【基于企业层面的国际研发资本对绿色技术进步影响的实证分析13000字（论文）】

目录TOC\o"1-3"\h\u11376 1175441.1模型设定与变量选择 2213561.1.1模型设定 234321.1.2变量选择 299631.1.3数据说明与描述性统计 3209071.2全样本基准模型估计与分析 4170241.2.1基准模型估计 4225161.2.2基准模型估计结果分析 5282121.3企业异质性特征下的国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响 7154351.3.1所有制异质性的估计与分析 785611.3.2融资约束异质性的估计与分析 9158601.3.3生产率异质性的估计与分析 1156241.3.4区域异质性的估计与分析 1443361.3.5产业异质性的估计与分析 16132971.4国际研发资本技术溢出对渐进性和突破性绿色技术进步的影响 17308211.1.1对渐进性技术进步影响的估计与分析 18100061.1.2对突破性技术进步影响的估计与分析 19229231.5稳健性检验 21企业是实现绿色技术进步的重要主体。企业绿色技术水平的提升有助于我国绿色经济发展战略的实现。企业绿色技术水平的提高不仅需要增加研发投入，而且需要国际研发资本的技术溢出。特别是现阶段，虽然我国的技术水平获得了长远发展，但与发达经济体相比，我国的技术发展仍显滞后，尤其是对于绿色技术而言，我国绿色技术研发起步较晚，绿色技术水平存在较大的提升空间。如何促进绿色技术进步，企业的研发投入必不可少。同时，由于我国绿色技术的研发处于起步阶段，研发投入所带来的绿色技术水平提升效应相对有限。因而，为了快速提高我国的绿色技术水平，借助国际研发资本的技术溢出显得尤为重要。基于第2章的理论分析和第2章的影响机制的分析，本章从微观视角研究国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响。国际研发资本技术溢出包括直接渠道和间接渠道，直接渠道主要包括跨国研发投入以及跨国技术转移，间接渠道主要包括对外直接投资、外商直接投资以及进口贸易。从企业层面来说，直接溢出渠道对绿色技术水平的提升较为直接，不过，较为遗憾的是，直接溢出渠道的企业层面相关数据较难获得。相反，虽然对外直接投资、外商直接投资以及进口贸易对企业绿色技术水平影响的传导机制较长，但相对而言，企业的对外直接投资、引入外资以及进口贸易的行为能够直接被观察，基于此，本章从间接溢出渠道的对外直接投资、外商直接投资以及进口三个方面研究国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的影响。同时，本文依据企业异质性特征，细化了实证分析，对不同企业的异质性特征下的国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响。1.1模型设定与变量选择1.1.1模型设定从理论上来说，国际研发资本技术溢出能够为企业绿色技术水平的提高提供相应的技术基础。企业对外直接投资、引入外资以及进口是获得国际研发资本的重要方式。基于此，本章构建式（4-1）所示的计量经济模型：（4-1）其中，在式（4-1）中，表示绿色技术进步指数，表示对外直接投资，代表外商直接投资，表示进口额，表示控制变量，、、、、和为待估参数，为个体效应，为时间效应，为随机干扰项。1.1.2变量选择绿色技术进步是本章的被解释变量，反映企业的绿色技术水平。本章把企业绿色专利的总和作为绿色技术进步的替代指标。同时，绿色专利分为绿色发明专利和绿色实用新型专利，一般而言，把绿色发明专利视为突破性绿色技术进步，而把绿色实用新型专利视为渐进性绿色技术进步，为了反映国际研发资本技术溢出对绿色技术进步的全面影响。本章除了研究国际研发资本技术溢出对绿色技术进步总的影响，还分别研究了国际研发资本技术溢出对突破性绿色技术进步和渐进性绿色技术进步的影响。本章把绿色技术进步的指标记为，把渐进性绿色技术进步的指标记为，把突破性绿色技术进步指标记为。对外直接投资（），反映企业的对外直接投资状况，如果企业具有对外直接投资行为，，否则，。外商直接投资（），反映企业引进外资的状况，如果企业具有外资入股，则，否则，。进口贸易（），反映企业的进口状况，用企业进口额的对数加以表示。企业研发投入（），反映企业在技术创新方面的投入，采用企业R&D经费投入的对数加以表示。政府研发补助（），反映政府对企业技术创新的支持情况，本章采用政府用于企业研发投入补助的对数加以表示。企业的盈利能力（），反映企业的经营获利能力，采用净资产收益率加以表示。所有制结构（），反映企业的所有制性质，国有企业，own=1，否则，own=0。股权集中度（），反映企业经营发展状况受到大股东影响的情况，本章采用处于前三位的股东所持股权比例之和加以表示。企业年龄（），反映企业经营的持续期，用研究年份-企业成立年份+1加以表示。融资约束（），反映企业筹集资金的能力，融资约束越大，企业筹集资金的能力越弱，用于研发投入的资金来源就越有限。本章用企业的资产负债率表示企业面临的融资约束。企业生产率（），反映企业的经营效率，生产率越高，企业用于研发投入的资金越有保障。本章采用OP方法测算生产率。本章选取的指标如表4-1所示。表4-1指标说明指标变量名称计算公式绿色技术进步渐进性绿色技术进步gtp1和突破性绿色技术进步gtp2，渐进性绿色技术创新采用实用新型绿色专利的对数计算，突破性绿色技术进步采用绿色发明专利的对数计算。对外直接投资企业具有对外直接投资，，否则，。外商直接投资企业具有外资入股，则，否则，。进口贸易企业进口贸易额的对数加以表示。企业研发投入企业R&D经费投入的对数。政府研发补助政府用于企业研发投入补助的对数。企业盈利能力采用净资产收益率加以表示。所有制结构国有企业，，否则，。股权集中度处于前三位的股东所持股权比例之和。企业年龄研究年份-企业成立年份+1。融资约束资产负债率。企业生产率通过OP法计算。1.1.3数据说明与描述性统计本章采用2003-2018年的相关数据研究国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响。其中，绿色技术进步采用上市公司绿色专利数据加以表示，该数据来源于国家知识产权局，根据绿色专利分类获得。在实证分析之前，需要对数据进行匹配。处理方法，首先，上市公司绿色专利数据和上市公司的财务数据进行匹配；然后，与海关数据库的进口数据进行匹配，获得上市公司的进口贸易情况；最后，与《境外投资企业（机构）名录》进行匹配，获得上市公司的对外直接投资情况。表4-2给出了各变量的描述性统计。表4-2变量的描述性统计变量样本容量均值标准差最大值最小值54611.32410.45360.23123.456254610.08120.23141.00000.000054610.13250.78261.00000.000054619.38293.261912.83280.000054619.27161.989810.55342.172654618.26132.371511.33243.182954610.05270.13280.12380.012854610.12310.28191.00000.000054610.37180.67260.59200.132554618.24173.562221.0003.000054610.47280.87230.87260.152854611.03221.58791.05280.78221.2全样本基准模型估计与分析1.2.1基准模型估计在全样本下，对模型（4-1）的基准模型估计结果如表4-3所示。

表4-3基准估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0933***(2.86)0.1017***(3.94)0.0611**(1.99)0.0509**(2.08)0.0332*(1.79)0.0199(1.60)0.0633***(3.58)0.0528***(2.79)0.0496**(2.03)0.0517***(3.21)0.0098***（3.31）0.0103***（2.96）0.0106***（3.07）0.0088***（2.78）0.0192**（2.03）0.0116**（2.05）0.0158**(1.94)0.0197*（1.74）0.0312*（1.77）0.0258***（3.09）0.0155（1.46）0.0211*（1.69）-0.0305***（-3.58）-0.0287***（-2.88）-0.0199**（-1.96）-0.0204**（-2.10）0.0122***（1.97）0.0119***（2.67）0.0112（1.22）0.0127**（2.11）-0.1722***（2.94）-0.1319***（2.58）-0.1011***（2.67）-0.0993***（3.02）0.0728***（3.29）0.0659***（1.01）0.0692***（3.88）0.0733***（2.76）常数项0.1028***（6.22）0.0929***（5.16）0.1018***（2.95）0.1128***（3.06）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验251.167[0.0000]128.231[0.0000]209.132[0.0000]188.277[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。1.2.2基准模型估计结果分析（1）OFDI对企业绿色技术进步的影响表4-3的第（1）栏给出了对外直接投资对企业绿色技术进步的影响，的估计结果在1%的水平上显著为正，其值为0.0933，这表明我国鼓励企业“走出去”战略，扩大对外投资，能够利用国际研发资本的技术外溢，促进我国企业绿色专利的稳步增长，从而提升我国绿色技术进步。控制变量方面，企业研发投入对绿色技术进步的影响系数为0.0633，通过了1%水平的显著性检验，研发投入对绿色技术进步具有显著的推动作用，这主要是由于研发投入是增加绿色专利的重要资金来源，R&D的持续投入能够为绿色专利的研发提供强有力的支撑，从而提高企业的绿色专利数量，推动企业绿色技术进步。政府研发补助对绿色技术进步的影响系数在1%的水平上显著为正，其值为0.0098，这表明政府研发补助是企业绿色技术进步的重要推动力量，政府研发补助的增加能够缓解企业研发投入的不足，扩大研发投入的资金来源，降低企业研发投入的融资约束，有助于引导企业增加研发投入，从而也有利于企业研发绿色技术，提升企业的绿色技术水平。企业的盈利能力也有助于绿色技术进步，的估计系数为0.0192，在5%的水平上显著，这表明盈利能力强的企业更有助于绿色技术水平的提升，原因在于，盈利能力越强，企业的资金越充裕，用于研发绿色技术的投入越有保障。所有制的估计系数在10%水平上显著为正，其值为0.0312，这表明国有企业的绿色技术水平更高，究其原因可能在于，国有企业面临的融资约束更低，用于研发投入的资金更多，这为绿色技术的研发提供了充裕的资金保障，因而更有助于绿色技术水平的提升。股权集中度的估计系数显著为负，这表明股权越集中，企业的绿色技术水平越低，原因可能在于，企业的股权越集中，企业资源的分配更容易受到大股东的影响，大股东可能为了短期利益而降低企业在绿色技术上的研发投入，从而不利于企业绿色技术水平的提升。另外，企业的存活期越长，绿色技术水平越高。融资约束越高，企业的绿色技术水越低。企业生产率越高，绿色技术水越高。（2）FDI对企业绿色技术进步的影响表4-3的第（2）栏给出了外商直接投资对企业绿色技术进步的影响，的估计结果在5%的水平上显著为正，其值为0.0611，这表明我国“引进来”战略也带来了国际研发资本的技术外溢，通过引进外资，不仅能够带来先进技术，同时，伴随我国环境管制水平的不断提高，外资在进入中国市场时，绿色技术受到了更多的偏爱，外资为了在中国扩大绿色产品市场份额，获得更大利益，将向中国引入更多的绿色技术，通过产品价值链、人员流动以及竞争效应，其他企业的绿色技术水平也会获得相应的提升。在控制变量方面，企业研发投入、政府研发补助、盈利能力、所有制性质、企业年龄、企业生产率的估计系数依然显著为正，股权集中度和融资约束的估计系数显著为负。（3）进口贸易对企业绿色技术进步的影响表4-3的第（3）栏给出了进口贸易对企业绿色技术进步的影响，的估计系数在10%的水平上显著为正，其值为0.0332，这表明进口可以显著提升企业的绿色技术水平。现阶段，在我国的进口贸易中，中间品进口占据了相当重要的地位，在中间品的进口中，高新技术产品为主，这些高新技术产品是国际研发资本的重要载体，企业为了对中间品加以充分利用，将相应地提高自身的绿色技术水平。控制变量方面，企业研发投入、政府研发补助、企业盈利能力和企业生产率依然能够显著促进企业绿色技术水平的提升，而股权集中度和融资约束的影响依然显著为负，不过，所有制性质和企业年龄不再对企业绿色技术水平产生显著性影响。（4）国际资本研发技术溢出对绿色技术进步的综合影响表4-3的第（4）栏同时给出了对外直接投资、外商直接投资和进口贸易对企业绿色技术水平的影响。对外直接投资、外商直接投资和进口的估计系数均为正，但只有对外直接投资和外商直接投资的估计系数通过了5%水平的显著性检验，进口的估计系数不再显著，这表明在促进我国企业绿色技术进步的国际研发资本技术溢出途径中，对外直接投资和外商直接投资占据了主导地位。通过对表4-3的分析可知，企业进行对外直接投资有助于自身绿色技术水平的提升，企业吸收外资也能够显著推动自身绿色技术进步，而通过进口贸易对绿色技术的提高程度相对有限。此外，企业研发投入越充足、获得的政府研发补助越多、盈利能力越强、生产率越高、企业存活时期越长、融资约束越低以及股权越分散，企业的绿色技术水平越高。1.3企业异质性特征下的国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响企业异质性主要体现在企业所有制性质、生产率、融资约束、所属区域以及行业等方面，这可能会对国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响产生变化。为了对企业异质性在其中的作用进行研究，本文将所有制性质、融资约束、生产率、企业所在区域以及所在的产业作为企业异质性的代表，运用模型（4-1）的面板模型对国际研发资本技术溢出对企业绿色技术进步的影响进行实证分析。1.3.1所有制异质性的估计与分析在对中国企业进行实证分析时，所有制性质差异是企业异质性的重要体现。国有企业、私营企业以及外资企业在诸多方面存在显著差异，特别是对于国有企业而言，通常意味着其资产较为雄厚，能够在市场上获得较为充足的资金支持，相对而言，私营企业和外资企业较难获得外部资金。为了研究企业所有制性质差异对估计结果的影响，本文将企业分为国有企业（）和非国有企业（）两大类，实证估计结果如表4-4所示。表4-4所有制异质性估计估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0701***（2.69）0.0815***（2.76）0.0511**（1.92）0.0567**（1.89）0.0118*（1.71）0.0255（1.52）0.0116**（2.08）0.0092***（2.91）0.0102**（2.21）0.0103**（2.11）0.0065*（1.82）0.0079*（2.02）0.0516***（3.04）0.0622***（2.82）0.0583**（1.99）0.0615**（2.13）0.0111***（2.78）0.0099**（2.13）0.0201*（1.74）0.0325***（3.15）0.0093***（3.23）0.0124**（2.19）0.0155***（2.65）0.0222***（3.21）0.0135（1.32）0.0108**（1.92）0.0123**（1.91）0.0097*（1.72）-0.0152**（-2.16）-0.0188（-1.14）-0.0203**（-2.11）-0.0108*（-1.74）0.0205*（1.73）0.0175**（2.02）0.0128（1.25）0.0304***（2.69）-0.0167***（3.14）-0.0258***（2.55）-0.0384***（2.73）-0.0303**（2.11）0.0528***（2.55）0.0633***（3.01）0.0719***（2.94）0.0688***（2.85）常数项0.1159**（2.03）0.0992***（2.48）0.0943***（1.14）0.1215***（3.99）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验219.673[0.0000]131.298[0.0000]187.245[0.0000]205.212[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-4的估计结果可知，对于国有企业而言，对外直接投资、外商直接投资以及进口均有助于企业绿色技术水平的提升。具体来看，表4-4的第（1）栏给出了对外直接投资的估计结果，对外直接投资（）以及对外直接投资和所有制的交互项的估计系数在5%的水平下均显著为正，其值分别为0.0701和0.0116，这表明，相对非国有企业，对外直接投资对国有企业的绿色技术进步具有更强的推动作用。表4-4的第（2）栏给出了外商直接投资的估计结果，外商直接投资以及外商直接投资和所有制的交互项的估计系数在5%的水平上均显著为正，其值依次为0.0511和0.0102，这意味着，外商直接投资更有助于国有企业绿色技术水平的提升。表4-4的第（3）栏给出了进口贸易的估计结果，进口贸易以及进口贸易和所有制的交互项（）的估计系数在10%的水平上显著为正，其值分别为0.0118和0.0065，这表明，通过进口贸易获得国际研发资本技术溢出对国有企业的绿色技术具有更大的促进作用。表4-4的第（4）栏给出了总的估计结果，除了进口的估计系数不再显著外，对外直接投资（）、外商直接投资（）以及三个交互项（、和）的估计系数未发生显著变化。此外，控制变量的估计系数基本未发生显著变化。通过对表4-4的分析可知，总体而言，相对非国有企业而言，国际研发资本技术溢出对国有企业的绿色技术具有更大的促进作用。原因可能在于，国有企业通常面临较低的融资约束，因而用于研发投入的资金较为充裕，这使得国有企业具有更高的技术水平，因此，国有企业对国际研发资本的技术溢出具有更强的消化、吸收以及再创新能力，这在一定程度上带动了绿色技术水平的提高。1.3.2融资约束异质性的估计与分析融资约束的强弱将会影响企业从外部筹集资金的能力和成本，如果企业面临的融资约束较高，则企业较难从外部获得相应的资金支持，因而，企业将会压缩用于研发的支出，这将会限制企业技术水平的提升。在国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的影响种，融资约束起到何种作用，需要深入分析。表4-5给出了融资约束异质性下的估计结果。表4-5融资约束异质性估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0812***（2.96）0.0922***（3.06）0.0455**（1.92）0.0556***（2.53）0.0215*（1.69）0.0321（1.23）-0.0154***（-2.49）-0.0216***（-3.08）-0.0109**（-2.09）-0.0213**（-2.11）-0.0125**（1.98）-0.0085*（1.71）0.0655***（2.87）0.0711***（3.15）0.0606***（3.55）0.0799***（2.56）0.0378***（3.11）0.0412***（2.84）0.0633***（2.78）0.0522***（3.19）0.0092***（2.66）0.0111***（1.05）0.0106**（2.08）0.0211**（2.01）0.0110**（2.02）0.0092*（1.70）0.0124（0.74）0.0311**（5.12）-0.0092***（-3.05）-0.0103（-0.95）-0.0211*（-1.73）-0.0188***（5.29）0.1032**（2.03）0.0815***（3.22）0.0922**（2.11）0.1217***（2.86）-0.0144***（-3.22）-0.0125***（-3.17）-0.0167***（-3.27）-0.0223***（-3.10）0.0877***（2.86）0.1099***（2.65）0.1323***（3.01）0.1918***（1.19）常数项0.1428***（2.55）0.0944*（1.74）0.1199**（1.99）0.1313***（3.56）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验188.349[0.0000]267.333[0.0000]300.565[0.0000]222.580[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-5可知，融资约束降低了国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的提升作用。具体来说，表4-5的第（1）栏给出了对外直接投资的估计结果，以及的估计系数依次为0.0812和-0.0154，且两者均在1%的水平上显著，这表明，在没有融资约束下对外直接投资对企业的绿色技术水平具有显著的促进作用，不过，当企业面临较强的融资约束时，对外直接投资对企业绿色技术水平的提升效应将会降低，伴随着融资约束程度的增强，对外直接投资对企业绿色技术水平提升效果为，敏感度下降。表4-5的第（2）栏为外商直接投资的估计结果，以及的估计系数在5%的水平上均显著，其值分别为0.0455和-0.0109，这意味着，外商直接投资有助于企业绿色技术进步，不过，融资约束的增强将会减弱外商直接投资对绿色技术的推动作用，外商直接投资有对企业绿色技术进步影响的程度伴随着融资约束增强而减弱，影响程度为。表4-5的第（3）栏为国际研发资本技术溢出通过进口渠道对绿色技术进步的估计结果，和的估计系数依次为0.0215和-0.0125，且两者均在10%的水平上显著，这说明，融资约束在进口贸易对企业绿色技术水平的正向影响中起到抑制作用，相对于无融资约束，进口贸易对企业绿色技术水平的影响程度为。表4-5的第（4）栏为总的估计结果，核心解释变量、、、、以及中，除了的估计系数不再显著外，其它核心解释变量的估计结果均未发生显著变化。通过对表4-5的分析可知，国际研发资本通过对外直接投资、外商直接投资以及进口贸易三种间接技术溢出渠道推动了企业绿色技术水平的提升，不过，企业面临融资约束环境将会作用于国际研发资本技术溢出对绿色技术水平的影响，融资约束越高，国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的促进作用越弱。1.3.3生产率异质性的估计与分析生产率差异是企业异质性的核心体现。生产率越高，企业的经营状况越好，因而，企业用于研发投入的资金越充裕，这将显著提升企业自身的技术水平，同时，生产率高的企业将会有更多的资源用于海外投资，通过与外资合作以及进口高质量的中间品，从而获得更多的国际研发资本技术溢出。在对国际研发资本技术溢出进行吸收时，高生产率企业自身的技术水平与国际先进技术的差距较小，因而，更易消化吸收国际研发资本的技术溢出，并显著提升自身的绿色技术水平。为了对此加以验证。具体的估计结果见表4-6。表4-6生产率异质性估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0431**（2.06）0.0503**（1.98）0.0355**（1.99）0.0309**（2.11）0.0056*（1.76）0.0076*（1.70）0.0386***（3.01）0.0311***（1.03）0.0186***（1.55）0.0156**（2.00）0.0128**（1.93）0.0102**（2.06）0.0557***（1.26）0.0608**（5.22）0.0711***（3.55）0.0446***（5.11）0.0486***（3.45）0.0826***（1.39）0.0633***（5.11）0.0777***（6.32）0.0196**（2.03）0.0208***（3.22）0.0174***（1.26）0.0322***（3.64）0.0099***（2.89）0.0110***（1.05）0.0158*（1.71）0.0216（0.87）-0.0103**（2.12）-0.0221***（-3.03）-0.0328**（-2.09）-0.0254**（-2.03）0.1034***（5.21）0.1518**（1.96）0.0999*（1.68）0.1449***（6.12）-0.0348***（-5.19）-0.0411***（-1.09）-0.0552***（-2.87）-0.0467***（-3.28）0.1518***（6.12）0.1022***（1.52）0.2344***（3.28）0.0987***（5.22）常数项0.1355***（3.01）0.0829***（2.55）0.1277**（2.08）0.1144***（3.14）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验300.589[0.0000]259.115[0.0000]188.276[0.0000]367.121[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-6可知，生产率越高，国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的提升作用越显著。具体来看，表4-6的第（1）栏仅给出了、以及控制变量的估计结果，其中，对外直接投资和的估计系数均在5%的水平下显著，其值分别为0.0431和0.0386，这表明，对外直接投资对企业绿色技术水平具有显著的促进作用。明显可以看出，对外直接投资对企业绿色技术进步促进效应因企业生产率而异，生产率越高，对外直接投资对企业绿色技术进步的推动作用越强，影响程度为。表4-6的第（2）栏给出了和的估计结果，两者的估计系数也在5%的水平上显著，其值依次为0.0355和0.0186，可以看出，企业通过引入外资，也可以推动自身绿色技术水平的提升，不过，相对低生产率企业，高生产率企业通过外商直接投资所获得技术溢出效应更大，外商直接投资对企业绿色技术进步的影响程度为。表4-6的第（3）栏给出了和的估计结果，从估计系数来看，的估计值为0.0056，在10%的水平下显著，而的估计系数为0.0128，在5%的水平下显著，这意味着通过进口贸易获得的国际研发资本技术溢出对高生产率企业的绿色技术水平的促进效应更强，进口贸易对企业绿色技术进步的影响程度呈现非线性特征，为。通过对表4-6的分析可知，国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的影响因企业生产率而异，生产率越高，这一正向推动作用越强。究其原因可能在于，首先，生产率越高，企业在对外直接投资过程中越能够筛选出高质量的项目，越可能投资于处于价值链高端环节的研发项目，通过与海外高质量研发资本的合作，企业通过对外直接投资能够获得高质量的国际研发资本技术溢出，从而有助于母公司绿色技术水平的提升；其次，生产率越高，企业能够获得具有先进技术的外商直接投资的可能性越大，从而获得的国际研发资本技术溢出的效应越强；最后，生产率越高，企业进口的中间品质量越高，高质量的中间品蕴含更为先进的技术，这些先进技术将会提高企业自身的绿色技术水平提供更多助力。此外，生产率越高，企业自身的研发实力越强，技术水平越高，因而，企业对国际研发资本技术溢出的吸收能力越强，这也有助于企业自身绿色技术水平的提高。1.3.4区域异质性的估计与分析我国经济发展存在明显的区域差异。东部地区经济较为发达，经济主体较为活跃，企业数量众多，产业集聚现象较为突出，各种产业园区蓬勃发展，这为技术溢出和快速扩散提供了便利条件，与此同时，对外直接投资主要发生于东部地区的企业，外商直接投资也把东部地区作为首选地，东部地区企业的进口贸易也处于主导地位。相对东部地区，我国中西部地区发展相对滞后，企业规模总体较小，产业集聚的水平也有待提高，这将在一定程度上影响国际研发资本技术溢出对企业绿色技术水平的提升作用。为了对此加以研究，本文接下来引入虚拟变量，当企业位于东部地区时，，否则，。具体的估计结果如表4-7所示。表4-7区域异质性估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0269**（1.98）0.0302***（2.56）0.0182*（1.69）0.0200*（1.73）0.0096

（1.56）0.0074*（1.66）0.0490***（1.56）0.0562***（3.07）0.0377***（3.66）0.0388***（5.11）0.0265**（1.97）0.0199**（2.03）0.0633***（5.11）0.0380***（2.76）0.0447***（3.74）0.0553***（1.22）0.0258***（1.29）0.0216**（2.05）0.0326**（1.92）0.0289***（1.15）0.0188**（2.04）0.0098***（1.05）0.0357**（2.01）0.0266**（1.96）0.0087（1.01）0.0122*（1.70）0.0244（0.98）0.0343**（1.89）-0.0145***（3.28）-0.0090***（-1.23）-0.0253**（-2.10）-0.0192*（1.73）0.1782***（6.14）0.2234***（3.75）0.1665***（6.06）0.1877***（6.33）-0.0358***（-5.64）-0.0419***（-1.09）-0.0618***（-3.77）-0.0625***（-3.05）0.2238***（2.79）0.1916**（2.11）0.1397***（1.08）0.2563***（5.32）常数项0.2587**（1.97）0.1742***（3.10）0.2023**（1.93）0.1588***（1.11）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验432.108[0.0000]226.093[0.0000]311.554[0.0000]176.209[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-7可知，国际研发资本技术溢出对东部地区企业的绿色技术水平具有更强的促进作用。具体来看，表4-7的第（1）栏给出了变量和的参数估计结果。其中，变量和的估计系数均在5%的水平显著，其值分别为0.0269和0.0490，对企业绿色技术进步具有显著的促进作用，但相较于西部，对外直接投资对企业绿色技术水平的影响程度提高了0.0490。可见，对企业绿色技术水平的影响效应因企业所处区域而异，东部地区的企业，对外直接投资对企业绿色技术进步的推动作用越强。表4-7的第（2）栏给出了和的估计结果，两者的估计系数也在5%的水平上显著，其值依次为0.0182和0.0377，可以看出，企业通过引入外资，也可以推动自身绿色技术水平的提升，不过，相对中西部地区，东部地区企业，通过外商直接投资所获得技术溢出效应更大，为0.0559（0.0182+0.0377）。表4-7的第（3）栏给出了和的估计结果，从估计系数来看，和的估计值分别为0.0096、0.0265，均在10%的显著水平下显著。这意味着与对外直接投资和外商直接投资类似，在统计意义下，通过进口贸易获得的国际研发资本技术溢出对东部地区企业的绿色技术水平的促进效应要比中西部更强。表4-7的第（4）栏给出了总的估计结果、，、、、的估计系数均在10%的水平下显著，相对中西部地区而言，东部地区企业所获得国际研发资本技术溢出的效应更强，对企业绿色技术水平的提升作用更为显著。1.3.5产业异质性的估计与分析制造业是我国国民经济发展的支柱性产业，制造业技术创新水平的提高关乎我国整体的创新发展质量。现阶段，我国技术发展的“卡脖子”现象多发生于制造业，制造业企业通过对外直接投资、外商直接投资以及进口贸易所获得的国际研发资本技术溢出是否能够显著促进企业绿色技术水平的提升，与其它行业企业相比，对于制造业企业而言，国际研发资本技术溢出对绿色技术进步的影响存在何种差异。为了对此加以研究，本文接下来引入虚拟变量，当企业所属产业为制造业时，，否则，。具体的估计结果由表4-8所示。表4-8产业异质性估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0422**（2.01）0.0355***（3.66）0.0533***（1.17）0.0448***（1.08）0.0187**

（1.99）0.0097**（2.05）0.0356***（3.80）0.0576***（3.29）0.0117**（2.02）0.0166**（1.97）0.0095**（2.03）0.0173**（2.05）0.0724***（6.11）0.0544***（1.45）0.0668***（3.01）0.0822***（6.11）0.0433***（2.69）0.0428***（5.68）0.0538**（6.12）0.0733***（5.15）0.0178**（1.94）0.0138（0.99）0.0203*（1.79）0.0178**（1.91）0.0078***（3.69）0.0106（0.69）0.0085（1.33）0.0096*（1.72）-0.0134（-1.55）-0.0256*（-1.70）-0.0455***（-1.08）-0.0522（-0.77）0.1332***（5.21）0.0473**（2.08）0.0974*（1.70）0.1222***（1.22）-0.0922***（-3.17）-0.1715***（-1.71）-0.1219**（-1.95）-0.1309***（-5.01）0.1219***（2.99）0.1326***（5.02）0.1555***（6.11）0.1094***（3.05）常数项0.2326***（3.02）0.1892**（1.998）0.2028**（2.04）0.1322**（1.99）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验158.323[0.0000]300.578[0.0000]209.132[0.0000]255.034[0.0000]样本容量5461546154615461注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-8可知，国际研发资本技术溢出对制造业企业绿色技术水平提升具有更为显著的促进作用。具体来看，表4-8的第（1）栏给出了和的估计结果。其中，和的估计系数均在5%的水平显著，其值分别为0.0422和0.0356，这表明，对外直接投资对企业绿色技术水平具有显著的促进作用，不过，这一促进效应因企业所处行业而异，对于制造业企业而言，对外直接投资对企业绿色技术进步的推动作用要比其他产业强，其他产业的对企业绿色技术进步的促进效果是0.0422，制造业的促进效果是0.0778。表4-8的第（2）栏给出了和的估计结果，两者的估计系数也在5%的水平上显著，其值依次为0.0533和0.0117，可以看出，企业通过引入外资，也可以推动自身绿色技术水平的提升，不过，相对非制造业企业，制造业企业通过外商直接投资所获得技术溢出效应更大。表4-8的第（3）栏给出了和的估计结果，从估计系数来看，的估计值为0.0187，在5%的水平上显著，而的估计系数为0.0095，在5%的水平上显著，这意味着通过进口贸易获得的国际研发资本技术溢出对制造业企业的绿色技术水平的促进效应更强。表4-8的第（4）栏给出了总的估计结果，、、、、和的估计系数均在5%的水平上显著，相对非制造业企业而言，制造业企业所获得国际研发资本技术溢出的效应更强，对企业绿色技术水平的提升作用更为显著。1.4国际研发资本技术溢出对渐进性和突破性绿色技术进步的影响在对技术创新进行研究时，通常把发明专利作为渐进性技术创新，而把实用新型专利作为突破性技术创新，按照这一逻辑，本文把绿色发明专利作为突破性绿色技术进步，把绿色实用新型专利作为渐进性绿色技术进步。渐进性绿色技术进步和突破性绿色技术进步在推动绿色经济发展中具有不同的作用。突破性绿色技术创新更能体现绿色技术进步的本质，对绿色经济的发展具有更强的促进作用。国际研发资本技术溢出对渐进性绿色技术进步和突破性绿色技术进步是否存在不同的影响呢？不同技术溢出渠道对两者的影响是否存在差异？本节分别对渐进性绿色技术进步和突破性绿色技术进步分别进行实证研究。1.1.1对渐进性技术进步影响的估计与分析表4-9列出了国际研发资本技术溢出对渐进性绿色技术进步影响的估计结果。表4-9渐进性绿色技术进步估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.0529***(3.33)0.0418***(2.67)0.0718***(1.22)0.0633***(1.17)0.0651***(2.88)0.0522***(3.26)0.0633***（5.11）0.0380***（2.76）0.0447***（3.74）0.0553***（1.22）0.0258***（1.29）0.0216**（2.05）0.0326**（1.92）0.0289***（1.15）0.0188**（2.04）0.0098***（1.05）0.0357**（2.01）0.0266**（1.96）0.0087（1.01）0.0122*（1.70）0.0244（0.98）0.0343**（1.89）-0.0145***（3.28）-0.0090***（-1.23）-0.0253**（-2.10）-0.0192*（1.73）0.1032**（2.03）0.0815***（3.22）0.0922**（2.11）0.1217***（2.86）-0.0144***（-3.22）-0.0125***（-3.17）-0.0167***（-3.27）-0.0223***（-3.10）0.0877***（2.86）0.1099***（2.65）0.1323***（3.01）0.1918***（1.19）常数项0.1428***（2.55）0.0944*（1.74）0.1199**（1.99）0.1313***（3.56）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验188.349[0.0000]267.333[0.0000]300.565[0.0000]222.580[0.0000]样本容量3849384938493849注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-9可知，国际研发资本技术溢出能够显著推动渐进性绿色技术水平的提高。具体来看，表4-9的第（1）栏给出的的估计系数为0.0529，在1%的水平上显著，这表明，企业对外直接投资有助于渐进性绿色技术进步。表4-9的第（2）栏给出的的估计系数为0.0718，在1%的水平上显著，这意味着企业通过引入外资也能够推动自身渐进性绿色技术水平的提高。表4-9的第（3）栏给出的的估计系数为0.0651，在1%的水平上显著，这说明，企业通过进口贸易所获得的国际研发资本技术溢出也对自身的渐进性绿色技术水平产生了显著的促进作用。表4-9的第（4）栏给出了总的估计结果，其中，、和的估计结果均在1%的水平上显著为正，其值依次为0.0418、0.0633和0.0522，从估计系数的大小来看，外商直接投资对渐进性绿色技术进步的影响效应最大，进口贸易的影响效应次之，而对外直接投资的影响效应最小。1.1.2对突破性技术进步影响的估计与分析表4-10列出了国际研发资本技术溢出对突破性绿色技术进步影响的估计结果。表4-10突破性绿色技术进步估计结果变量（1）（2）（3）（4）0.1033***(3.22)0.0938***(2.55)0.0211*(1.73)0.0122**(2.11)0.0113(1.06)0.0099(1.55)0.0557***（1.26）0.0608**（5.22）0.0711***（3.55）0.0446***（5.11）0.0486***（3.45）0.0826***（1.39）0.0633***（5.11）0.0777***（6.32）0.0196**（2.03）0.0208***（3.22）0.0174***（1.26）0.0322***（3.64）0.0110**（2.02）0.0092*（1.70）0.0124（0.74）0.0311**（5.12）-0.0092***（-3.05）-0.0103（-0.95）-0.0211*（-1.73）-0.0188***（5.29）0.1032**（2.03）0.0815***（3.22）0.0922**（2.11）0.1217***（2.86）-0.0167***（3.14）-0.0258***（2.55）-0.0384***（2.73）-0.0303**（2.11）0.0528***（2.55）0.0633***（3.01）0.0719***（2.94）0.0688***（2.85）常数项0.1159**（2.03）0.0992***（2.48）0.0943***（1.14）0.1215***（3.99）时间效应控制控制控制控制企业效应控制控制控制控制Hausman检验219.673[0.0000]131.298[0.0000]187.245[0.0000]205.212[0.0000]样本容量3628362836283628注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，（）内的值为t统计量值，[]内的值为伴随概率P值。从表4-9可知，国际研发资本技术溢出能够显著推动渐进性绿色技术水平的提高。具体来看，表4-9的第（1）栏给出的的估计系数为0.0529，在1%的水平上显著，这表明，企业对外直接投资有助于渐进性绿色技术进步。表4-9的第（2）栏给出的的估计系数为0.0718，在1%的水平上显著，这意味着企业通过引入外资也能够推动自身渐进性绿色技术水平的提高。表4-9的第（3）栏给出的的估计系数为0.0651，在1%的水平上显著，这说明，企业通过进口贸易所获得的国际研发资本技术溢出也对自身的渐进性绿色技术水平产生了显著的促进作用。从表4-10可以看出，国际研发资本技术溢出对突破性绿色技术进步具有显著的正向影响。具体来看，表4-10的第（1）栏给出的的估计系数为0.1033，在1%的水平上显著，这表明，企业对外直接投资有助于突破性绿色技术进步。表4-10的第（2）栏给出的的估计系数为0.0211，在10%的水平上显著，这意味着企业通过引入外资也能够推动自身突破性绿色技术水平的提高。表4-10的第（3）栏给出的的估计系数为0.0113，但不显著，这说明，企业通过进口贸易所获得的国际研发资本技术溢出对自身突破性绿色技术水平无显著的促进作用。表4-10的第（4）栏给出了总的估计结果，其中，、和的估计系数依次为0.0938、0.0122和0.0099，前两者分别在1%和10%的水平上显著，而im的估计系数未通过显著性检验，从估计系数的大小来看，对外直接投资对突破性绿色技术进步的影响效应最大，外商直接投资的影响效应次之，而进口贸易的影响效应最小，且不显著。通过对表4-9和4-10的分析可知，无论是渐进性绿色技术进步，还是突破性绿色技术进步，国际研发资本技术溢出均能起到显著的促进作用。不过，国际研发资本技术溢出的不同渠道对两者的影响存在差异。对于渐进性绿色技术进步而言，企业通过引入外资以及进口贸易所带来的推动作用较大，对外直接投资的正向促进效应相对较小；对于突破性绿色技术进步而言，企业通过对外直接投资所获得的国际研发资本技术溢出能够带来更为显著的促进作用，外商直接投资的效应相对较小，而通过进口贸易所获得的国际研发资本技术溢出对突破性绿色技术进步无显著性影响。1.5稳健性检验为了验证本章估计结果的可靠性，本节运用动态面板的系统广义矩估计方法（GMM）进行稳健性检验。为了检验估计结果的稳健性，在模型（4-1）中加入了表示绿色技术进步的被解释变量的滞后1期。本节从两个方面验证估计结果的稳健性，一是运用GMM方法实证分析国际研发资本技术溢出的三种渠道对绿色技术进步、渐进性绿色技术进步以及突破性绿色技术进行的影响，二是运用GMM方法对企业异质性估计结果进行稳健性检验。运用动态面板的系统广义矩估计方法（GMM）进行的稳健性检验结果由表4-11和表4-12所示。从表4-11和4-12的检验结果可知，当解释变量中加入被解释变量的滞后1期时，对外直接投资、外商直接投资以及进口对绿色技术进步、渐进性绿色技术进步以及突破性绿色技术进步的影响未发生显著性变化，控制变量的估计结果也基本未发生显著性变化，此外，在对企业异质性估计结果的稳健性进行检验时，主要估计系数也未发生显著性变化，因而，本文的估计结果是稳健的，验证了企业通过对外直接投资、引入外资以及进口所