经济协调发展的空间效应更明显，环境规制对绿色发展效率的关系也值得研究。第三，在绿色发展效率测度方法选择上，以非径向测算为基础的SBM(slack based measure)模型在测算过程中缺失了效率前沿投影值的原始比例信息，使得效率值存在失真可能，不仅如此，该方法也无法处理投入和产出变量同时具有径向和非径向特征的情形。

基于此，本文的边际贡献在于：第一，研究框架上，基于“波特假说”和环境库兹涅兹曲线等理论，考虑中国情境的适用性，从技术创新效应、要素替代效应和溢出示范效应等方面构建环境规制对绿色发展效率影响机理的理论框架，并利用面板数据进行实证检验，揭示环境规制对绿色发展效率的影响机理，形成对环境规制与绿色发展效率理论研究的重要补充。第二，研究对象上，以全国环保重点城市为研究对象，分析绿色发展效率的时序和区域变化，并探析环境规制对各区域城市绿色发展效率的差异化影响，为适时调整环境规制措施提供参考依据，并有效提升环保重点城市的示范效应。第三，研究方法上，将非期望产出纳入测算框架，选用包含径向与非径向两类距离函数的超效率EBM(epsilon-based measure)模型测度绿色发展效率，既能有效反映目标值与实际值之间的比例信息，又能反映个体投入或产出变量非径向部分的差异[13]；同时超效率模型还能进一步区分有效单元效率，使测量结果更为准确[14]。

二、 环境规制对城市绿色发展效率的影响机理

环境规制是政府对企业行为和决策进行管控的一种手段，通过将环境成本内部化的方法迫使污染企业为自己的行为负责，弱化企业以污染求发展的冲动。在城市绿色发展的中观视角下，环境规制作为外在的潜在约束，对绿色发展效率的影响直接体现在对经济主体的交易费用、生产成本、收益函数和管理效率等方面，这一影响将联动改变经济社会中生产要素配置结构和效率[10]。而环境规制质量或者契约密集度较高的国家、区域或者行业，通常具有较强的比较优势，并由比较优势促进整体绿色发展效率的提升。因此，环境规制可通过技术创新效应、要素替代效应和外溢示范效应等路径改变企业微观内部效率和宏观配置效率，从而间接地影响绿色发展效率。

1. 技术创新效应

环境规制对绿色发展效率的技术创新效应可分为“遵循成本效应”和“创新补偿效应”两阶段。短期来看，由于环境污染的弱可处置属性，当面临严格的环境规制时，企业在既定的生产技术条件下无法同时实现减排与增产，只能通过购置环保生产设备、购买污染排放配额或缩小产能[15]，而这些策略都会因遵从环境规制而产生“合规成本”[5]，导致其降低绿色技术创新投入，即环境规制引发的“遵循成本效应”。长期来看，企业将根据环境规制政策进行适应性调整，集中资源开发绿色技术和生产设备、优化生产工艺和改善组织管理等，增强产品的绿色科技含量，在此过程中，无法进行技术创新升级应对环境规制政策的企业将通过“优胜劣汰”退出市场，由此推动传统高能耗、高污染、高排放的产业创新驱动绿色转型升级，即环境规制引发的“创新补偿效应”。

2. 要素替代效应

环境规制，特别是市场激励型环境规制(资源税、排污费等)能够推进实现环境资源要素的市场化定价，使得要素价格准确反映其稀缺性、外部性和供求情况[12]。对此，在环境资源与其他生产要素的相对价格发生改变的情况下，市场主体为追求生产成本最小化，必然会减少环境资源等要素的消耗，用人力资本、绿色技术等要素替代环境资源要素，推动要素结构优化升级。在环境资源要素价格持续走高、人力资本投资不稳定与绿色技术要素长期高稳定回报的特征对比之下，市场主体将更倾向于进行绿色技术创新研发和推广应用来实现要素替代。因此，在成本约束条件下，环境规制能够激励传统产业加大绿色技术研发，优化要素结构，从而提高绿色发展效率。

3. 溢出示范效应

环境规制通过市场准入、技术标准和排放标准、污染税费、绿色产品认证等提高了对外商直接投资(FDI)的门槛，而FDI对绿色发展的影响机制包括规模效应、结构效应和技术示范效应。环境规制强度的变化将影响FDI的流入，进而改变其对绿色发展作用效应的大小和方向。首先，随着环境规制强度的增加，会导致外商投资企业增加“合规成本”，减少FDI的流入量，特别是高污染行业的流入比例，优化FDI的行业结构。其次，规模上看，环境规制可能会减少外商资本流入数量，产生“减量效应”，但就质量和结构而言，环境规制导致FDI流入规模减小的同时将有助于提高FDI流入质量，产生“提质效应”，从而有利于促进技术溢出，提高绿色发展效率。再次，FDI的结构优化将提高其对本土企业的技术示范效应，增加本土企业学习模仿外资企业绿色技术的机会，提高绿色发展效率。值得说明的是，环境规制的溢出示范效应还广泛存在于地区间，但由于地区间的技术溢出效应较难直接衡量，更难以选取同时适用于多样本、长时间区间的统一代理变量，因此，本文仅考虑外商投资的溢出效应。

三、 研究方法与数据来源

1. 研究方法

(1)超效率EBM模型

传统的DEA模型或SBM模型均不能处理投入变量和产出变量同时具有径向和非径向特征的情形，因此采用Tone等提出的EBM模型。该模型既能考虑目标值与实际值的径向比例，又能同时处理投入与产出要素之间的径向与非径向的松弛变动，增强了决策单元的相对可比性[13]。然而，当评价单元有多个投入和产出指标时，有效单元的数量也随之增加[16]，由于EBM模型测度的有效单元效率值同为1，难以进一步分析有效评价单元的效率差异，因此，Andersen等提出了超效率EBM模型[17]。超效率EBM模型的公式见式(1)。

(1)

由于把非期望产出纳入测算框架，因而需要把式(1)的超效率EBM模型扩展成基于非期望产出的、非导向的EBM模型[18]，见式(2)。

(2)

(2)系统GMM面板模型

由于环境规制对绿色发展的影响效应可能具有滞后性，上一期的绿色发展效率往往对下一期有一定影响，为确保模型估计的稳健性，需要将绿色发展效率的滞后项作为解释变量放入模型。但引入滞后项可能导致其所包含的个体效应与扰动项具有相关性，不仅如此，由于遗漏变量的存在可能导致残差项与解释变量具有内生性问题。因此，采用静态面板模型的估计结果是有偏的，本文采用动态系统GMM模型进行估计，构建的模型公式见式(3)。

式中：α、β、γ、δ为系数，i和t分别表示地市和年份，GDEit表示i地市t年的绿色发展效率，GDEi,t-1表示i地市滞后一期的绿色发展效率，ERIit表示i地市t年的环境规制强度，ZLit表示以万人专利授权数衡量的技术创新，YSit表示以单位能源劳动力数量衡量的要素结构，WSit表示外商直接投资水平，Xit表示所有控制变量的汇总，εit为随机误差项。

2. 数据来源与变量选取

由于拉萨数据缺失较多，本文选取2005—2018年全国112个环保重点城市的面板数据为样本，所涉及的各变量数据分别来自《中国环境年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》以及各省市历年统计年鉴、统计公报等。

(1)被解释变量：绿色发展效率(GDE)

与传统经济效率有所不同，绿色发展效率考虑了生产要素的非期望产出问题，将资源环境约束指标纳入分析，以期实现区域资源节约、环境友好与经济增长[9,19-21]。参照已有文献的做法，以能源消耗、劳动力和资本存量为投入指标，地区生产总值(GDP)为期望产出，工业生产过程中产生的“三废”即废水、二氧化硫和工业烟(粉)尘排放量为非期望产出。对各变量进行如下处理：固定资产在资本投入中所占比重最高，因此采用当年全社会固定资产投资额来衡量资本投入量(2005年为基期)，单位为亿元；选取当年年末全社会从业人员数来衡量劳动力投入，单位为万人；考虑到地区之间能源利用的结构差异和动态变化特征，采用全社会能源消耗来测度能源投入，单位为万吨标准煤；选择当年生产总值(GDP)来衡量期望产出(2005年为基期)，单位为亿元；通过熵值法计算工业废水、二氧化硫和工业烟(粉)尘三种污染物排放量综合值作为非期望产出。

(2)核心解释变量：环境规制强度(ERI)

目前我国环境规制手段以投资治理为主、征税收费为辅，污染治理投资是政府意愿的体现，能够在一定程度上反映投资型环境规制强度。据此，结合张华等[22]、原毅军等[23]学者的做法，采用工业污染治理投资额与工业增加值的比例测度环境规制强度(ERI)。同时，理论分析可知，环境规制对绿色发展效率可能具有非线性影响，因此，本文将环境规制一次项与二次项同时纳入模型。

(3)调节变量

根据理论分析，为验证环境规制引致的技术创新效应、要素替代效应和溢出示范效应，选取每万人专利授权数(ZL)、单位能源劳动力数量(YS)和外商直接投资额占GDP比重(WS)作为调节变量，考察其与环境规制的交互项对城市绿色发展效率的影响。其中，每万人专利授权数是从产出层面对技术创新效应的衡量[24]，虽其不是对绿色技术创新水平的直接体现，但在我国生态文明建设目标和环境保护战略引导下，社会各界的科技研发已形成极为显著的绿色环保导向。同时，参照蔡乌赶等做法选取单位能源劳动力数量和外商直接投资额占比作为要素替代效应和溢出示范效应的代理变量[12]，单位能源劳动力直接体现绿色发展过程中能源要素的集约化利用程度；外商直接投资额占比可一定程度上作为环境规制政策对资本数量和质量筛选的结果体现。

(4)控制变量

借鉴既有研究，从经济发展水平、城乡人口结构、绿色生活水平和产业结构四个方面选取控制变量，并分别通过人均GDP(2005年为基期)(ED)、城镇化率(PS)、每万人拥有公交车数量(GL)和第二产业产值占第三产业产值比重(IS)加以衡量。需要说明的是，依据环境库茨涅茨曲线理论，为了控制经济发展对绿色发展效率的综合影响，引入人均GDP的平方项来控制该指标可能带来的非线性影响。

四、 结果与分析

1. 城市绿色发展效率变化趋势及区域分析

我国总样本城市及分区域样本城市2005—2018年绿色发展效率的变化趋势如图1所示。由图1可知：2005—2018年，从总样本城市来看，我国绿色发展效率总体上呈W型变动，即先下降，后上升，再经略微下降后稳中有升。受全球金融危机影响，2005—2010年我国城市绿色发展效率持续下降，2011年迅速上升，之后虽有下降但幅度较小，直到2015年之后绿色发展效率基本呈现平稳发展。从区域样本城市来看，东部样本城市的绿色发展效率高于总样本城市平均水平，中部和西部低于平均水平，这可能是因为三大区域经济发展模式存在较大差异，东部主要依赖技术、资本等要素发展集约型产业，中西部地区更多依赖资源和投资拉动，资本主要集聚于工业产业，资本深化在一定程度上导致经济发展更依赖重工业，使得中西部的绿色发展效率明显低于东部地区。但从趋势变动上看，中部地区2006年之前高于西部地区，之后一直低于西部地区，2011年后基本呈现稳中有升的变动趋势。此外，从三大区域绿色发展效率的年均值差异化水平来看，中部地区差异较小，东部和西部地区差异较为明显。

图1 样本城市绿色发展效率的变化趋势

2. 环境规制对城市绿色发展效率的影响分析

为避免由于数据的非平稳性导致的虚假回归问题，采用ADF单位根检验法对模型中的所有变量进行检验，结果如表1所示。由表1可知：各序列均是平稳的。

表1 单位根检验结果

本文采用系统GMM估计方法，以滞后二到五阶的绿色发展效率为工具变量，论证环境规制对绿色发展效率的影响，结果如表2所示。由表2可知：四个模型均通过工具变量的检验。其中AR(1)和AR(2)检验结果表明，残差项只存在一阶序列相关性，不存在二阶自相关。Sargan统计量的p值均大于0.1,说明工具变量是有效的。

表2 环境规制对城市绿色发展效率的估计结果

续表

表2模型估计结果显示，滞后一期的绿色发展效率在所有模型中均通过了1%水平的正向显著性检验，表明上一期绿色发展效率与本期绿色发展效率正向相关，证实了绿色发展效率在时序上的确具有“惯性”，绿色发展效率的改善是一个持续积累的调整过程。模型(1)的估计结果显示环境规制一次项对绿色发展效率具有显著负向影响，而模型(2)显示环境规制二次项对绿色发展效率具有显著正向影响，这表明环境规制与绿色发展效率之间存在U型变动关系，即当环境规制强度较低时，会抑制绿色发展，随着环境规制强度的持续提高，环境规制的影响效应由阻碍转变为促进。经计算，环境规制影响效应转变的拐点出现在1.486 2，之后持续加大环境规制强度，可以发挥其对绿色发展的促进效应。

模型(3)估计结果显示以万人专利授权数衡量的技术创新水平对绿色发展效率具有显著的正向影响，说明加快技术创新是提升绿色发展效率的重要途径。以单位能源从业人员衡量的要素结构对绿色发展效率具有显著的正向影响，说明降低能源投入、实现人力资本对能源的替代对于提升绿色发展效率具有促进作用。外商直接投资对绿色发展效率具有显著的正向影响，表明外商投资对绿色发展具有技术溢出和示范效应，加大引入外商投资有助于提升绿色发展效率。

模型(4)是加入了环境规制与技术创新、要素结构和外商投资各变量交互项的估计结果。环境规制与技术创新的交互项在5%水平上通过了显著性检验，且作用方向为负，表明环境规制的“遵循成本效应”大于“创新补偿效应”，这与上述环境规制仍然处于拐点左侧的结果相呼应。在环境规制强度较弱的情况下，环境规制对企业市场竞争力尚未产生较大影响，为了确保短期利润，企业会选择通过强化末端治理投资以达到“合规”排放，而尚未发挥促进企业技术创新和扩散的作用。环境规制与要素结构的交互项在5%水平上通过了显著性检验，且作用方向为正，表明环境规制能够倒逼要素结构优化升级，从而提升绿色发展效率。随着价格改革进程的不断推进，能源价格一定程度上能够反映稀缺性和环境成本，从而有助于企业弱化对能源的依赖性，而强化劳动力等要素对能源的替代性。环境规制与外商直接投资的交互项在5%水平上通过了显著性检验，且作用方向为正，表明环境规制不仅减少了外商投资流入数量，更为突出的影响是它同时也提升外商投资质量，即“提质效应”大于“减量效应”，由此进一步促进了本土企业对绿色创新技术的消化吸收。

控制变量中，经济发展水平一次项、二次项对绿色发展效率分别具有显著负、正向影响，表明经济发展水平与绿色发展效率呈现U型关系，随着经济发展水平的提高，绿色发展效率呈现先下降后上升的变动过程。由于绿色发展效率可以理解为经济发展过程中环境代价的反向指标，所以上述变动关系实质上刚好符合环境库兹涅茨曲线规律。城镇化水平对绿色发展效率具有显著正向影响，这与王兵等[24]的研究结论一致。人口向城镇地区转移不仅能够增加对服务业低污染产业的消费需求，而且可以通过共享公共服务，提高环境和资源的集约化利用水平，进而提升绿色发展效率。绿色生活方式与绿色发展效率具有正向变动关系，但未通过显著性检验，可能是因为所采用的绿色生活表征方式过于单一、未能完整体现绿色消费水平。第二产业与第三产业产值比重衡量的产业结构对绿色发展效率具有显著负向影响，说明提高第三产业产值、促进产业结构优化有助于提升绿色发展效率。

3. 分区域检验

由于不同区域城市在资源禀赋和经济发展基础方面存在较大差异，城市样本总体的回归分析可能会掩盖地区差异，因此对东、中、西部样本城市进行分组回归，考察环境规制对不同区域城市绿色发展效率的差异性影响，结果如表3所示。由表3可知：环境规制对不同区域城市绿色发展效率的影响效应仍然呈现U型变动。东、西部地区的技术创新、要素结构、外商投资对绿色发展效率的影响效应与全样本检验结果一致且显著；中部地区的技术创新和要素结构的检验结果与全样本一致，但外商投资的检验结果不显著，可能的原因是：面临高压的环境规制政策，高能耗、高污染的外商投资正在向中部地区转移，出现“污染天堂”效应。就东部地区而言，环境规制与要素结构、外商直接投资交互项的检验结果都显著，且与全样本检验结果一致，但环境规制与技术创新交互项的检验结果与全样本相反，影响方向为正，表明东部地区技术创新效应表现为“创新补偿效应”大于“遵循成本效应”。就中、西部地区而言，环境规制与外商直接投资的交互项检验结果与全样本相反，影响方向为负向，表明外商投资在中西部地区的作用效应表现为“减量效应”大于“提质效应”。由此表明，环境规制对绿色发展效率的影响确实具有技术创新效应、要素替代效应和技术溢出效应，但是在不同区域的不同经济发展阶段，作用效应的具体表现有所差异。

表3 分区域的实证检验结果

五、 主要结论与政策建议

本文基于2005—2018年全国112个环保重点城市的面板数据，借助超效率EBM模型测算绿色发展效率，建立动态面板数据GMM模型分析环境规制对城市绿色发展效率的影响，并验证这一影响效应的具体传导机制。结果发现：首先，2005—2018年样本城市绿色发展效率呈现W型变动关系，且存在一定的区域差异，东部样本城市绿色发展效率明显高于中、西部。十八届三中全会之后，我国环境政策逐步迈向复合型治理阶段，环境规制手段更加丰富，各区域城市绿色发展效率的差距也更加凸显，亟须根据区域性的产业特点、要素禀赋和规制依赖性制定相适宜的规制政策。其次，环境规制强度与绿色发展效率呈现U型关系，即当环境规制强度较弱时绿色发展效率相对较低，但当环境规制强度跨过“拐点”后，绿色发展效率将随环境规制强度的增加而提高。再次，环境规制通过技术创新效应、要素替代效应和溢出示范效应对绿色发展效率产生间接影响，其中，技术创新的影响具体表现为“遵循成本效应”大于“创新补偿效应”，要素替代的影响表现为要素结构优化的促进作用，溢出示范的影响则表现为外资技术的“减量效应”大于“提质效应”。最后，环境规制对绿色发展效率的影响在我国不同区域的不同经济发展阶段有所差异。

基于以上结论，本文提出以下几点政策建议。

首先，强化环境规制力度和规制方式的精准性。环境规制与绿色发展效率呈现由阻碍到促进的U型转变过程，且当前环境规制水平尚处于“拐点”的左边，意味着当前环境规制力度还有待加强，还未发挥促进绿色发展效率的作用。因此，未来需要持续强化环境规制力度，跨越“拐点”，促使企业由末端治理转变为寻求环保技术创新，发挥“创新补偿效应”。此外，不同区域城市的环境规制作用机制存在一定差异，应注重根据实际情况提高环境规制方式的适应性。东部城市可更多采用市场激励型规制手段，如碳交易、绿色金融和生态补偿等政策激励企业实现自主治理；中、西部城市则可更多依靠行政性规制措施引导淘汰高污染、高能耗的产业，促使产业结构调整优化，同时要严格防范东部地区“污染转移”问题。

其次，加快完善环境治理和生态保护的市场化机制。生产要素结构优化对城市绿色发展效率的积极促进作用在于当前需通过价格机制进一步体现自然资源和生态环境的稀缺性，从而推动绿色发展的市场信号体系和体现生态环境价值的制度体系的建立，因此需要充分发挥市场在资源与环境价值实现中的配置作用。一方面，推动构建完善企业主体权责配置机制和资源环境价格形成机制，将环境损害成本和修复效益真正纳入价格机制，推动绿色发展。另一方面，通过推动生态系统服务价值核算制度和探索公共资源交易市场建设等措施着力优化交易市场环境和完善市场体系，真正体现资源与环境市场价值，并促使自然资源与环境要素和其他市场要素共同进入市场，开展公平、竞争、有序的市场资源配置[25]。

最后，制定科学合理的外资引进政策，优化外资结构。在适当的环境规制水平下，提升外商直接投资的“质量”能够有效促进绿色发展，未来应以提升和优化外资结构为目标调整外资引进政策。一是通过提高FDI流入的环境门槛，筛选高质量的外资企业，改善外资结构，提高对绿色产业、高技术产业外资的引进比重。二是以带动本土企业的技术创新进步为重点，有计划地引进外资，既要考虑外资的规模，也要重视外资的质量，大力发展技术密集型产业，同时鼓励FDI向高新技术产业和环保型产业流动，尽可能地提高外资企业对本土企业的创新溢出效应。三是外商直接投资的引进和约束策略应该考虑地区和行业差异性，结合当地的经济、研发资本、人力资本、社会发展的需求，制定具有针对性的引进政策。