1.雙向直接投資影響綠色發(fā)展效率的實(shí)證分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u3953雙向直接投資影響綠色發(fā)展效率的實(shí)證分析案例 1197991.1研究設(shè)計(jì) 1162091.1.1作用機(jī)理與研究假設(shè) 190441.1.2計(jì)量模型設(shè)定與變量說明 2211611.1.3描述性統(tǒng)計(jì) 5222711.2實(shí)證結(jié)果 7260291.2.1基準(zhǔn)分析 7119031.2.2穩(wěn)健性檢驗(yàn) 8239721.3異質(zhì)性分析 9150601.4機(jī)制檢驗(yàn) 1033521.1.1人力資本提升效應(yīng) 1171051.1.2對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)效應(yīng) 141.1研究設(shè)計(jì)1.1.1作用機(jī)理與研究假設(shè)外商直接投資對(duì)綠色發(fā)展效率的影響具有不確定性。一方面，以高端服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為代表的外資企業(yè)的進(jìn)入，促進(jìn)了本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（龔新蜀等，2018），帶動(dòng)上游本土企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)以適應(yīng)外資企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)和需求，并給下游本土企業(yè)帶來清潔綠色管理理念和生產(chǎn)技術(shù)服務(wù)，從而提升綠色發(fā)展效率；同時(shí)，外資企業(yè)的進(jìn)入給本土企業(yè)帶來技術(shù)溢出效應(yīng)，通過與外資企業(yè)間的人才、信息、產(chǎn)品間的流動(dòng)，本土企業(yè)積極獲取綠色知識(shí)溢出（周亮等，2019），學(xué)習(xí)先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，從而提高綠色生產(chǎn)能力；此外，外資企業(yè)的進(jìn)入使得國內(nèi)市場的競爭更加激烈，技術(shù)水平較低的企業(yè)會(huì)退出市場，而技術(shù)水平較高企業(yè)在競爭壓力下不斷提高綠色技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)中國綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。另一方面，部分地方政府在引進(jìn)外資時(shí)放寬準(zhǔn)入門檻，偏向外資企業(yè)規(guī)模數(shù)量，使得國外淘汰落后產(chǎn)能進(jìn)入本國，以致污染型外資企業(yè)在本國大量集聚以延續(xù)生命周期，外資企業(yè)的環(huán)境污染效應(yīng)明顯，導(dǎo)致污染擴(kuò)散從而降低綠色發(fā)展效率；同時(shí)，外商企業(yè)的進(jìn)入使得本土企業(yè)多從事勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，技術(shù)含量較低，位于價(jià)值鏈底端（岳書敬等，2015），阻礙綠色發(fā)展效率的提高。對(duì)外直接投資也從正反兩個(gè)方向影響了綠色發(fā)展效率：一是正面影響，逆梯度對(duì)外直接投資有助于獲得發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)，通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)助推中國經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展，而通過順梯度對(duì)外直接投資可以將重污染、高能耗的工業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移給發(fā)展中國家，減少本國資源消耗和污染排放（彭繼增等，2020），從而促進(jìn)綠色發(fā)展效率提高；二是負(fù)面影響，對(duì)外直接投資活動(dòng)會(huì)帶來本土產(chǎn)業(yè)的“空心化”效應(yīng)，使得國內(nèi)某些傳統(tǒng)工業(yè)部門和較為特殊的高技術(shù)部門不斷萎縮（杜鵬等，2002），阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，且過度對(duì)外投資會(huì)導(dǎo)致母國資本外流，跨國公司籌措FDI的資金擠掉部分母國國內(nèi)投資，從而減少國內(nèi)用于綠色發(fā)展的資本，對(duì)國內(nèi)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生消極影響。基于此，本文提出如下假說：H1：雙向直接投資對(duì)綠色發(fā)展效率具有顯著影響。1.1.2計(jì)量模型設(shè)定與變量說明為了從實(shí)證角度驗(yàn)證雙向直接投資是否影響區(qū)域綠色發(fā)展效率，本文使用30*16的平衡面板數(shù)據(jù)，利用Stata軟件進(jìn)行計(jì)量分析。為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定是否合理，首先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示P值均小于0.01，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型和混合OLS模型，選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)和解釋變量相關(guān)（陳強(qiáng)，2014），減少因遺漏變量導(dǎo)致的誤差。因此，本文采用固定效應(yīng)模型，在省際層面聚類，為減少時(shí)間變動(dòng)和個(gè)體體異質(zhì)性特征對(duì)結(jié)果造成的誤差，進(jìn)一步加入年份控制變量并控制省份固定效應(yīng)，雙向固定效應(yīng)模型設(shè)定如下。GDEit=β其中下標(biāo)i表示省份（i=1,2,……,30）,t表示時(shí)間。因變量GDEitit代表省市i在t年的綠色發(fā)展效率。核心解釋變量FDIit為反映省市i在t年的實(shí)際利用外商直接投資總額，OFDIit為反映省市i在t年的對(duì)外直接投資存量。Xct'系對(duì)中國區(qū)域綠色發(fā)展效率產(chǎn)生影響的各省市特征向量，參考文獻(xiàn)選取四個(gè)省際宏觀特征為控制變量以分離其對(duì)綠色發(fā)展效率的影響，包括環(huán)境規(guī)制（eregit）、政府支出（govit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（isrit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化（iss為了與前文保持一致，本文選取2004-2019年中國30個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，因數(shù)據(jù)可得性原因，不含西藏、港、澳、臺(tái)地區(qū)，原始數(shù)據(jù)均來自于歷年的《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口統(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》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量的構(gòu)建方法和數(shù)據(jù)來源如表4-1所示，對(duì)相關(guān)變量的具體說明如下。（1）綠色發(fā)展效率（GDEit）：被解釋變量。綠色發(fā)展效率作為被解釋變量，使用第四章的測度結(jié)果，以2004-2019年中國30個(gè)省市自治區(qū)為研究樣本，借助考慮非期望產(chǎn)出的Super-SBM模型，投入要素選擇勞動(dòng)力、資本、能源、技術(shù)投入，期望產(chǎn)出為實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，并將工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水、一般工業(yè)固體廢棄物排放造成的環(huán)境污染以非期望產(chǎn)出指標(biāo)納入計(jì)算，以實(shí)現(xiàn)對(duì)區(qū)域（2）外商直接投資水平（FDIit）：核心解釋變量。采用實(shí)際利用外商直接投資總額，以年平均匯率統(tǒng)一換算為人民幣，并（3）對(duì)外直接投資水平（OFDIit）：核心解釋變量。采用對(duì)外直接投資存量，以年平均匯率統(tǒng)一換算為人民幣，并（4）控制變量。參考已有相關(guān)文獻(xiàn)，選取以下指標(biāo)作為控制變量：①環(huán)境規(guī)制（eregit）：部分學(xué)者的研究證明環(huán)境規(guī)制的存在會(huì)倒逼企業(yè)在生產(chǎn)過程中重視環(huán)境保護(hù)，從而正向提高了綠色發(fā)展效率（謝秋皓和楊高升，2019；黃磊和吳傳清，2019）。也有研究表明，由于環(huán)境規(guī)制的存在，企業(yè)花費(fèi)更多成本用于處理污染物，導(dǎo)致用于生產(chǎn)的資本相應(yīng)減少，阻礙技術(shù)創(chuàng)新甚至降低產(chǎn)出，抑制綠色發(fā)展效率（李雪和曾宇航，2020）。本文參考任曉松等（2020）、郝壽義和張永恒（2016）等學(xué)者的做法，將包括工業(yè)廢水、工業(yè)煙塵及工業(yè)二氧化硫在內(nèi)的污染物②政府支出（govit）：政府支出是開展宏觀調(diào)控、阻止市場失靈的關(guān)鍵措施，保障了③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（isrit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化（issit）：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)反映了產(chǎn)業(yè)是否協(xié)調(diào)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指數(shù)則衡量了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。周亮等（2019）、吳傳清和黃磊（2018）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與綠色發(fā)展效率呈正相關(guān)關(guān)系，也有學(xué)者證明其負(fù)向抑制了綠色發(fā)展效率的提升（謝秋皓和楊高升，2019；李雪和曾宇航對(duì)于如何衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，本文參考干春暉等（2011）的做法，采用其定義的泰爾指數(shù)，通過計(jì)算各產(chǎn)業(yè)在整體經(jīng)濟(jì)中的地位來規(guī)避對(duì)絕對(duì)值的度量，其計(jì)算公式如下： （4-2）對(duì)于如何衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，本文借鑒賈敬全和殷李松（2015）的方法，計(jì)算第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比，其公式如下： （4-3）表4-1變量設(shè)定類別變量字符測度方法因變量綠色發(fā)展效率gde通過Super-SBM方法計(jì)算得出核心解釋變量OFDIlnofdi各省市各年對(duì)外直接投資存量（對(duì)數(shù)）FDIlnfdi各省市各年外商直接投資總額（對(duì)數(shù)）控制變量環(huán)境規(guī)制ereg將工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量通過權(quán)重和標(biāo)準(zhǔn)化的乘積計(jì)算得出政府支出gov各年當(dāng)?shù)匾话愎差A(yù)算支出占GDP的比重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化isr采用泰爾指數(shù)計(jì)算得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化iss各年第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比1.1.3描述性統(tǒng)計(jì)圖4-1反映了2004至2019年間中國30個(gè)省市自治區(qū)對(duì)外直接投資存量的時(shí)間演變趨勢?？砂l(fā)現(xiàn)全部省市的對(duì)外直接投資存量在樣本期內(nèi)均呈現(xiàn)上升趨勢，值得注意的是，上海、北京、廣東、浙江等東部發(fā)達(dá)地區(qū)的對(duì)外直接投資存量保持在較高水平，貴州、青海、湖北等內(nèi)陸地區(qū)有較大提升，全球化背景下對(duì)外直接投資活動(dòng)的重要性日益凸顯，被各地區(qū)所重視。圖4-2則反映了2004至2019年間中國30個(gè)省市自治區(qū)外商直接投資的時(shí)間演變趨勢?？捎^察到各省市外商直接投資總額的變化趨勢相對(duì)復(fù)雜，上海、北京、山東、廣東、江蘇、浙江等東部地區(qū)平穩(wěn)保持在較高水平，山西、貴州、重慶等地區(qū)呈波動(dòng)式增長，而青海、遼寧等地區(qū)在近些年則出現(xiàn)下滑傾向，呈現(xiàn)出外商直接投資的地區(qū)偏好，這對(duì)我國各省市的綠色發(fā)展可能產(chǎn)生影響。圖4-1中國30省市OFDI的時(shí)間變化（2004-2019年）圖4-2中國30省市FDI的時(shí)間變化（2004-2019年）表4-2報(bào)告了全國30個(gè)省市自治區(qū)在2004-2019年間主要回歸變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。PanelA顯示因變量綠色發(fā)展效率（gdeit）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.174且最小值為0.389、最大值為1.09，PanelB中核心解釋變量對(duì)外直接投資（lnofdiit）標(biāo)準(zhǔn)差為0.987且最小值為0.93、最大值為6.12，核心解釋變量外商直接投資（lnfdiit）標(biāo)準(zhǔn)差為0.725且最小值為1.47、最大值為5.35，這印證了中國各地區(qū)綠色發(fā)展效率、雙向直接投資發(fā)展不平衡的特征。PanelC中的控制變量環(huán)境規(guī)制（eregit）、政府支出（govit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（isr表4-2基本統(tǒng)計(jì)量變量觀察值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值PanelA：因變量gde4800.7060.1740.3891.09PanelB：核心自變量ofdi（百萬人民幣）48053971.11146382.248.441325991.8fdi（百萬人民幣）48043383.5647261.4729.49225728.66PanelC：控制變量ereg4800.5340.52902.585gov48023.28611.38.85100isr4801.0440.3560.2512.468iss4801.1760.6360.5275.2341.2實(shí)證結(jié)果1.2.1基準(zhǔn)分析表4-3VIF檢驗(yàn)結(jié)果變量VIF1/VIFlnfdi3.6780.272isr2.5530.392lnofdi2.2820.438gov2.1570.464iss1.6280.614ereg1.5070.663MeanVIF2.301.若數(shù)據(jù)存在多重共線性，將影響本實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，本文先通過檢驗(yàn)得到方差膨脹因子（VIF,VarianceInflationFactor），結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本文所用變量數(shù)據(jù)的VIF值均遠(yuǎn)低于10，故不存在多重共線性。表4-4報(bào)告了采用雙向固定效應(yīng)模型并在省級(jí)層面聚類獲得的基準(zhǔn)結(jié)果，A-1為僅考慮省份個(gè)體效應(yīng)的一元回歸，結(jié)果顯示核心解釋變量lnfdiit系數(shù)為正但不顯著，另一核心解釋變量lnofdiit系數(shù)為0.101且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，說明OFDI能夠促進(jìn)綠色發(fā)展效率增長，初步驗(yàn)證了中國各省份的對(duì)外直接投資對(duì)各地區(qū)綠色發(fā)展效率的提高有促進(jìn)作用。但該模型施加控制較少，且R-squared值相對(duì)較低，故在A-2到A-5中依次加入控制各省市的環(huán)境規(guī)制（eregit）、政府支出（govit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（isrit表4-4雙向FDI與中國區(qū)域綠色發(fā)展效率變量因變量:gdeA-1A-2A-3A-4A-5lnofdi0.101***0.101***0.140***0.114***0.101***(0.021)(0.021)(0.027)(0.028)(0.029)lnfdi0.0580.0630.0540.0620.067**(0.047)(0.047)(0.038)(0.037)(0.033)ereg0.0490.0510.0360.040(0.031)(0.031)(0.030)(0.032)gov-0.007*-0.007-0.006(0.004)(0.004)(0.004)isr-0.196***-0.149**(0.049)(0.048)iss0.073(0.064)年度效應(yīng)否否否否是個(gè)體效應(yīng)是是是是是觀察值480480480480480省份數(shù)3030303030R-squared0.4530.4580.5080.5450.566說明：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為ｔ值對(duì)應(yīng)的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別為1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著水平,所有觀測樣本均在省級(jí)層面聚類。重點(diǎn)觀察控制最嚴(yán)格的A-5結(jié)果，可知雙向直接投資對(duì)各地區(qū)的綠色發(fā)展效率提升的促進(jìn)作用較為明顯。具體來說，各省市的對(duì)外直接投資、外商直接投資每提升1單位，地區(qū)綠色發(fā)展效率分別平均增加0.101、0.067單位，且分別在1%、5%的水平上顯著。除此之外，控制變量isrit1.2.2穩(wěn)健性檢驗(yàn)穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以選擇更換變量、更改計(jì)量方法等方式。首先，由于在面板數(shù)據(jù)模型中截面或時(shí)間殘差項(xiàng)可能相關(guān)，從而使得標(biāo)準(zhǔn)差有偏。本文所有的回歸模型均采用了省級(jí)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，允許了組內(nèi)個(gè)體的干擾項(xiàng)之間存在相關(guān)性和不同組之間個(gè)體的干擾項(xiàng)之間彼此不相關(guān)，從而使得估計(jì)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差更為有效。表4-5雙向FDI與綠色發(fā)展效率（穩(wěn)健性檢驗(yàn)）變量因變量:gde2A-1A-2A-3A-4A-5lnofdi0.099***0.098***0.140***0.110***0.097***(0.021)(0.021)(0.137)(0.028)(0.028)lnfdi0.0610.0660.0540.065*0.070**(0.048)(0.048)(0.058)(0.038)(0.038)ereg0.0480.0510.0340.039(0.031)(0.050)(0.030)(0.032)gs-0.007*-0.007*-0.006*(0.004)(0.004)(0.004)isr-0.204***-0.158**(0.051)(0.065)iss0.071(0.046)年度效應(yīng)否否否否是個(gè)體效應(yīng)是是是是是觀察值480480480480480省份數(shù)3030303030R-squared0.4570.4620.5110.5520.574說明：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為ｔ值對(duì)應(yīng)的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別為1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著水平,所有觀測樣本均在省級(jí)層面聚類。其次，為確保實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健可靠，進(jìn)一步用Super-SBM規(guī)模報(bào)酬不變投入角度方法（OrientedIC）重新計(jì)算綠色發(fā)展效率（gde2it），替代非角度模型的計(jì)算結(jié)果，對(duì)以上模型進(jìn)行再度回歸?；鶞?zhǔn)分析結(jié)果如表4-5所示，新模型結(jié)果中變量顯著性與原有結(jié)果一致，雙向直接投資1.3異質(zhì)性分析根據(jù)前文研究結(jié)果可得出雙向直接投資促進(jìn)了城市綠色發(fā)展效率提升的結(jié)論，但不同城市在資源稟賦方面存在差異，其區(qū)位特征也會(huì)存在差距。因此，本文將30個(gè)省市自治區(qū)按所處經(jīng)濟(jì)區(qū)位，劃分為西部經(jīng)濟(jì)帶、東部經(jīng)濟(jì)帶、中部經(jīng)濟(jì)帶，進(jìn)行分組回歸，進(jìn)一步考察雙向直接投資對(duì)區(qū)域綠色發(fā)展效率的差異性影響。表4-6雙向FDI與各區(qū)域綠色發(fā)展效率變量因變量:gdeA-1A-2A-3A-4全國東部經(jīng)濟(jì)帶中部經(jīng)濟(jì)帶西部經(jīng)濟(jì)帶lnofdi0.101***0.116**0.204***0.097(0.029)(0.041)(0.026)(0.053)lnfdi0.067**0.035-0.138*0.149***(0.033)(0.074)(0.063)(0.034)ereg0.0400.0050.0200.090(0.032)(0.042)(0.033)(0.107)gov-0.006-0.020**-0.011**-0.005(0.004)(0.008)(0.005)(0.005)isr-0.149**-0.075-0.009-0.187**(0.048)(0.132)(0.118)(0.072)iss0.0730.145***0.168*0.086(0.064)(0.044)(0.081)(0.081)年度效應(yīng)是是是是個(gè)體效應(yīng)是是是是觀察值480192144144省份數(shù)301299R-squared0.5660.5970.7150.659說明：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為ｔ值對(duì)應(yīng)的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別為1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著水平,所有觀測樣本均在省級(jí)層面聚類。表4-6報(bào)告了雙向直接投資與各區(qū)域綠色發(fā)展效率的實(shí)證結(jié)果，A-1為全國樣本，A-2、A-3、A-4分別為東部經(jīng)濟(jì)帶、中部經(jīng)濟(jì)帶、西部經(jīng)濟(jì)帶的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)雙向直接投資對(duì)綠色發(fā)展效率的促進(jìn)作用在各地區(qū)存在差異。具體來說，對(duì)外直接投資的綠色發(fā)展效率提升效應(yīng)在東部經(jīng)濟(jì)帶（A-2）、中部經(jīng)濟(jì)帶（A-3）正顯著，且西部經(jīng)濟(jì)帶系數(shù)為0.204且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，提升效應(yīng)高于全國樣本和東部經(jīng)濟(jì)帶，而在西部經(jīng)濟(jì)帶（A-4）系數(shù)為正但不顯著，其促進(jìn)效應(yīng)不明顯。另外，外商直接投資的綠色發(fā)展效率提升效應(yīng)在西部經(jīng)濟(jì)帶（A-4）表現(xiàn)明顯，系數(shù)為0.149且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著；在東部經(jīng)濟(jì)帶（A-2）表現(xiàn)較弱；而中部經(jīng)濟(jì)帶（A-3）系數(shù)為負(fù)且在10%的水平上顯著，表明外商直接投資抑制了中部地區(qū)綠色發(fā)展效率的提高。1.4機(jī)制檢驗(yàn)已有研究證實(shí)了外商直接投資可能通過競爭擠占效應(yīng)使得國內(nèi)市場競爭更加激烈，使得本土企業(yè)進(jìn)入技術(shù)含量較低的價(jià)值鏈底端,從而導(dǎo)致綠色發(fā)展效率下降（岳書敬等，2015）；也可能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)（龔新蜀等，2018）、技術(shù)溢出效應(yīng)（周亮等，2019）等渠道,促進(jìn)本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，吸收先進(jìn)科學(xué)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，提升本國綠色生產(chǎn)能力。另一方面，對(duì)外直接投資通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)（Piperopoulosetal.,2017；HeadandRies,2002）、污染轉(zhuǎn)移效應(yīng)（彭繼增等，2020）等渠道，獲得東道國先進(jìn)技術(shù)和管理資源，并轉(zhuǎn)移本國高污染產(chǎn)業(yè)，從而影響綠色發(fā)展效率。參考和歸納已有文獻(xiàn)關(guān)于雙向直接投資影響綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制分析，在此基礎(chǔ)上，本文將進(jìn)一步檢驗(yàn)雙向直接投資能否通過影響人力資本水平和貿(mào)易水平間接帶動(dòng)綠色發(fā)展效率的提升。1.1.1人力資本提升效應(yīng)（一）理論分析與研究假設(shè)外商直接投資對(duì)人力資本水平的影響可從企業(yè)層面及個(gè)人層面進(jìn)行分析。在企業(yè)層面，第一，外資企業(yè)的進(jìn)入加劇了我國市場的競爭程度，迫使本土企業(yè)增加人力資本投入，提升勞動(dòng)力素質(zhì)，以增強(qiáng)企業(yè)競爭優(yōu)勢；第二，外商投資者在我國建立新的企業(yè)，并通過產(chǎn)業(yè)嵌入建立起上下游產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)系，直接和間接創(chuàng)造了新的就業(yè)機(jī)會(huì)，提升了我國整體就業(yè)水平；第三，外資企業(yè)帶來的知識(shí)與技術(shù)溢出效應(yīng)是本土企業(yè)掌握先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的重要來源，本土企業(yè)通過對(duì)技術(shù)、知識(shí)外溢的模仿創(chuàng)新，增強(qiáng)產(chǎn)品競爭力，提升本土人員的知識(shí)技能，從而提升了人力資本水平。另一方面，外資企業(yè)進(jìn)入東道國，也可能會(huì)憑借雄厚的資金和管理優(yōu)勢，挖走本土企業(yè)的優(yōu)秀人才，搶占市場份額，使得本土企業(yè)在競爭中處于劣勢；同時(shí)，外商直接投資對(duì)本土就業(yè)會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，在東道國建立的外資企業(yè)可能采用機(jī)器替代人工的生產(chǎn)方式，并精簡組織機(jī)構(gòu)，從而對(duì)人力資本需求產(chǎn)生負(fù)向影響。在個(gè)人層面，外商直接投資主要通過促進(jìn)教育和培訓(xùn)溢出兩個(gè)途徑發(fā)揮作用（馬衍軍，2005）。第一，外資企業(yè)進(jìn)入會(huì)增加對(duì)高技術(shù)人才的需求，短期勞動(dòng)供給剛性，導(dǎo)致高技術(shù)勞動(dòng)力工資上漲，從而激勵(lì)更多勞動(dòng)者主動(dòng)接受教育（陳浩和劉葆金，2007），提升整體人力資本水平；第二，跨國公司通常會(huì)對(duì)東道國本土員工進(jìn)行培訓(xùn)，并向本土合作企業(yè)提供技術(shù)咨詢和相應(yīng)培訓(xùn)，東道國勞動(dòng)者借此機(jī)會(huì)學(xué)習(xí)工作所需的先進(jìn)技術(shù)，從而提高了整體人力資本水平。對(duì)外直接投資則通過以下途徑影響國內(nèi)的人力資本水平。第一，向發(fā)達(dá)國家開展逆梯度OFDI可以產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，中國企業(yè)與東道國企業(yè)或海外大學(xué)、科研院所合作，共同提升創(chuàng)新能力和高端人才素質(zhì)水平；第二，對(duì)外直接投資可促進(jìn)國內(nèi)外人才交流，通過將子公司高素質(zhì)員工派遣回母公司或?qū)⒛腹締T工派遣到子公司，促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的交流，從而提升素質(zhì)水平；第三，對(duì)發(fā)展中國家的直接投資活動(dòng)亦可提升母國勞動(dòng)力水平，中國跨國企業(yè)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)國家投資建立工廠，利用當(dāng)?shù)亓畠r(jià)勞動(dòng)力和資源，將低技能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出去，使得母國公司轉(zhuǎn)向高端價(jià)值練，企業(yè)員工出于工作需要，通過“干中學(xué)”效應(yīng)獲得高端技術(shù)，從而促進(jìn)母國人力資本水平提升。人力資本影響綠色發(fā)展效率的途徑主要為引進(jìn)外來清潔技術(shù)和革新內(nèi)部清潔技術(shù)兩方面（趙領(lǐng)娣等，2016）。在外部技術(shù)引進(jìn)方面，人力資本水平與企業(yè)的吸收能力相關(guān)（Fu,2008），能加快消化和模仿外來先進(jìn)清潔技術(shù)，打破外來技術(shù)的吸收的門檻，促進(jìn)其推廣利用程度，推進(jìn)本土企業(yè)更新綠色生產(chǎn)方式，從而提高綠色生產(chǎn)效率。在內(nèi)部技術(shù)革新方面，人力資本水平的提高和高素質(zhì)人才的聚集有助于本地區(qū)綠色清潔技術(shù)的開發(fā)和革新，從而建立持續(xù)可靠的技術(shù)更新體系，降低對(duì)外國先進(jìn)技術(shù)的依賴程度，促進(jìn)綠色發(fā)展效率的提高?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f。H2：雙向直接投資通過影響人力資本水平間接帶動(dòng)綠色發(fā)展效率的提升。模型設(shè)定與變量選取本文借鑒BaronandKenny（1986）的方法，采用分步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。前文公式4-1完成了中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一個(gè)步驟，因此還需要在上文研究的基礎(chǔ)上，增加公式4-4和4-5，模型如下所示。GDEit=βhcit=βGDEit=β人力資本效應(yīng)的代理變量為人力資本水平hcit，借鑒BarroandLee（2001；2013）的做法，結(jié)合中國的教育年限設(shè)定情況和相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒統(tǒng)計(jì)指標(biāo)變化情況，本文將勞動(dòng)者的受教育層次劃分為小學(xué)、初中、高中、大專及以上、大專、本科、研究生、中職、高職，將教育年限分別設(shè)為6年、9年、12年、16年、15年、16年、19年、12年、15年，以不同教育年限勞動(dòng)力占比為權(quán)重，得出就業(yè)人員的平均受教育年限（年），作為人力資本水平（hcit）hci=p其中，pi1、pi2、pi3、pi4、pi5、pi6、pi7、p檢驗(yàn)結(jié)果人力資本效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)的逐步回歸結(jié)果如表4-7所示，A-1為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，即外商直接投資和對(duì)外直接投資皆顯著促進(jìn)了綠色發(fā)展效率的提升。A-2顯示對(duì)外直接投資lnofdiit的系數(shù)為正且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，證明對(duì)外直接投資活動(dòng)可有效提升地區(qū)的人力資本水平，且對(duì)外直接投資每提升1單位，地區(qū)人力資本水平平均增加0.71單位；而外商直接投資lnfdiit的系數(shù)不顯著，根據(jù)中介檢驗(yàn)原理，需采用其他方法進(jìn)一步驗(yàn)證其是否存在中介效應(yīng)。A-3加入自變量hcit，相較于A-1，對(duì)外直接投資lnofdiit系數(shù)變小且不顯著，hcit的系數(shù)為0.089且在1%的水平上顯著，即表4-7人力資本效應(yīng)（機(jī)制檢驗(yàn)1）變量因變量:gdeA-1A-2A-3gdehcgdelnofdi0.101***0.710***0.038(0.029)(0.061)(0.039)lnfdi0.067**-0.0720.073**(0.033)(0.085)(0.031)hc0.089***(0.025)ereg0.040-0.0680.047(0.032)(0.089)(0.034)g-0.0060.017***-0.008*(0.004)(0.006)(0.004)isr-0.149**-0.191-0.132**(0.048)(0.243)(0.062)iss0.0730.205**0.055(0.064)(0.069)(0.045)年度效應(yīng)是是是個(gè)體效應(yīng)是是是觀察值480480480省份數(shù)303030R-squared0.5660.8480.607說明：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為ｔ值對(duì)應(yīng)的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別為1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著水平,所有觀測樣本均在省級(jí)層面聚類。隨后進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，迭代系數(shù)為200，結(jié)果如表4-8所示。觀察檢驗(yàn)結(jié)果在95%的置信區(qū)間下是否包含0，可得出中介效應(yīng)是否存在的結(jié)論。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人力資本的中介效應(yīng)均存在。因此，在對(duì)外直接投資影響綠色發(fā)展效率的過程中存在人力資本的中介效應(yīng)，與上文逐步回歸法得出的結(jié)論吻合；人力資本在外商直接投資影響綠色發(fā)展效率的過程中亦發(fā)揮了中介效應(yīng)，外商直接投資通過提高人力資本水平進(jìn)而促進(jìn)了綠色發(fā)展效率的提高。表4-8Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果項(xiàng)ObservedcoefficientPNormal?based95%ervallnofdiit→hcit0.0880.0000.0630.114lnfdiit→hcit0.0820.0000.0440.01191.1.2對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)效應(yīng)（一）理論分析與研究假設(shè)直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括替代論與互補(bǔ)論。（1）直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)FDI的出口創(chuàng)造效應(yīng)：第一，外國投資者在東道國投資建廠，為東道國帶來了額外的資本、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)以及更好的營銷戰(zhàn)略（Pacheco-López,2005），促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)函數(shù)的升級(jí)，東道企業(yè)在使用先進(jìn)設(shè)備和先進(jìn)技術(shù)之后產(chǎn)量增加，滿足國內(nèi)需求外仍有剩余轉(zhuǎn)而向第三國出口，使得原本的進(jìn)口部門轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹诓块T，促進(jìn)了東道國出口增加；第二，外國投資者利用東道國廉價(jià)勞動(dòng)力、土地等資源，在當(dāng)?shù)亟⑸a(chǎn)工廠，產(chǎn)品返銷回投資母國或出口到產(chǎn)業(yè)鏈下游的其他國家，增加了東道國的出口規(guī)模；第三，跨國企業(yè)通常具有壟斷優(yōu)勢，如雄厚的資金或強(qiáng)大的品牌效應(yīng)、市場營銷能力、信息獲取能力（CrespoandFontoura,2007）等，東道國企業(yè)將自身比較優(yōu)勢與跨國公司壟斷優(yōu)勢相結(jié)合，能夠極大帶動(dòng)國內(nèi)優(yōu)勢部門企業(yè)的出口；第四，外資企業(yè)的進(jìn)入加劇了市場競爭，提升了市場活躍度，東道國本土企業(yè)若能充分吸收外資企業(yè)的技術(shù)溢出，提升產(chǎn)品服務(wù)質(zhì)量，長遠(yuǎn)來看有利于出口的增加。FDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)：第一，跨國公司在我國境內(nèi)投資建廠，為滿足國際市場對(duì)產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)一要求、保證自身產(chǎn)品質(zhì)量，或處于保護(hù)商業(yè)機(jī)密的角度需要進(jìn)行公司內(nèi)部貿(mào)易，從投資母國或者其他子公司進(jìn)口生產(chǎn)所需的原材料、基礎(chǔ)零部件、中間產(chǎn)品或成套設(shè)備等，從而擴(kuò)大了東道國貿(mào)易進(jìn)口；第二，外商投資企業(yè)的進(jìn)入帶來了技術(shù)溢出，東道國本土企業(yè)為了提升自身競爭力、追趕外資企業(yè)發(fā)展程度，對(duì)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、生產(chǎn)設(shè)備等的需求增加，催生了進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)。OFDI的出口創(chuàng)造效應(yīng)：資源尋求型OFDI為滿足我國對(duì)能源與礦產(chǎn)的需求，海外子公司需進(jìn)行資源開發(fā)工作，母國國內(nèi)已具備成熟的生產(chǎn)流程和技術(shù)人員，按照邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)化可直接使用，因此能夠帶動(dòng)我國生產(chǎn)設(shè)備、零部件等出口到東道國，產(chǎn)生了出口創(chuàng)造效應(yīng)。OFDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)：效率尋求型OFDI企業(yè)為了降低生產(chǎn)成本，在具有廉價(jià)勞動(dòng)力或土地租金的東道國投資建立子公司，海外子公司生產(chǎn)的產(chǎn)品會(huì)進(jìn)一步返銷回母國市場，促進(jìn)母國進(jìn)口增加；資源尋求型OFDI企業(yè)的動(dòng)機(jī)為獲取更多的自然資源，在東道國所得資源經(jīng)過加工后返銷回母國，用于國內(nèi)生產(chǎn)，從而增加了母國的進(jìn)口。（2）直接投資的貿(mào)易替代效應(yīng)FDI的出口替代效應(yīng)：在外資流入前，東道國企業(yè)主要業(yè)務(wù)為原材料或資源的出口，在外資企業(yè)進(jìn)入后，原本直接出口的原材料在國內(nèi)經(jīng)過加工或裝配后制成半成品或者成品再出口。加工貿(mào)易過程減少了原材料和資源的出口，若制成品在國內(nèi)消化或部分出口銷往國外，則會(huì)導(dǎo)致東道國出口量的減少。FDI的進(jìn)口替代效應(yīng)：外資企業(yè)在東道國投資建廠，將部分原本需要從母國進(jìn)口的商品的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到東道國，導(dǎo)致東道國進(jìn)口減少，形成進(jìn)口替代。同時(shí)，若外商投資企業(yè)生產(chǎn)所需的原材料或中間產(chǎn)品在東道國國內(nèi)可找到替代品時(shí)，外資企業(yè)會(huì)放棄進(jìn)口而使用替代品，從而使東道國進(jìn)口減少。OFDI的出口替代效應(yīng)：投資母國為了規(guī)避貿(mào)易壁壘或節(jié)約成本，在東道國當(dāng)?shù)亟⒆庸旧a(chǎn)產(chǎn)品，由此銷往消費(fèi)市場國或出口至第三國，通過對(duì)外直接投資活動(dòng)將出口型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外，使得投資替代了母國產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致母國出口貿(mào)易減少，產(chǎn)生出口替代效應(yīng)。同時(shí)，東道國企業(yè)吸收跨國公司的技術(shù)溢出，提高當(dāng)?shù)厥袌錾a(chǎn)水平，將會(huì)進(jìn)一步抑制母國同類產(chǎn)品的出口。OFDI的進(jìn)口替代效應(yīng)：對(duì)于加工貿(mào)易企業(yè)，海外生產(chǎn)基地的建立使得原本國內(nèi)生產(chǎn)過程轉(zhuǎn)移到海外，母國對(duì)生產(chǎn)原材料的需求也相應(yīng)轉(zhuǎn)移到東道國，從而減少了母國的進(jìn)口。對(duì)于技術(shù)尋求型企業(yè)，在國內(nèi)技術(shù)通過逆向技術(shù)溢出取得成果，母國對(duì)于技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口會(huì)相對(duì)較少，轉(zhuǎn)而獲取或自行研發(fā)核心生產(chǎn)技術(shù)，從而也一定程度上減少了母國的進(jìn)口。對(duì)外貿(mào)易與綠色發(fā)展效率之間的關(guān)系尚未有定論。就中國的實(shí)際情況而言，目前我國已進(jìn)入環(huán)境庫茲涅茨曲線轉(zhuǎn)折期（張曉，1999），對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，也助力了我國環(huán)境狀況的改善（楊海生等，2005），助推環(huán)境質(zhì)量的改善（占華和于津平，2015；李光龍和張