东道国制度环境对母国制造业绿色创新的影响分析.pdf
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1、0962023年10月 商展经济DOI:10.19995/ki.CN10-1617/F7.2023.20.096东道国制度环境对母国制造业绿色创新的影响分析张小玲 刘忆思(三江学院 江苏南京 210012)摘 要:本文以20052020年中国和48个东道国的面板数据为样本,以东道国制度环境为解释变量,制造业能源消耗变动率和制造业碳排放变动率为被解释变量,并选取中国对外直接投资OFDI为中介变量,进行中介效应检验。运用动态面板中介模型,选取东道国制度环境中的政治稳定度、监管质量、腐败控制、政府效能、话语权和问责制为控制变量,分别进行回归检验,以供参考。实证结果表明,中国对外直接投资在东道国制度环
2、境对中国制造业能源消耗与碳排放变动的影响中存在中介效应,东道国制度环境中法治发展水平越高,监管贸易限制条件越严格,越显著促进中国对外直接投资水平,并对中国制造业能源消费变动比率和制造业碳排放变动比率的抑制效果越大。关键词:东道国;制度环境;对外直接投资;绿色创新本文索引:张小玲,刘忆思.东道国制度环境对母国制造业绿色创新的影响分析J.商展经济,2023(20):096-100.中图分类号:F125 文献标识码:A基金项目:江苏省教育厅哲学社会科学项目“东道国制度环境对母国制造业绿色创新的影响”(2021SJA0563)。在“走出去”背景下,中国对外直接投资进入了一个高速增长时期。中国在2012
3、年的对外直接投资流量(FDI)达到了878亿美元,首次成为世界FDI三大国之一。2020年,中国FDI达到1537.1亿美元,较2019年同期增加了12.3%,流量规模首次成为世界第一。截止到2022年底,在世界189个国家(地区)拥有超45,000家OFDI企业,世界范围超过80%以上都有中国的投资,年底海外公司的总资产达到了7.9万亿美元。随着中国FDI规模的不断扩大,中国对外直接投资逆向技术外溢效应受到越来越多学者的重视,学术界对技术溢出的研究从传统的FDI领域转向了OFDI领域,对OFDI逆向技术溢出效应的探讨与研究随之增多。能源在中国的经济增长中贡献很大,经济增长所需的能源消耗量较高
4、,2021年BP世界能源统计年鉴 显示,中国已成为最大的能源消费大国。二氧化碳排放量的不断增加导致中国雾霾天气的增多,因此如何提高能源利用效率和降低二氧化碳排放量已成为当务之急。目前,在我国产业发展过程中存在着能源消耗较高、能源利用效率低等问题。“新常态”下,中国经济长期持续发展与技术创新和进步密切相关,加快技术进步,提高能源利用效率,转变经济增长方式是当前中国经济发展面临的重要课题。OFDI快速增长能否通过反向溢出推动中国经济实现降低制造业能源消耗和碳排放总量,实现制造业绿色创新发展,其中对外直接投资的情况也会受到东道国相应制度环境的要素影响。因此,推测东道国制度环境要素可能会通过中国对其直
5、接投资这一中介变量来影响中国制造业能源消费变动比率和制造业碳排放变动比率。为了验证东道国制度环境的中介效应,本文选取了20052020年中国和48个东道国的数据,构建中介效应模型进行实证分析。1 数据来源与变量选取为了确保数据的可获得性,本文运用20052020年中国和48个东道国家的面板数据进行实证分析,所有数据均来自EPS数据库和世界银行公开数据库。为保障数据的正确性和合理性,除了比值类的数据之外,其他缺失的数据使用插值法补齐。基于理论框架和模型设定,本文使用Stata15.0软件,并运用面板中介效应模型研究东道国对制造业绿色创新的影响效果。本文构建核心解释变量法治水平与被解释变量制造业能
6、源消费变动比率,选取中国对外直接投资为中介变量,将量化结果作为中介变量进行中介效应检验。控制变量为政治稳定度、监管质量、腐败控制、政府效能、话语权和问责制,分别进行回归检验。一是核心解释变量:即法治水平RL,基于上文收集的各个国家与东道主国家的面板数据。二是控制变量:即政治稳定度PS、监管质量RQ、腐败控制CC、政府效能GE、话语权和问责制VA,源于东道国特征对国家制造业绿色创新的影响。三是被解释变量:制造业能源消费变动比率、制造业碳排放变动比率。 2023年10月097国际商贸四是中介变量:本文选取中国对外直接投资为中介变量,这些指标与制造业绿色创新密切相关(见表1)。表1 变量定义与符号说
7、明变量类型变量名称变量符号变量说明被 解 释变量制造业能源消费变动比率ER制造业能源消费当年与前一年的差额/前一年制造业总和核 心 解释变量法治水平RLRule of Law中 介 变量中国对外直接投资OFDI 中国对外直接投资存量(万美元)控 制 变量腐败控制CCControl of Corruption政府效能GEGovernment Effectiveness政治稳定度PSPolitical Stability and Absence of Violence/Terrorism监管质量RQRegulatory Quality话语权和问责制VAVoice and Accountabilit
8、y2 模型构建本文共收集到768条数据,缺失值用插值法补齐。基于以上分析,为检验东道国法治水平与中国制造业能源消费的关系,构建计量模型:ERijt=a0+RLjt+Xjt+it (1)式(1)中:i表示中国;j表示东道国;t表示年份;a0为常数项,和为各变量系数;Rijt表示t年东道国j的法治水平;Xjt表示t年东道国j的控制变量指标,包括腐败控制、政府效能、政治稳定度、监管质量、话语权和问责制;是核心解释变量法治水平RL待估计参数;是控制变量,即腐败控制CoC、政府效能GE、政治稳定度PS、监管质量RQ、话语权和问责制VA待估计参数。本文关注的是和的估计系数结果,若其符号为负,则说明解释变量
9、和被解释变量为负相关。东道国的法治水平促进了中国对该东道国的对外直接投资,进而影响中国制造业能源消费变动的比率,中国对外直接投资影响了中国制造业能源消费变动的比率,以此推断东道国法治水平可能通过促进中国对其的对外直接投资这一中介变量来影响中国制造业能源消费变动的比率。为了验证东道国法治水平的中介效应,本文构建中介效应模型如式(2)、式(3)、式(4)所示:ERijt=0+1RLjt+Xjt+it (2)OFDIijt=0+1 RLjt+Xjt+it (3)ERijt=0+1RLjt+2OFDIijt+Xjt+it (4)式(2)、式(3)、式(4)中:OFDIijt为中介变量中国t年对j国的直
10、接对外投资;0、0、0是常数项;1是东道国法治水平对中介变量的影响;和是控制变量待估计参数;it是残差项;1、2分别是东道国法治发展水平、中介变量对中国制造业能源消费变动的直接效应;将式(3)代入式(4),即可得到中国对外直接投资的间接效应12。3 东道国制度环境对母国制造业绿色创新影响的实证分析3.1 描述性统计描述性统计结果如表2所示。表2 描述性统计结果指标名样本量均值方差最小值最大值OFDI764336117.5872128.248004771ER7680.0466585 0.0408864-0.0024249 0.1600126CC7680.6840512 1.021039-1.67
11、28092.459118GE7680.8599563 0.8273815-1.6228682.426029PS7680.3764948 0.7965191-2.0579431.61567RL7680.7742768 0.911175-1.7358712.124782RQ7680.862016.8107957-2.2737352.255347首先,如果式(2)显著,则说明东道国法治水平对中国制造业能源消费变动的比率产生了影响;其次,如果式(3)显著,则说明东道国法治水平对中国对外直接投资产生影响;最后,通过检验式(4)中的回归结果,确定中介效应是否存在:如果a1的绝对值小于1,说明存在部分中介效
12、应,即东道国法治水平对中国制造业能源消费变动的比率的影响部分来自中国对外直接投资的推动;如果a不显著、a2显著,则存在完全中介效应,即东道国法治水平对中国制造业能源消费变动比率的影响完全基于中国对外直接投资。3.2 Hausman检验在对面板数据进行建模之前,需进行一项检验,以确定使用固定效应回归还是随机效应模型,本文采用Hausman检验进行判别分析,以确保模型的准确性。在Hausman检验的原假设中采用随机效应模型,而在备择假设中应选择固定效应模型。根据Hausman检验结果,卡方检验的值为50.57,对应的p值为0.0000,在1%的显著性水平上拒绝原假设,表明应选择固定效应模型进行分析
13、(见表3)。表3 Hausman检验结果变量(b)固定效应系数(B)随机变截距项效应系数(b-B)DiggerenceSqrt(diag(V_b-V_B)RL-0.0825693-0.0307105-0.05185890.0126496CC0.03290910.01664990.01625920.0115468GE0.0031130.0094745-0.00636150.0110845PS0.01368580.00537710.00830870.0075996RQ-0.0481234-0.0098958-0.03822750.0111712VA0.07336060.00992910.06343
14、150.01409550982023年10月 商展经济3.3 基准回归由上文可知是平稳面板数据,本文检验结果拒绝了F检验的原假设(建立混合回归模型)和豪斯曼检验的原假设(建立随机效应模型),认为结果选用固定效应模型,且下文实证分析中皆采用固定效应模型。控制变量的回归结果与经济现实基本相符。在基准检验结果中,法治水平和监管质量的系数显著为负,说明法治发展水平越高,监管质量限制条件越严格,制造业能源消费变动比率越小。腐败控制系数、政府效能系数、政治稳定度、话语权和问责制的系数均显著为正,表明这些指标越好,越能促进制造业出口总额,这一结论也有理论依据,即稳定程度越高、贪污控制得越好、话语权与问责制越
15、高,中国对东道国制造业出口的市场规模就越大,进而中国将会在一定程度上扩大对该类东道国的出口,导致制造业能源消费变动比率提高(见表4)。表4 基准检验结果变量模型变量模型RL-0.0825693*(-5.32)RQ-0.0481234*(-3.76)CC0.0329091*(2.54)VA0.0733606*(5.04)GE0.0031130.230常数项0.0730096*(6.54)PS0.0136858*(1.67)样本量768R2(R-squared)0.0873注:*、*、*表示估计结果分别在 10%、5%、1%的显著性水平上显著,括号中数字为 t 值。3.4 中介效应检验本文构建中介
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