畢克新，楊朝均，黃 平

(1.哈爾濱工程大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，黑龍江哈爾濱150001;2.哈爾濱理工大學(xué)管理學(xué)院，黑龍江哈爾濱150080)

一、引言

改革開放以來，制造業(yè)對我國生產(chǎn)力的提高、社會財富的積累和人民生活條件的改善等方面做出了巨大的貢獻，是推動我國經(jīng)濟社會快速發(fā)展的最主要力量之一。但我國制造業(yè)以規(guī)模擴張為主的外延式發(fā)展模式，在推動經(jīng)濟發(fā)展的同時也帶來巨大的環(huán)境污染問題，是我國環(huán)境污染的最大污染源。解決我國制造業(yè)快速發(fā)展和環(huán)境污染這一矛盾的有效手段就是綠色工藝創(chuàng)新。所謂綠色工藝創(chuàng)新，是指為減少產(chǎn)品生產(chǎn)所帶來的環(huán)境污染而進行的創(chuàng)新活動，包括以降低污染物產(chǎn)生為目的清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和以減少已產(chǎn)生污染物排放為目的的末端治理技術(shù)創(chuàng)新兩個方面［1］。通過清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新，改進現(xiàn)有的或使用更先進的生產(chǎn)工藝和治理技術(shù)，不僅能從源頭上削減污染物的產(chǎn)生，還能進一步減少污染物的最終排放量。

在開放經(jīng)濟系統(tǒng)中，一個產(chǎn)業(yè)或企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高主要源于自主創(chuàng)新和國際技術(shù)溢出［2］。隨著我國改革開放的全面推進和全球經(jīng)濟發(fā)展的日益融合，外商直接投資(FDI)的大量進入對我國制造業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響。一方面，F(xiàn)DI作為資本和技術(shù)要素國際流動的綜合體，對我國制造業(yè)的工藝創(chuàng)新起到了顯著的影響，促進了制造業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進步。另一方面，F(xiàn)DI的進入加劇了我國制造業(yè)對環(huán)境的污染，尤其是我國追求極度壓縮過程并迅速顯示結(jié)果的引資動機，加大了我國制造業(yè)成為“臟”企業(yè)的“污染避難所”的可能性。

因此，研究FDI對我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的影響，對于我國制造業(yè)通過制定合理的引資政策，在避免成為跨國公司“污染避難所”的同時，利用FDI提升我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新水平以解決我國制造業(yè)環(huán)境污染問題，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧

自創(chuàng)新理論提出以來，大量文獻研究了FDI對東道國創(chuàng)新的影響。在理論研究中，F(xiàn)DI通過示范效應(yīng)、人員培訓(xùn)效應(yīng)、競爭效應(yīng)以及關(guān)聯(lián)效應(yīng)等渠道對東道國創(chuàng)新產(chǎn)生影響的作用機制，已經(jīng)得到了大多數(shù)學(xué)者的認同。在實證研究中，大量文獻驗證了上述作用機制的存在性，但關(guān)于FDI對東道國創(chuàng)新的影響效果還存在爭議。王紅領(lǐng)(2006)等人梳理現(xiàn)有相關(guān)文獻后認為存在三種不同的觀點:促進論、抑制論和雙刃劍論［3］。與FDI對東道國創(chuàng)新影響相似，本文在梳理FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新影響的相關(guān)文獻后發(fā)現(xiàn)，同樣存在促進論、抑制論和雙刃劍論3種觀點。

(一)促進論的觀點

促進論的觀點認為，F(xiàn)DI對東道國創(chuàng)新產(chǎn)生了積極的影響。首先，F(xiàn)DI企業(yè)的研發(fā)活動直接提高了東道國的創(chuàng)新能力，跨國研發(fā)機構(gòu)的設(shè)立不僅增加了東道國的研發(fā)資金投入［4］，也有助于當?shù)匮邪l(fā)人力資本的開發(fā);其次，F(xiàn)DI的進入增加了內(nèi)資企業(yè)獲取先進知識和信息的機會，并通過“干中學(xué)”、“看中學(xué)”進行模仿創(chuàng)新，甚至二次創(chuàng)新［5-7］;再次，F(xiàn)DI的進入加劇了東道國市場的競爭，迫使內(nèi)資企業(yè)增加研發(fā)投入，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，以避免在競爭中處于劣勢地位。此外，由于前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)的存在，使東道國企業(yè)必須增強自身的創(chuàng)新能力，提高技術(shù)水平，以滿足上游外資企業(yè)的技術(shù)要求;而通過后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，內(nèi)資企業(yè)在利用外資企業(yè)的產(chǎn)品時，可以獲取固化在產(chǎn)品中的先進技術(shù)［8］，從而提高內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。

FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新存在積極影響的研究認為:FDI是向發(fā)展中國家傳播環(huán)境友好技術(shù)的載體，在帶來資金的同時，也帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗。更重要的是，他們遵循全球統(tǒng)一的生產(chǎn)標準和環(huán)境標準，為東道國的企業(yè)樹立了良好的榜樣。Eskeland和Harrisonb(2003)認為，外資企業(yè)一般使用比當?shù)仄髽I(yè)更加環(huán)境友好的生產(chǎn)技術(shù)和污染處理技術(shù)［9］，使東道國有機會獲得清潔生產(chǎn)技術(shù)，并迫使東道國對現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)過程進行“清洗”，從而提高東道國的環(huán)境技術(shù)水平［10］。張學(xué)剛(2010)認為，F(xiàn)DI的進入不僅帶來環(huán)境技術(shù)水平的提高，同時能誘致環(huán)境技術(shù)的擴散［11］，而這種擴散可能發(fā)生在產(chǎn)業(yè)內(nèi)同一部門，也可能發(fā)生在上下游關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)間［12］。

(二)抑制論的觀點

抑制論的觀點認為FDI對東道國創(chuàng)新產(chǎn)生了消極的影響。Kokko(1994)認為，當技術(shù)差距較大時，沒任何證據(jù)證明FDI對東道國的技術(shù)進步發(fā)揮作用［13］。而外資企業(yè)憑借技術(shù)優(yōu)勢和先進的管理經(jīng)驗，擠占內(nèi)資企業(yè)的市場份額，抑制市場競爭，對內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)投資存在擠出效應(yīng)［14-15］;并且外資企業(yè)較好的工資待遇會引起東道國研發(fā)人才的流失，從而導(dǎo)致東道國研發(fā)投入不足，對研發(fā)能力產(chǎn)生負面的效應(yīng)［16-18］。此外，F(xiàn)DI的進入增強了東道國的技術(shù)依賴性，降低東道國自主創(chuàng)新的積極性。

在FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新存在抑制效應(yīng)的研究中，馬麗(2003)認為，一些發(fā)展中國家和地區(qū)不惜以犧牲環(huán)境為代價吸引FDI，這種對FDI的惡性競爭導(dǎo)致該地區(qū)環(huán)境標準下降與環(huán)境質(zhì)量惡化［19］。而由于這些國家較低的環(huán)境管制水平，使FDI面臨使用更低廉技術(shù)的誘惑，它們可能會將一些過時、有害的技術(shù)轉(zhuǎn)移給當?shù)?，制約當?shù)貒业木G色技術(shù)進步［20］。Andonova(2003)通過對歐洲中東部企業(yè)級數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與清潔生產(chǎn)技術(shù)的采用不存在必然的關(guān)系［21］。

(三)雙刃劍論的觀點

雙刃劍論的觀點認為FDI不是單純的促進或抑制了東道國的創(chuàng)新，而是兩者的綜合體。如前文所述，F(xiàn)DI的進入既可能增加了東道國的研發(fā)資金投入和有利于研發(fā)人才的開發(fā)，從而促進了東道國創(chuàng)新，但同時也有可能擠出了內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)投入，而且高技術(shù)的FDI對內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動可能具有替代效應(yīng)［22］，從而抑制了東道國創(chuàng)新。FDI技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)和東道國的吸收能力是對于雙刃劍觀點最好的解釋，只有當東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定的門檻或具有一定的吸收能力時，F(xiàn)DI才能促進東道國的技術(shù)創(chuàng)新，否則FDI對東道國的技術(shù)創(chuàng)新無法產(chǎn)生影響，甚至有時會抑制東道國的技術(shù)創(chuàng)新。

FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新同樣存在雙刃劍的影響。Albornoz(2009)采用企業(yè)層數(shù)據(jù)進行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對東道國的環(huán)境技術(shù)產(chǎn)生了比較顯著的垂直溢出效應(yīng)，但水平溢出效應(yīng)并不顯著［23］。在 Albornoz(2009)的研究基礎(chǔ)上，陳媛媛等(2010)將環(huán)境技術(shù)分解為清潔生產(chǎn)技術(shù)和末端治理技術(shù)進行了進一步研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI水平溢出對兩種技術(shù)的影響都為正，垂直溢出對末端治理技術(shù)的影響不顯著，而對清潔生產(chǎn)技術(shù)的影響存在前向鏈接為正、后向鏈接為負的溢出效應(yīng)［24］。而 Chudnovsky和 Pupato(2005)則認為，雖然外資企業(yè)要比國內(nèi)企業(yè)更傾向于采用代表先進環(huán)境技術(shù)的環(huán)境管理系統(tǒng)，但只有當國內(nèi)企業(yè)具有一定的吸收能力時才能產(chǎn)生正向的溢出［25］。與此相似，宋馬林(2010)等人也認為，F(xiàn)DI對東道國綠色創(chuàng)新的影響存在條件，從而提出了包含環(huán)境因素在內(nèi)的“綜合門檻效應(yīng)”，并運用省際面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI僅對跨過“門檻”的省份的經(jīng)濟進步和環(huán)境進步有積極的作用［26］。

綜上所述，關(guān)于FDI對東道國創(chuàng)新影響的研究已經(jīng)取得了較多的成果，但在FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新影響方面的研究相對薄弱，且現(xiàn)有相關(guān)文獻大多從總體的角度研究了FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新的影響，缺乏FDI對東道國清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新影響的研究。雖然陳媛媛(2010)在清潔生產(chǎn)技術(shù)和末端治理技術(shù)方面做了嘗試性的研究，但也僅研究了FDI對清潔生產(chǎn)技術(shù)和末端治理技術(shù)的間接影響，忽略了FDI對這兩種綠色工藝創(chuàng)新的直接影響。鑒于此，本文將在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，運用面板數(shù)據(jù)模型，研究FDI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新的直接影響和間接影響，并進一步分析FDI對兩種綠色工藝創(chuàng)新的綜合影響。

三、模型設(shè)計、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)計

從投入產(chǎn)出的角度來看，工藝創(chuàng)新實質(zhì)上指的是投入要素與產(chǎn)出產(chǎn)品之間的數(shù)量關(guān)系，如在產(chǎn)出不變的情況下投入更少。綠色工藝創(chuàng)新活動與工藝創(chuàng)新活動在本質(zhì)上是一致的，不同之處在于，綠色工藝創(chuàng)新在考慮投入要素與產(chǎn)出產(chǎn)品之間的數(shù)量關(guān)系的同時，更注重考慮投入要素與環(huán)境產(chǎn)出物之間的數(shù)量關(guān)系。如果將綠色工藝創(chuàng)新活動看做一項生產(chǎn)活動，則可借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式表示綠色工藝創(chuàng)新的投入產(chǎn)出關(guān)系。基于此，本為認為綠色工藝創(chuàng)新的投入產(chǎn)出關(guān)系可以用下面的式子表示:

其中，Y表示綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)出，K表示綠色工藝創(chuàng)新資金投入，L表示綠色工藝創(chuàng)新人力投入，A表示影響綠色工藝創(chuàng)新的其他因素。

在一個開放的系統(tǒng)中，影響綠色工藝創(chuàng)新的其他因素包括很多方面，如FDI、政府環(huán)境政策、創(chuàng)新環(huán)境等，為了使研究的針對性更強，這些因素中我們僅考慮FDI對綠色工藝創(chuàng)新的影響。因此，A=A0·FDIθ，并帶入公式(1)可得:

FDI作為一種國際資本流動方式，對東道國綠色工藝創(chuàng)新的影響包括直接影響和間接影響兩個方面。直接影響主要表現(xiàn)為FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新的貢獻，即FDI作為創(chuàng)新資金投入直接參與東道國的綠色工藝創(chuàng)新;間接影響主要表現(xiàn)為FDI對東道國綠色工藝創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。因此，F(xiàn)DIθ=FDISγ·FDIDη，并帶入公式(2)可得:

其中，F(xiàn)DID表示FDI的直接影響，F(xiàn)DIS表示FDI的間接影響，即溢出效應(yīng)。由于FDI的直接效應(yīng)主要通過FDI的資本要素功能來體現(xiàn)，即FDI作為一種資本投入要素直接促進東道國的綠色工藝創(chuàng)新水平的提高，因此，公式(3)變?yōu)?

其中，KF表示FDI綠色工藝創(chuàng)新資金投入，也表示FDI的直接效應(yīng);KN表示內(nèi)資綠色工藝創(chuàng)新資金投入。

對公式(4)兩邊取對數(shù)，得到本文分析FDI對我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新影響的計量模型:

因此，F(xiàn)DI對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新影響的計量模型分別為:

其中，CTI表示清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，ETI表示末端治理技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。下標i和t分別表示所選行業(yè)和年份，ck表示截距項，εitk表示整個回歸方程的誤差項。系數(shù)ηk、γk分別度量FDI的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的結(jié)果，F(xiàn)DI對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新的綜合影響效果由系數(shù)ηk、γk共同決定。FDI對綠色工藝創(chuàng)新的綜合影響θk的計算公式為:

(二)變量選擇

(1)綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)出變量(CTI、ETI)。綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)出變量包括清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(CTI)和末端治理技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(ETI)。借鑒Copeland和Taylor(2003)用污染排放強度表征環(huán)境技術(shù)的思想［27］，本文用污染產(chǎn)生強度、污染排放率來分別表示清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新。污染產(chǎn)生強度即每單位產(chǎn)值所產(chǎn)生的污染量，等于污染產(chǎn)生量與行業(yè)總產(chǎn)值的比值。污染排放率等于污染排放量與污染產(chǎn)生量的比值。這兩種表征方式均反向的表示了清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新。即清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新水平越高，則污染物產(chǎn)生強度越低;末端治理技術(shù)創(chuàng)新水平越高，則污染排放率越低。

(2)綠色工藝創(chuàng)新資金投入變量(KF、KN)。本文所指的綠色工藝創(chuàng)新資金投入主要包括R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出和技術(shù)改造經(jīng)費投入兩個方面。簡單來講，制造業(yè)工藝創(chuàng)新是指引入一種新的生產(chǎn)工藝、設(shè)備或?qū)ΜF(xiàn)有生產(chǎn)工藝設(shè)備的改進，可以通過外生性的技術(shù)改造和內(nèi)生性自主工藝創(chuàng)新兩種途徑實現(xiàn)。自主工藝創(chuàng)新是指企業(yè)通過自主研發(fā)改進現(xiàn)有生產(chǎn)工藝設(shè)備或采用一種全新的工藝設(shè)備，是提高制造業(yè)內(nèi)生性工藝創(chuàng)新水平的主要手段。技術(shù)改造是指采用先進的、適用的新技術(shù)、新工藝、新設(shè)備、新材料等對現(xiàn)有設(shè)施、生產(chǎn)工藝條件進行的改造，是制造業(yè)工藝創(chuàng)新的一種主要形式。在技術(shù)改造過程中，企業(yè)可以通過購買先進的工藝設(shè)備促進外生性工藝創(chuàng)新水平的提高;同時，由于制造業(yè)工藝創(chuàng)新往往依賴于現(xiàn)有生產(chǎn)工藝設(shè)備發(fā)生，技術(shù)改造所引入的先進設(shè)備為自主工藝創(chuàng)新提供了更高的工藝設(shè)備基礎(chǔ)，有利于自主工藝創(chuàng)新水平的提高。技術(shù)改造經(jīng)費投入不僅可以衡量工藝創(chuàng)新的財力投入，也通過資金的形式反映了工藝創(chuàng)新的物力投入。因此，R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費之和能很好的衡量工藝創(chuàng)新的資金投入。此外，由于制造業(yè)工藝創(chuàng)新的目的不僅在于降低生產(chǎn)成本和提高生產(chǎn)效率，也在于降低能源消耗和污染物的產(chǎn)生。鑒于此，本文選用R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費投入之和來衡量綠色工藝創(chuàng)新資金投入。

(3)綠色工藝創(chuàng)新人力投入變量(L)。創(chuàng)新人員是影響創(chuàng)新水平的重要因素，大多數(shù)創(chuàng)新研究中采用研發(fā)人員來衡量創(chuàng)新人力投入，其中研發(fā)人員全時當量是最常用的指標之一。但由于統(tǒng)計口徑的關(guān)系，目前尚未有針對綠色工藝R＆D人力投入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，給綠色工藝創(chuàng)新測度的相關(guān)研究帶來了較大困難。本文認為，在技術(shù)創(chuàng)新中過程中，工藝創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新是兩種無法割裂的要素［28］，工藝創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新往往相互伴隨發(fā)生。同時，一項工藝創(chuàng)新活動在帶來經(jīng)濟績效增加的同時，也能引起環(huán)境績效的變化。因此，本文認為，R＆D人力投入對綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)出具有較大的影響，可以在很大程度上衡量綠色工藝創(chuàng)新的人力投入。鑒于此，本文選用研發(fā)人員全時當量來衡量綠色工藝創(chuàng)新人力投入。

(4)FDI溢出效應(yīng)變量(FDIS)。本文選擇FDI參與程度作為 FDI溢出效應(yīng)的衡量指標。Caves(1974)認為，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)是通過FDI所在行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)的勞動生產(chǎn)率或勞動效率與該行業(yè)FDI的參與程度的關(guān)系來體現(xiàn)的［29］，因此，F(xiàn)DI參與程度常常被作為衡量FDI與東道國創(chuàng)新關(guān)系的重要指標。但在如何度量FDI參與程度的問題上卻存在一定爭議。常用于表示FDI參與程度的變量主要包括:行業(yè)員工總量中外資企業(yè)員工所占比例［30］，行業(yè)市場總銷售中外資企業(yè)銷售所占比例［31］，F(xiàn)DI企業(yè)資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)的比重［32］等。但這些變量要么僅反映了FDI的資金參與情況，要么僅反映FDI的人員參與程度，都無法很好的綜合衡量FDI的參與程度。因此，本文選擇用FDI企業(yè)人均銷售與行業(yè)人均銷售的比值來表示FDI的參與程度。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文實證研究采用了27個制造行業(yè)2003-2009年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于2004-2005年《中國科技活動統(tǒng)計年鑒》、2006-2010年《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計資料》和2004-2010年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。工業(yè)總產(chǎn)值、創(chuàng)新相關(guān)等數(shù)據(jù)來源于《中國科技活動統(tǒng)計年鑒》、《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計資料》，環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》?？紤]到數(shù)據(jù)的連貫性，本文選擇工業(yè)廢水的數(shù)據(jù)作為衡量清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和末端治理技術(shù)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)。上述大部分變量的數(shù)據(jù)非直接通過查年鑒得出，而是通過計算處理得出。在行業(yè)選擇方面，由于行業(yè)劃分標準的不一致，本文剔除了“工藝品及其他制造業(yè)”、“廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)”兩個行業(yè)，同時由于“煙草制品業(yè)”的外資企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)投入數(shù)據(jù)不連貫，為保持論文分析的準確性，“煙草制品業(yè)”被剔除，本文最終選擇了27個制造行業(yè)。

四、FDI對我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新影響的實證分析

(一)面板數(shù)據(jù)模型的選擇

在進行面板數(shù)據(jù)參數(shù)估計之前，首先要選擇正確的面板數(shù)據(jù)模型形式，以避免參數(shù)估計的結(jié)果存在較大偏差。面板數(shù)據(jù)模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型3種。在面板數(shù)據(jù)模型形式的選擇方法上，本文采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后用Hausman檢驗確定應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。本文采用Eviews6.0進行F檢驗和Hausman檢驗。檢驗結(jié)果如表1和表2所示。

表1 F檢驗結(jié)果

表2 Hausman檢驗結(jié)果

根據(jù)F檢驗的結(jié)果可以看出，清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新的P值均小于0.10，拒絕建立混合效應(yīng)模型，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)模型。

從表2看出，清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的H檢驗值小于0.10，拒絕建立建立個體隨機效應(yīng)模型，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)模型。而末端治理技術(shù)創(chuàng)新的H檢驗值為0.9868，接受建立個體隨機效應(yīng)模型。

因此，本文運用個體固定效應(yīng)模型對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新進行回歸分析，運用個體隨機效應(yīng)模型對末端治理技術(shù)創(chuàng)新進行回歸分析。

(二)實證分析與結(jié)果討論

運用Eviews6.0對計量模型進行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。模型(1)、模型(3)是未考慮FDI溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果，模型(2)、模型(4)是加入FDI溢出效應(yīng)變量的回歸結(jié)果。為了突出重點，本文刪除了常數(shù)項的估計值。

表3 回歸結(jié)果

(1)綠色工藝創(chuàng)新資金投入變量(KF、KN)。從表3中可以看出，創(chuàng)新資金投入變量(KF、KN)在清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新中的回歸系數(shù)為負，這說明創(chuàng)新資金投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新都產(chǎn)生了正向的影響，但對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的影響并未通過顯著性檢驗。創(chuàng)新資金投入對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的影響要大于對末端治理技術(shù)創(chuàng)新的影響。如模型(2)、模型(4)中內(nèi)資創(chuàng)新資金投入變量的回歸系數(shù)所示，每提高1個百分點的創(chuàng)新資金投入，污染產(chǎn)生強度將降低0.5439個百分點，而污染排放率僅降低0.0057個百分點。

此外，通過對比內(nèi)外資創(chuàng)新資金投入變量發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資創(chuàng)新資金投入變量的回歸系數(shù)值均要大于FDI創(chuàng)新資金投入變量的回歸系數(shù)值，這說明內(nèi)資創(chuàng)新資金投入對兩種綠色工藝創(chuàng)新的影響均要高于FDI創(chuàng)新資金投入帶來的影響。如模型(2)、模型(4)所示，每增加1個百分點的內(nèi)資創(chuàng)新資金投入，污染產(chǎn)生強度和污染治理率將分別下降0.5439和0.0057個百分點;而每增加1個百分點的FDI創(chuàng)新資金投入，污染產(chǎn)生強度和污染治理率將分別下降0.0109和0.0047個百分點。內(nèi)資創(chuàng)新資金投入和FDI創(chuàng)新資金投入對兩種綠色工藝創(chuàng)新影響之比為分別為49.9∶1和1.21∶1，這說明內(nèi)資企業(yè)在推動我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新水平提升的過程中，尤其在清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新方面，起到了遠遠大于FDI的作用。因此，在通過綠色工藝創(chuàng)新解決我國制造業(yè)環(huán)境污染問題的過程中，應(yīng)加強對內(nèi)資企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新活動的引導(dǎo)和支持。

(2)綠色工藝創(chuàng)新人力投入變量(L)。從表3中可以看出，創(chuàng)新人力投入變量(L)在模型(1)、模型(2)中的回歸系數(shù)為負數(shù)，說明創(chuàng)新人力投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了正向的影響，且有很好的顯著性。而創(chuàng)新人力投入變量(L)在模型(3)中的回歸系數(shù)為負，在模型(4)中的回歸系數(shù)為正，說明由于FDI溢出效應(yīng)的存在，擠出了我國制造業(yè)末端治理技術(shù)創(chuàng)新的人力投入，不利于末端治理技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，但這種擠出效應(yīng)并未通過顯著性檢驗。

(3)綠色工藝創(chuàng)新投入變量(KF、KN、L)。分別對比模型(1)、模型(3)和模型(2)、模型(4)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入變量(KF、KN、L)在清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新中的回歸系數(shù)絕對值均要大于末端治理技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)絕對值，這說明創(chuàng)新投入對前者的影響大于后者。存在這種差異的主要原因可能在于清潔生產(chǎn)技術(shù)和末端治理技術(shù)的性質(zhì)不同。清潔生產(chǎn)技術(shù)為“粘著型”技術(shù)，與生產(chǎn)流程技術(shù)緊密相關(guān)，清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新主要是通過對現(xiàn)有生產(chǎn)工藝進行改進或采用更先進的生產(chǎn)工藝，以達到提高產(chǎn)品質(zhì)量、降低生產(chǎn)成本、解決生產(chǎn)工藝瓶頸、預(yù)防環(huán)境污染等目的，因此，清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新不僅僅能帶來環(huán)境績效的改善，同時在更大程度上會帶來經(jīng)濟績效的提高。而末端治理技術(shù)為“積木型”的技術(shù)，往往附加于生產(chǎn)過程之后，末端治理技術(shù)創(chuàng)新僅能帶來環(huán)境績效的改善，且這種改善會造成企業(yè)成本的增加。從企業(yè)追求利潤的本質(zhì)來看，企業(yè)會更傾向于進行清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新。此外，末端治理技術(shù)創(chuàng)新的動力更多的來自外界壓力，尤其是政府的監(jiān)管，但由于我國環(huán)境規(guī)制體系不完善，且執(zhí)行效果較差，導(dǎo)致企業(yè)有機會逃避環(huán)境污染的懲罰，從而降低末端治理技術(shù)創(chuàng)新的積極性。

(4)FDI溢出效應(yīng)變量(FDIS)。從表3中可以看出，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)變量(FDIS)在模型(2)、模型(4)中的回歸系數(shù)分別為1.2856和0.0297，且都通過1%的顯著水平，這說明FDI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新存在十分顯著的負向溢出效應(yīng)。

FDI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新與末端治理技術(shù)創(chuàng)新存在負向溢出效應(yīng)的原因可能在于，F(xiàn)DI企業(yè)的進入加劇了我國制造業(yè)的競爭，為了在激烈的競爭中保持現(xiàn)有的利潤或取得更多的利潤，企業(yè)往往會以犧牲環(huán)境績效為代價獲取經(jīng)濟績效，從而降低綠色工藝創(chuàng)新的研發(fā)投入。從表3看出，內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新資金投入變量(KN)在模型(1)、模型(3)中的回歸系數(shù)絕對值分別大于在模型(2)、模型(4)中的回歸系數(shù)絕對值，這說明由于FDI的進入對我國內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新資金投入存在擠出效應(yīng)，阻礙了我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新能力的提高。此外，對于FDI企業(yè)來講，溢出效應(yīng)的存在會導(dǎo)致企業(yè)知識和技術(shù)的租金消散，因此，為保持企業(yè)現(xiàn)有的技術(shù)優(yōu)勢，F(xiàn)DI企業(yè)會通過各種手段極力阻止溢出效應(yīng)的發(fā)生，防止東道國企業(yè)從中受益［33］。

此外，F(xiàn)DI對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)遠遠大于對末端治理技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。其原因跟創(chuàng)新投入變量相似，主要由清潔生產(chǎn)技術(shù)和末端治理技術(shù)的性質(zhì)決定。對于FDI企業(yè)來講，往往具有比內(nèi)資企業(yè)更為先進的清潔生產(chǎn)技術(shù)，這些清潔生產(chǎn)技術(shù)不僅能帶來企業(yè)的經(jīng)濟績效增加和環(huán)境績效改善，同時這些清潔生產(chǎn)技術(shù)也可能是FDI企業(yè)核心競爭力的來源，因此FDI企業(yè)會采取各種手段防止清潔生產(chǎn)技術(shù)的溢出。而末端治理技術(shù)的溢出使內(nèi)資企業(yè)有機會接觸先進的污染物處理技術(shù)，通過示范效應(yīng)促使內(nèi)資企業(yè)進行末端治理技術(shù)，從而增加內(nèi)資企業(yè)的運營成本，降低內(nèi)資企業(yè)的利潤和競爭力。

(5)FDI的綜合影響。根據(jù)公式(8)，可以計算出FDI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新的綜合影響系數(shù)，分別為 θ1=1.2747，θ2=0.025，說明FDI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新均產(chǎn)生了負向的綜合影響。

一般來講，F(xiàn)DI產(chǎn)生了積極的間接效應(yīng)且大于FDI的直接效應(yīng)時，才是理想的FDI。從綠色工藝創(chuàng)新的角度來看，F(xiàn)DI資金投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新存在正向的直接效應(yīng)，起到了一定的促進作用。但FDI的進入?yún)s對我國制造業(yè)的兩種綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)生了更大的負向溢出效應(yīng)，因此，流入我國制造業(yè)的FDI并非理想的FDI。從總體來看，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)兩種綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)生了不利的影響，可以認為FDI的進入存在“環(huán)境避難所”效應(yīng)。

五、結(jié)論

綠色工藝創(chuàng)新是制造業(yè)提高經(jīng)濟績效、降低環(huán)境污染問題的關(guān)鍵，包括清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新兩個方面。本文利用2003-2009年27個制造行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證分析了FDI對我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的影響，得到以下結(jié)論。

第一，從創(chuàng)新資金投入和創(chuàng)新人力投入的對比來看，創(chuàng)新資金投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新均產(chǎn)生了積極的影響。但對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新并不顯著。創(chuàng)新人力投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了正向的影響，但由于FDI溢出效應(yīng)的存在，創(chuàng)新人力投入對末端治理技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了消極的影響。從清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新的對比來看，創(chuàng)新資金投入和創(chuàng)新人力投入對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的影響均大于對末端治理技術(shù)創(chuàng)新的影響。其原因在于清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新不僅能提高環(huán)境績效，還能提高經(jīng)濟績效，而末端治理技術(shù)創(chuàng)新只能以成本增加為代價獲得環(huán)境績效的提高。

第二，F(xiàn)DI創(chuàng)新資金投入對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新均存在正向的直接影響，但對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的影響并不顯著。而FDI的進入擠出了我國內(nèi)資制造企業(yè)的創(chuàng)新資金投入，對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了十分顯著的負向溢出效應(yīng)。最終通過計算FDI的綜合影響發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和末端治理技術(shù)創(chuàng)新均產(chǎn)生了負向的綜合影響，存在“環(huán)境避難所”效應(yīng)。

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