研发投入门槛_外商直接投资与中国创新能力_基于门槛效应的检验_罗军

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2023年广西省公需课考试题

（）认为人才聚集有五大推动力: 即创造性工作的丰富性；企业家能力生产的可能性；容易识别知识的消费者；容易识别知识的供应者；未来提升空间。

A.佩鲁的增长极理论B.泰勒的人才聚集动因理论C.戈特利布的舒适度人才界集理论D.凯恩斯的就业与经济增长理论答案：B（）是实现民族振兴、赢得国际竞争主动的战略资源的重大判断。

A.科技B.军事C.人才D.经济答案：C“四个面向”不包括（）。

A.面向世界科技前沿B.面向文化主战场C.面向国家重大需求D.面向人民生命健康答案：B《关于充分发挥市场作用促进人才顺畅有序流动的意见》提出, 把（）和社会组织人才开发纳入各级政府人才发展规划, 一视同仁、平等对待。

A.公有制经济组织B.非公有制经济组织C.中外合资经济组织D.外资经济组织答案：B《关于分类推进人才评价机制改革的指导意见》提出, （）是人才发展体制机制的重要组成部分, 是人才资源开发管理和使用的前提。

A.人才评价B.人才流动D.人才使用答案：A《关于鼓励引导人才向艰苦边远地区和基层一线流动的意见》提出, 支持艰苦边远地区和基层加快发展, （）是关键。

A.人才B.教育C.科技D.经济答案：A《关于规范高等学校SCI论文相关指标使用树立正确评价导向的若干意见》的出台, 意在规范各类评价工作中（）, 探索建立科学的评价体系, 引导评价工作突出科学精神、创新质量、服务贡献, 推动高等学校回归学术初心, 净化学术风气, 优化学术生态。

A.评价内容的设定B.评价方式的设定C.评价指标的使用D.SCI论文相关指标的使用答案：D《关于规范高等学校SCI论文相关指标使用树立正确评价导向的若干意见》提出, 对于基础研究, 论文是成果产出的主要表达形式, 坚决摒弃以刊评文, 评价重点是论文的（）。

A.发表数量和被引次数B.影响因子C.ESI排名D.创新水平和科学价值答案：D《关于规范高等学校SCl论文相关指标使用树立正确评价导向的若干意见》提出, 规范各类评价活动。

技术差距的门槛与FDI技术溢出的非线性_理论模型及中国企业的实证研究

）、教育部新世纪优秀人才支持计划（）、教育部７０９２５００６ＮＣＥＴ１００３７３ ① 本文受到国家杰出青年科学基金项目（－－）、教育部博士研究生学术新人奖和湖南省研究生创新基金（人文社科规划项目（１０ＹＪＡ７９０２７４ＣＸ２０１０Ｂ１５６）以及湖南大学中央高校基本科研业务费专项资金的资助。感谢ＧｅｏｒｉａＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏａｔｒｉｃｋＭｃＣａｒｔｈｇｇｙ李海峥教授和Ｐｙ教授、ＧｅｏｒｉａＳｔａｔｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｒａｄｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｇｙ徐振辉教授和Ｂｙ魏颖琪教授的评论和建议。当然，文责自负。
，，，Ｎ资料来源：ＭｏｒｒｉｓｏｎＷ．ＣｈｉｎａｓＥｃｏｎｏｍｉｃＣｏｎｄｉｔｉｏｎｓ［Ｒ］ＣｏｎｒｅｓｓｉｏｎａｌＲｅｓｅａｒｃｈＳｅｒｖｉｃｅＲｅｏｒｔｏ．３３５３４，ｇｐ
ＴｈｒｅｓｈｏｌｄｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏＧａａｎｄＮｏｎｌｉｎｅａｒｉｔｏｆ－ｇｙｐｙＴｅｃｈｎｏｌｏＳｉｌｌｏｖｅｒｓｏｆＦＤＩｇｙｐ
·３· 技术差距的门槛技术溢出的非线性

FDI与区域创新能力关系中门槛效应的实证研究

2023
《fdi与区域创新能力关系中门槛效应的实证研究》
contents
目录
研究背景与意义文献综述与理论框架研究方法与数据来源门槛效应的实证分析结论与政策建议研究的不足与展望
01
研究背景与意义
随着经济全球化的深入发展，外商直接投资（FDI）对区域创新能力的影响日益受到关注。
然而，FDI与区域创新能力之间的关系并非简单的线性关系，而是存在复杂的门槛效应。
目前，学术界对于FDI与区域创新能力之间是否存在门槛效应以及如何确定门槛值仍存在争议。
研究背景
通过实证研究，有助于深入探究FDI与区域创新能力之间的门槛效应，为政策制定提供科学依据。
对于我国在全球化背景下提升区域创新能力，具有重要的实践指导意义。
本研究旨在通过门槛效应模型，探讨FDI与区域创新能力的关系，并为政策制定者和研究人员提供有关如何提高区域创新能力的建议。
根据门槛效应的存在性检验结果，选择非线性模型进行估计和模拟。
门槛效应的估计与模拟
采用替换变量、增加控制变量等方法进行稳健性检验，以验证模型的可靠性。
稳健性检验方法
根据稳健性检验结果，分析门槛效应的可靠性，并进一步探讨FDI与区域创新能力之间的关系。
结果分析
门槛效应的稳健性检验
05
结论与政策建议
影响因素分析
研究还发现，区域基础设施、人力资源、政策环境等也对区域创新能力产生重要影响。
要点三
调整外资政策
政策建议
加强区域基础设施建设
推进人才培养和引进
优化政策环境
06
研究的不足与展望
样本数据不足
01
由于FDI与区域创新能力的关系可能受到多种因素的影响，且这些因素可能随着时间和空间的变化而变化，因此需要更广泛、更深入的样本数据进行研究。

高技术产业知识积累、研发投入与科技创新

高技术产业知识积累、研发投入与科技创新作者：蒋兵张文礼程钧谟来源：《财会月刊·下半月》2021年第03期【摘要】选取我国高技术产业2009 ～ 2018年省际面板数据为样本，从研发投入视角构建知识积累影响科技创新的门槛效应模型，探究自主研发投入、FDI流入和政府补贴的门槛效应，并分析各地区所属门槛区间特征。

研究发现，知识积累对科技创新的影响均显著存在基于自主研发投入、FDI流入和政府补贴的“双重门槛效应”，且三个门槛变量下知识积累对科技创新均为促进作用。

自主研发投入、FDI流入和政府补贴的最佳研发投入区间分别为第二区间（10.124≤rd<13.694）、第三区间（fdi≥-1.26）和第一区间（gov<-1.999），此时高技术产业知识积累对科技创新促进效应最显著。

【关键词】研发投入;知识积累;科技创新;门槛效应一、引言高技术产业具有技术知识高度密集、技术生命周期短和产业回报能力强的特点[1] ，是推动要素驱动向创新驱动转变的核心力量。

我国高技术产业起步相对较晚，知识积累水平和创新能力略显不足。

近年来，虽然我国高技术产业不断加大研发投入，但创新能力提升幅度不大，产业创新绩效相较于发达国家处于较低水平[2] 。

这主要是由产业研发投入与既有知识积累不匹配所导致，存在研发投入远超知识积累的资源过剩现象或研发投入滞后于知识积累的短板效应缺陷。

研发投入是技术创新的基本投入要素，而知识积累是技术创新的基础并直接影响创新结果，研发投入需要与产业既有的知识积累水平协调一致，最大限度地激发和利用知识存量以提升创新能力。

因此，在既有知识积累水平下，如何科学合理地进行研发投入已成为我国高技术产业提升科技创新水平的关键问题。

基础资源理论认为知识是技术创新过程中最重要的资源，知识积累是创新驱动产出的关键因素之一。

关于知识积累与创新关系的研究多遵循熊彼特新经济增长理论，即知识存量有利于促进科技创新。

研发费用加计扣除政策与企业资本结构——基于非债务税盾理论

研发费用加计扣除政策与企业资本结构——基于非债务税盾理论李梁璐;刘晔;苏才立【期刊名称】《财会月刊》【年(卷),期】2024(45)12【摘要】本文以2016年开始实施的研发费用加计扣除政策适用范围拓宽作为准自然实验,利用2008~2019年A股上市企业的面板数据,采取双重差分方法实证研究加计扣除政策对上市公司资本结构的影响。

研究结果表明,研发费用加计扣除政策降低了企业有息债务水平,特别是显著降低了企业长期债务水平。

该结论经过平行趋势检验和稳健性检验后依然成立。

机制分析表明,研发费用加计扣除政策通过增加企业研发支出和研发强度、降低企业购建资产和有形资产比率,来降低企业的总债务水平和长期债务水平。

异质性分析表明,相对于非税收耗损企业和现金流紧张企业,研发费用加计扣除政策对税收耗损严重企业的长期债务水平的降低作用更显著,对现金流充裕企业的总债务水平和长期债务水平的降低作用均更显著。

【总页数】8页(P35-42)【作者】李梁璐;刘晔;苏才立【作者单位】厦门大学经济学院【正文语种】中文【中图分类】F275【相关文献】1.资本结构、非债务税盾与企业研发投入r——基于创业板上市公司的经验证据2.研发费用加计扣除政策对企业所得税的影响分析3.从研发(R&D)投入看加计扣除政策助力企业创新落实效果——基于加计扣除和研发统计中研发费用支出核算要求的推断分析4.研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究——基于2009—2022年中国A股上市民营企业的面板数据5.税收创新激励政策如何影响企业人力资本结构——基于研发费用加计扣除政策“资本-技术互补”效应因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

投资者应如何评估企业的技术研发能力

企业的技术研发资源：了解企业的技术研发资源，包括研发经费、研发设备、研发人才等。
企业的技术研发成果：了解企业的技术研发成果，包括已取得的专利、技术成果、产品等。
研发投入：企业的研发投入占总收入的比例
研发团队：企业的研发团队规模、结构、能力
研发方向：企业的研发方向是否符合市场需求和行业发展趋势
研发成果：企业的研发成果是否具有创新性和实用性
研发投入：企业对技术研发的投入情况，包括资金、人力、时间等
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研发团队：企业的研发团队规模、结构、能力等
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研发成果：企业研发成果的数量、质量、应用情况等
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技术储备：企业拥有的技术储备情况，包括专利、技术秘密等
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合作与交流：企业与其他企业、高校、研究机构等的合作与交流情况
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技术研发成果：包括专利数量、技术成果转化情况等方面的成果展示
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技术研发团队：包括研发团队的规模、结构、能力等方面的分析
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技术研发流程：包括研发流程的规范性、有效性等方面的评估
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技术研发环境：包括政策环境、市场环境、竞争环境等方面的分析
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技术研发战略：包括企业的技术研发战略、发展方向等方面的分析
专利授权数量：反映企业的研发成果和竞争力
技术转让和许可的数量和类型
技术转让和许可的收入和成本
技术转让和许可的合作伙伴和行业分布
技术转让和许可的成功案例和失败原因
企业新产品和新服务的研发投入
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企业新产品和新服务的市场表现
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企业新产品和新服务的技术创新程度
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企业新产品和新服务的生命周期管理

西部地区自主创新能力来源探究——基于外商直接投资的视角

一
段时间，因此，我们将（）中的ＦＩ２式Ｄ滞后一期，最终确立回
ｌｉ＝＋ｄ（ｎＮｃｃｎＲＧＰ，＋ｌＤ）
。
回归系数
５３７＊＊．２９＊
归模型为：
，＂ｎ１（ＤＩ）。３）／Ｋ＋８ｎＦ。＋ｓ，＋ｉ１（
余变量为控制变量。
果ＦＦ＜ｍ，ｋ，Ｔ－）则接受原假设，为设定的常截距项是可靠认的，反之，则拒绝原假设，认为应该采用各地区变截距模型进行回归。在实证中，采用Ｈａｓｎ验来判断哪种模型更为通常ｕｍａ检
有效：
根据（），１式建立东道国自主创新能力对数生产函数：
￣（Ｔ－Ｆｍ，Ｋ）（）４
根据上述理论分析，自主创新能力的形成类似于一种生产
过程，这一生产过程中，在自主创新能力与东道国的资本和劳动力的投入水平、ＤＩＦ以及东道国吸收能力密切相关。据此，本
文建立如下生产函数：
Ｎ＝（ＧＤＰＬＫ，ＤＩｆＲ，，Ｆ）（）１
从自由度为ｍ，－）Ｆ分布，给定的显著性水平０下，Ｔｋ的在【如
（）１式中，表示东道国的自主创新能力；ＤＰ表示人均ＮＲＧ国内生产总值，反映一个国家或地区在一定时间内经济和社会发展状况，在一定程度上代表该国家或地区对外商直接投资的吸引力；Ｋ分别表示自主创新活动所需投入的劳动力和资Ｌ和本；ＤＩＦ为外商直接投资规模。模型中，ＤＩＦ为主要研究变量，其

研发投入对企业竞争力的影响

研发投入对企业竞争力的影响作者：刘兴鹏来源：《特区实践与理论》 2019年第3期摘要:文章从政府视角出发,构建了同时包含企业经营绩效竞争力和社会竞争力的企业竞争力评价体系,采用Hansen(1996)提出的门槛回归扩充了非线性计量模型的分组检验方法,实证结果表面:我国上市企业增加研发投入反而会降低其竞争力水平,企业的规模扩大和高成长性都可以显著提高其竞争力,地区经济增长对企业竞争力有负向影响,地区通胀水平对企业竞争力有正向影响;用门槛模型对企业按规模分组回归后,发现中小企业增加研发投入会显著降低其竞争力水平,大企业的研发投入对其竞争力影响不显著,且大中型企业提高员工教育水平可以提升其竞争力水平。

关键词:企业竞争力;研发投入;政府视角;门槛效应中国分类号:F271.3 文献标识码: A 文章编号:1673-5706(2019)03-0043-09一、引言在知识经济时代,创新对于提高企业竞争力的重要性不言而喻。

然而,由于企业规模不同、所处行业不同以及企业所有权不同,研发创新对企业竞争力的影响也有所区别。

同时,企业竞争力并不仅仅是企业关注的问题,也是地方政府关心的核心问题,因为企业竞争力直接关系到地方经济的发展,而经济发展是地方经济保持繁荣的基础,只有经济保持健康发展,地方财政宽裕,地方政府才能有更多的人力、物力、财力投入到城市建设、教育、医疗、环境保护等民生领域。

因此,从政府的视角来研究企业竞争力具有重要意义。

由此,以下几个问题显得尤为重要:一是如何从政府角度构建一套实用性强的企业竞争力评价指标体系?现有文献中总结的企业竞争力评价指标体系多种多样且过于庞大,但大多未涉及政府视角。

那么,若从政府角度出发,现有的企业竞争力评价指标体系该做哪些调整呢?是否应适当地考虑企业对相关利益方、对地方税收和地区环境等的贡献?二是如何确定一种合理和具有可操作性的企业竞争力测评方法?三是影响企业竞争力的主要因素有哪些?对于不同类型企业,应采取哪些措施提升其竞争力?借助实证分析,我们可以找出影响企业竞争力的最主要因素,从而才能更加有效和更具针对性地采取措施以提高企业竞争力、促进经济发展,由此提出的政策建议对政府而言方能更具指导意义。

知识产权保护水平对产业创新的作用——基于开放型经济环境下的研究

收稿日期：2021-03-05基金项目：江苏省社会科学青年基金项目：“数字贸易推进江苏高质量开放的机制研究”（19EYC003）；江苏省研究生科研与实践创新计划项目：“中国企业嵌入全球价值链的创新效应问题研究”（KYCX19_1495）作者简介：曹皓洁（1997—），江苏南京人，南京审计大学经济学院研究生；张欢（1987—），江苏南京人，经济学博士，讲师。

一、问题的提出近些年来，以往的多边贸易体制由于发达国家的贸易保护主义盛行正在受到威胁。

原美国总统特朗普更是大力推进“美国利益优先”的执政理念，中国在进出口贸易方面频频遭到美国实行的贸易壁垒如《337》条款等的阻挠，发达国家在中国设立的跨国企业等也都因为中国劳动力等要素成本上升失去了原先的成本优势，内外部环境的推动要求中国要从劳动密集型外贸方式转到创新驱动型。

知识产权制度是国家创新体系的核心要素之一，对于提升国家创新能力，增强核心竞争力以及国际话语权具有不可或缺的作用。

根据世界经济论坛(WEF)公布的数据显示，通过对比发达国家和发展中国家，中国的知识产权保护意识相对单薄，比如人均专利申请量相较于美国和日本等国家很低，大多数产业缺乏自主品牌以及核心技术，仅有的一些品牌或者被国外的不法商人抢注，或者被模仿获利。

在开放型世界经济全球价值链分工日益深化的背景下，国际生产分工由产品分工向要素分工不断转变，在基于各个环节和链条层次上的要素耦合使得参与全球价值链分工体系的我国大多数企业获利。

但是在攀升高端环节时由于发达国家的主导地位（链主）使得“低端锁定”和技术依赖效应产生，严重地阻碍了我国产业自主创新能力和国际竞争力的提升。

在以上背景下，本文所要研究的正是在开放型贸易环境下知识产权保护水平对产业创新能力的作用机制。

二、文献综述近些年来，经济学家不断加深关于知识产权保护创新驱动效应问题的研究，关于知识产权保护与技术创新早期主要是研究封闭经济下两者之间的关系，Nordhaus 最早用数理模型对知识产权保护水平的静态作用机制进行推导，发现强的专利保护会导致企业产生更多的研发投入。

FDI技术溢出与区域创新能力差异的双门槛效应

通过门槛回归模型的运用，研究方法更加科学、严谨，提高了研究的可信度和可靠性。
为政策制定提供了新的思路和方法，有助于提高东道国对FDI技术溢出的吸收能力，缩小区域创新能力差异，促进经济发展和竞争力提升。
02
fdi技术溢出效应相关理论
fdi技术溢出的定义与途径
FDI技术溢出是指外商直接投资在东道国生产经营活动中产生的非自愿的技术扩散效应。这种效应的途径主要包括：外资企业与东道国企业之间的竞争、示范与模仿、人力资本流动以及产业链的上下游关联等。
04
fdi技术溢出与区域创新能力差异的双门槛效应研究
双门槛效应的术溢出对区域创新能力的提升存在两个门槛，分别是FDI流入量和区域创新能力。当 FDI流入量或区域创新能力达到第一个门槛值时，FDI 技术溢出对区域创新能力的提升作用开始显现，当FDI 流入量和区域创新能力同时达到第二个门槛值时，FDI 技术溢出对区域创新能力的提升作用达到最大。
感谢观看
区域创新能力的第一个门槛值较低，而第二个门槛值较高，说明区域创新能力对 FDI技术溢出的吸收能力也存在明显的双门槛效应。
在双门槛模型中，控制变量的系数与单一门槛模型相比发生了显著变化，说明双门槛模型的解释能力更强。
05
双门槛效应的对策建议
提升区域创新能力以增强对fdi技术溢出的吸收能力
王鹏, 张凤云. (2019). FDI 技术溢出与区域创新能力提升——基于中国省际面板数据的实证研究. 经济与管理, 31(1), 15-23.
王红领, 李青原. (2018). FDI 技术溢出与区域创新能力——基于中国制造业行业面板数据的实证研究. 世界经济研究, (7), 99-111.
THANKS

外商技术转移对我国自主研发的影响_邢斐

外商技术转移对我国自主研发的影响3邢　斐　张建华内容提要:本文在累积创新框架下建立一个动态博弈模型探讨外商技术转移对东道国自主研发的影响。

理论分析认为,FDI与技术许可(或其它形式技术交易)均具有促进或抑制东道国自主研发的效应。

运用中国36个分行业的工业企业在1999—2004年的面板数据进行系统G M M估计发现:技术贸易对我国企业研发投入既产生直接的替代效应,也通过技术溢出提升企业技术创新能力;FDI在短期对自主研发表现出显著促进与抑制作用,但长期影响不显著;FDI的技术溢出效应无论短期或长期效应均不显著。

关键词:FDI　技术贸易　自主研发一、引　言对于一个发展中国家而言,利用国际技术转移可以较低的成本获得技术进步。

外商转移的先进技术既可能带来东道国直接的生产能力和生产效率的改进,也可能带来技术能力的提升,而后者则是实现快速工业化和可持续经济增长的关键。

国际经验充分地说明了这一点。

例如,拉美一些国家通过引进大量外资和先进技术尽管获得了暂时的经济繁荣,但由于长期忽略了本国企业技术能力的培养,结果掉进了技术依赖的陷阱,丧失了经济发展的正常链条和产业生态,最终陷入了经济动荡;而另一些国家,如“二战”后的日本和20世纪80年代后的韩国,则是在引进国外先进技术的同时伴随高强度的技术学习和研发投入,从而成功实现了技术创新能力的迅速提升和经济持续发展。

改革开放30年来,我国的技术引进一直有两个重要渠道:一是从国外购买技术或技术设备;二是通过FDI引进国外技术。

通过购买技术以及“以市场换技术”引进外商直接投资,获得了产业的快速发展和生产能力的迅速提高,但大规模的技术引进是否提高了我国本土企业的技术创新能力却存在争议,仍然有待深入研究。

作为一种重要的技术转移方式,FDI被认为主要是通过竞争效应、示范和模仿效应、人员培训和流动效应以及前后向关联效应等渠道促进东道国技术进步(K inoshita,2001),许多经验研究也支持了FDI的促进作用(K okko,1994,1996;Liu,2000)。

环境规制对中国工业绿色创新效率改善的门槛效应研究

第20卷第2期2018年3月东北大学学报(社会科学版)J o u r n a lo fN o r t h e a s t e r nU n i v e r s i t y (S o c i a l S c i e n c e )V o l .20,N o .2M a r .2018d o i :10.15936/j.c n k i .10083758.2018.02.006 收稿日期:20170920基金项目:国家自然科学基金资助项目(71603281);国家社会科学基金资助项目(15B M Z 080)㊂作者简介:罗艳(1987),女,广西桂林人,中南财经政法大学博士研究生,主要从事环境经济学㊁财政学研究;陈平(1988),男,广西百色人,桂林电子科技大学讲师,经济学博士,主要从事人口㊁资源与环境经济学研究㊂环境规制对中国工业绿色创新效率改善的门槛效应研究罗艳1,陈平2(1.中南财经政法大学财政税务学院,湖北武汉 430073;2.桂林电子科技大学商学院,广西桂林 541004)摘要:采用基于S B M 的G l o b a lM a l m q u i s t -L u e n b e r g e r (GM L )指数方法测算了2005 2015年中国30个省级层面工业绿色创新效率,并采用面板门槛模型估计了环境规制对绿色创新效率的非线性关系㊂研究结果表明:我国绿色创新效率总体偏低,且呈现出西-东-中依次递减的格局;门槛回归表明在以经济发展水平㊁研发投入和所有制结构为门槛变量的条件下,环境规制对绿色创新效率均存在门槛效应,即环境规制对绿色创新效率的影响存在差异;产业结构对绿色创新效率的影响并不显著,对外开放有助于提高绿色创新效率,政府干预会抑制绿色创新效率的提高㊂关键词:G l o b a lM a l m q u i s t -L u e n b e r g e r ;绿色创新效率;门槛效应;环境规制中图分类号:F062.4 文献标志码:A 文章编号:1008-3758(2018)02-0147-08O n t h eT h r e s h o l dE f f e c to fE n v i r o n m e n t a lR e g u l a t i o n u p o n t h e I m p r o v e m e n t o f C h i n a s I n d u s t r i a l G r e e n I n n o v a t i o nE f f i c i e n c yL U OY a n 1,C H E NP i n g1(1.S c h o o l o fP u b l i cF i n a n c ea n dT a x a t i o n ,Z h o n g n a n U n i v e r s i t y ofE c o n o m i c sa n dL a w ,W u h a n 430073,C h i n a ;2.S c h o o l o fB u s i n e s s ,G u i l i nU n i v e r s i t y o fE l e c t r o n i cT e c h n o l o g y,G u i l i n541004,C h i n a)A b s t r a c t :T h eS B M -b a s e dG l o b a lM a l m q u i s t -L u e n b e r g e r (GM L )m e t h o dw a s u s e d t oc a l c u l a t eC h i n a s30p r o v i n c i a l -l e v e l g r e e ni n d u s t r y i n n o v a t i o ne f f i c i e n c y f r o m 2005t o2015,a n dt h e p a n e l t h r e s h o l d m o d e lw a sb u i l t t oe v a l u a t e t h en o n -l i n e a r r e l a t i o n s h i p b e t w e e n e n v i r o n m e n t a l r e g u l a t i o n a n d g r e e n i n n o v a t i o n e f f i c i e n c y .T h e r e s u l t s s h o w e d t h a t o n t h ew h o l eC h i n a s g r e e n i n n o v a t i o n e f f i c i e n c y i s l o w ,t a k i n g o nt h e W e s t -E a s t -M i d d l e d e s c e n d i n g o r d e r p a t t e r n .T h et h r e s h o l dr e g r e s s i o n s h o w e d t h a t t h e r ee x i s t sat h r e s h o l de f f e c to fe n v i r o n m e n t a l r e gu l a t i o no n g r e e n i n n o v a t i o n e f f i c i e n c y i fl e v e lo fe c o n o m i c d e v e l o pm e n t ,R&D i n v e s t m e n t a n d o w n e r s h i p st r u c t u r ea r et a k e na st h et h r e s h o l dv a r i a b l e s .B e s i d e s ,t h e i n d u s t r i a l s t r u c t u r ed o e sn o t h a v e a s i g n i f i c a n t n e g a t i v e i m p a c t o n g r e e n i n n o v a t i o ne f f i c i e n c y a n d o p e n i n g u p h e l p si m p r o v e g r e e n i n n o v a t i o n e f f i c i e n c y w h i l e g o v e r n m e n t i n t e r v e n t i o nw o u l d c u r b g r e e n i n n o v a t i o ne f f i c i e n c y.K e y w o r d s :G l o b a l M a l m q u i s t -L u e n b e r g e r (GM L );g r e e ni n n o v a t i o ne f f i c i e n c y ;t h r e s h o l d e f f e c t ;e n v i r o n m e n t a l r e gu l a t i o n近年来,随着经济的快速发展,中国的资源环境问题日益凸显㊂根据2017年‘B P世界能源统计年鉴“显示,2016年中国仍然是世界上最大的能源消费市场和世界上最大的碳排放国家㊂资源过度消耗㊁环境承载力逼近极限,已经严重制约了经济增长质量的提高和工业的可持续发展㊂中国的十三五规划明确提出,要大幅度提高能源资源开发利用效率,大幅度减少主要污染物排放总量,并逐步降低二氧化碳排放量㊂短期内采取严厉的环保措施减少污染排放的同时,也会导致产出下降㊂从长期来看,只有大力推广和实施绿色技术创新才可能实现经济增长和环境保护的双赢㊂一㊁文献综述随着国际社会愈加关注生态环境问题,绿色创新日渐成为学者们的研究热点,特别在绿色创新绩效评价方面,已取得一系列研究成果㊂华振(2011)[1]运用因子分析方法研究中国绿色创新绩效;周力(2010)[2]利用D E A-M a l m q u i s t生产率指数法测评中国区域绿色创新指数;苏越良等(2009)[3]基于粒子群优化B P神经网络的评价模型分析企业绿色持续创新能力㊂作为绿色创新绩效评价重要组成部分的绿色创新效率,国内却鲜有研究文献㊂目前,将环境因素考虑到企业技术效率评价的相关成果中主要选取两大类方法进行研究:一是借助数据包络分析方法,如涂正革等(2009)[4]利用D E A方法度量考虑环境污染排放因素前提下的我国企业效率,冯志军(2013)[5]引入D E A-S B M模型测评中国工业企业的绿色创新效率,张江雪等(2012)[6]基于绿色增长对技术创新方向进行约束,将环境负荷和资源生产率视做产出,运用四阶段D E A模型研究中国各地区工业企业创新效率;二是利用环境库兹涅茨曲线,如曹光辉等(2006)[7]检验中国环境污染排放是否随着人均G D P增加而出现拐点㊂关于环境规制与技术创新学术界形成了三种不同的观点㊂第一种观点是环境规制会促进技术创新,江珂(2009)[8]㊁韩峰和扈晓颖(2011)[9]等认为严厉正确的环境规制会导致企业积极进行技术创新,并从技术创新中获得收益,从而降低企业因为环境规制带来的成本㊂第二种观点是环境规制不会促进技术创新,解垩(2008)[10]㊁李玲和陶锋(2012)[11]认为强制性的环境规制会导致企业改变原有的技术路径,给企业带来额外的成本,从而影响创新的投入㊂第三种观点认为环境规制对技术创新的关系不存在确定性,J a f f e等(1997)[12]㊁L a n o i e等(2011)[13]㊁江珂和卢现祥(2011)[14]等研究表明环境规制与创新不存在确定性㊂从现有的研究来看,大都是针对环境规制对技术创新的影响展开研究,且二者之间的关系没有得到一致的结论㊂本文借鉴环境规制对创新效率产生影响的相关文献基础上,围绕环境约束下的中国工业绿色创新效率测度及环境规制强度是否与前者存在非线性关系这两个主题展开实证研究㊂首先,立足绿色创新的内涵,综合考虑工业绿色创新过程中涉及的环境㊁经济和社会效益,运用改进的非角度㊁非径向的S B M-GM L模型测度2005 2015年中国30个省区市的工业绿色创新效率;其次,采用两步系统GMM法检验不同地区环境规制强度对工业绿色创新效率产生的影响;最后,采用门槛回归技术分析环境规制与绿色创新效率非同步的成因及绿色创新存在的路径依赖特征㊂二㊁计量模型与数据说明1.计量模型设定(1)绿色创新效率测算模型㊂本文采用基于松弛方向性距离函数(s l a c k s-b a s e d m e a s u r e,简称S B M)的G l o b a l M a l m q u i s t-L u e n b e r g e r (GM L)生产率增长指数的方法测度了包含C O2和工业S O2排放作为非期望产出的绿色创新效率,并对其进行分解㊂和传统的M指数㊁M L指数不同,基于S B M的GM L指数通过构造全局生产技术集,能够有效克服跨期测度中可能存在的线性规划无解问题,使得不同时期的决策单元之间能够进行比较,避免了生产效率的被动提高和技术倒退现象的出现㊂为了定义和分解GM L指数,最重要的是对两种生产技术集进行界定:当期生产技术集和全局生产技术集㊂当期生产技术集定义为p t(x t)={(y t,b t):x t 生产y t,b t},其中,t=1, ,T;x=(x1, ,x N)ɪR+N,表示有N种非负的投入要素;y=(y1, , y M)ɪR+M,表示有M种好产出;b=(b1, ,b I)ɪR+I,表示有I种坏产出㊂当期生产技术集构建了一个所有生产单元在同一时期t的生产函数㊂841东北大学学报(社会科学版)第20卷全局生产技术集定义为P G (x )=P 1X 1ɣP 2X 2ɣ ɣP T X T ,这是在P a s t o r &L o v e l l(2005)提出的G l o b a lM a l m qu i s t 模型基础上进行了改进㊂本文将GM L 指数表示如下:GML t +1t(x t ,y t ,b t ,x t +1,y t +1,b t +1)=1+D G (x t ,y t ,b t )1+D G (x t +1,y t +1,b t +1)=1+D t (x t ,y t ,b t)1+D t +1(x t +1,y t +1,b t +1)ˑ1+D G (x t ,y t ,b t )1+D t (x t ,y t ,b t )1+D G (x t +1,y t +1,b t +11+D t +1(x t +1,y t +1,b t +1éëêêêêùûúúúú)=E C t ,t +1ˑT E C H t ,t +1(1) 方向距离函数D G (x t ,y t ,b t )=m a x {β|(y +βy ,b -βb )ɪP G (x )},当一个生产活动中如果出现好产出增加(减少), 坏产出减少(增加)时,则,GM L t ,t +1>(<)1,意味着生产率提高(降低)㊂E C t ,t +1表示全域效率变化指数,T E C H t ,t +1表示全域技术变化指数,当E C t ,t +1和T E C H t ,t +1大于1,则分别表示绿色创新技术效率提高和绿色创新技术进步㊂反之,则相反㊂(2)计量回归模型㊂现有文献表明,环境规制㊁研发投入及其他诸多因素都会对绿色创新效率产生促进或阻碍的作用,因此接下来构建实证模型来检验环境规制对绿色创新效率的影响,设定基准模型为:g m l i t =α0g m l i ,t -1+α1e r i t +α2e r i ,t -1+α3e d i t +α4e r i t *r d i t +α5e g d p i t +α6e r i t *r g d p i t +α7s o e r i t +α8e r i t *s o e r i t +α9x i t +μi +εi t(2) 模型(2)中,i 为个体,t 为时期,μi 为个体效应,εi t 为随机扰动项㊂gm l 为绿色创新效率衡量指标,e r 表示环境规制水平,r d 表示研发投入,r g d p 表示人均收入水平,s o e r 表示所有制结构㊂考虑到环境规制可能具有一定的滞后作用,本文采用了滞后一期的环境规制水平㊂同时,鉴于环境规制对绿色创新效率的影响存在明显的研发投入门槛,经济发展门槛和所有制结构门槛,因此本文也分别引入环境规制与研发投入(r d )㊁经济发展水平(r g d p )和所有制结构(s o e r )的交叉项,初步检验环境规制对绿色创新效率的影响㊂x i t 为影响绿色创新效率的其他控制变量㊂(3)门槛回归模型㊂H a n s e n (2000)提出的面板数据门槛模型,其核心思想是将门槛值作为一个未知变量纳入实证模型中,构建变量系数的分段函数,并对门槛值及门槛效应进行一系列的估计和检验㊂该方法具有两方面的优点:一方面,该方法不需要给定线性方程的形式,门槛值及其数量完全由样本数据内生决定;另一方面,该方法提供了一个渐进分布理论去建立待估参数的置信区间,同时还可以运用自抽样法 (b o o t s t r a p )来估计门槛值的统计显著性㊂该方法克服了交叉乘积项法和分组检验法的主观性和缺乏可靠参数估计的缺点㊂根据研究主题本文设定计量模型如下(以双重门槛模型为例):g m l i t =β0+β1i n d u s i t +β2o p e n i t +β3g o v i t +β4e d u i t +β5e r i t*I (t h r ɤλ1)+β6e r i t *I (λ1<t h r ɤλ2)+β7e r i t *I (t h r >λ2)+μi +εi t (3)其中,下标i 是地区,t 是时间,I (㊃)为门槛示性函数,t h r 表示门槛变量,λ为具体的门槛值㊂当t h r <λ时,I (㊃)=0;当t h r >λ时,I (㊃)=1㊂根据相关理论,本文分别以研发投入强度(r d )㊁经济发展水平(r g d p )和所有制结构(s o e r )为门槛变量,考察上述约束情况下环境规制强度(e r )对绿色创新效率的非线性影响效应㊂2.变量选取与数据说明目前为止,学者们尚未对绿色创新效率形成统一的理解和认识㊂本文综合已有关于绿色创新效率相关内容,借鉴张江雪和朱磊(2012)[6]㊁韩晶(2012)[15]㊁王惠等(2016)[16]的研究成果,绿色创新效率投入㊁产出指标选择如下㊂①投入变量:绿色创新效率投入主要包括人力投入㊁资金投入和能源投入三个方面㊂其中,人力投入采用国际上通用的研发(R D )人员全时当量来表示㊂资金投入原则上采用研发资本存量更能反映现实情况,但考虑到研发存量在不同的假定和计算方法下计算出来结果不尽相同,对最终测度结果的准确性也会有影响,因此,本文选用研发(R D )经费内部支出来表示㊂能源投入选择能源消费总量,并统一折算成标准煤来表示㊂②产出变量:包括期望产出和非期望产出两部分㊂其中,期望产出采用第二产业的增加值和专利申请数来表示;非期望产出采用目前被国际社会公认为是环境污染最主要原因的地区C O 2941第2期罗艳等:环境规制对中国工业绿色创新效率改善的门槛效应研究和工业S O2排放总量来表示㊂C O2排放量参照‘2006年I P C C国家温室气体清单指南“所提供的参考方法和参数的做法进行计算㊂绿色创新效率投入产出统计性描述见下表1㊂表1绿色创新效率投入产出变量的统计特征变量O b s M e a n S t d.D e v.M i n M a x R D人员全时当量/人年33080170930091209602061R D经费内部支出/亿元3302233041.61780能源消费量/万吨标准煤33012104800374242430第二产业增加值/亿元3306716651218035313专利申请数量/件3303781571453124605400C O2/万吨33030744203281886107771工业S O2/吨330670283398873212041734418③被解释变量:绿色创新效率,采用前文基于S B M的G l o b a l M a l m q u i s t-L u e n b e r g e r (GM L)指数测度出来的GM L值来表示㊂④核心解释变量:环境规制水平是本文的核心解释变量,对于环境规制强度本文借鉴了张成等(2011)[17]㊁尤济红和王鹏(2016)[18]等的做法,采用各地区工业污染治理项目本年完成投资占规模以上工业企业的主营业务成本的比重来表示,并记为e r㊂⑤门槛变量:本文选取研发投入强度(r d)㊁经济发展水平(r g d p)和所有制结构(s o e r)3个变量作为门槛变量,从不同角度深入分析环境规制对绿色创新效率的影响效应㊂之所以选择研发投入强度(r d)作为门槛变量是因为大多数的研究都认为内部研发支出是自主创新的源泉,与创新效率之间是正相关的关系[19];但也有人认为内部研发支出与创新效率之间呈非线性的关系[20]㊂选择经济发展水平作为门槛变量是因为:董直庆等(2015)认为只有越过一定的经济发展阶段才能发挥环境规制对清洁技术创新的作用[21]㊂而选择所有制结构作为门槛变量是因为目前关于所有制结构跟绿色创新效率之间的关系还没有一致的结论㊂有人认为国有企业比重越高,意味着资本越充裕,越有利于绿色创新效率[18],但也有人认为国有企业与生俱来的垄断性质会导致企业低效,不利于创新活动的开展[22]㊂结合我国实际情况来看,对于一个地区来说,国有企业比重并不是越高越好,也并不是越低越好㊂其中,研发投入强度(r d)采用各地区研发经费内部支出占工业增加值的比重来表示;经济发展水平(r g d p)采用以2004年为基期的消费者价格指数进行折算后的数据来表示;所有制结构(s o e r)采用规模以上企业中国有及国有控股企业所占的比例来表示㊂⑥控制变量:除了上述核心解释变量外,还需要考虑一些相关的控制变量㊂借鉴相关研究的基础上本文分别选取对外开放程度(o p e n)㊁产业结构(i n d u s)㊁政府干预(g o v)和受教育程度(e d u)四个指标作为控制变量㊂其中对外开放程度(o p e n)采用按照当年汇率进行换算后的地区进出口总额占地区G D P的比重来表示;产业结构(i n d u s)采用第二产业增加值所占的比重来表示;政府干预(g o v)采用政府总支出占地区g d p的比重来表示;受教育程度(e d u)采用就业人员人均受教育年限来表示,其中,文盲㊁小学㊁初中㊁高中㊁大专及以上接受教育年限分别为0㊁6㊁9㊁12和16年㊂以上的数据主要来源于2006 2016年‘中国统计年鉴“‘中国环境统计年鉴“‘中国人口与就业年鉴“‘中国工业统计年鉴“‘中国科技统计年鉴“等㊂三㊁实证分析1.绿色创新效率的测算结果与分析采用G l o b a lM a l m q u i s t-L u e n b e r g e r(GM L)指数测算得到了2005 2015年我国30个省区市的绿色创新效率,具体见表2㊂从整体来看,2005 2015年间中国绿色创新效率GM L指数均值为1.043,整体绿色创新效率呈改进趋势,且年均增长率为4.3%㊂其中绿色创新技术效率指数(E C)为1.015,绿色创新技术进步指数(T E)为1.027,说明绿色创新技术效率和技术进步均呈改善状态,绿色创新技术进步对我国绿色创新效率增长的作用更大,达到62.8%㊂因此,提高绿色创新技术效率应该是今后绿色创051东北大学学报(社会科学版)第20卷新效率活动过程中关注的一个重要方面㊂表2 我国30个省区市绿色创新效率:2005 2015年地区E CT CGM L东部北京1.0001.0911.091天津0.9771.0461.022河北1.0001.0161.016辽宁1.0501.0251.076上海1.0001.0681.068江苏1.0001.0581.058浙江1.0001.0281.028福建1.0001.0291.029山东1.0001.0411.041广东1.0001.0281.028海南1.0001.0031.003东部均值1.0021.0391.042中部山西1.0111.0261.037吉林1.0461.0271.074黑龙江0.9731.0030.976安徽1.0511.0221.074江西1.0271.0201.048河南1.0001.0031.003湖北1.0031.0141.017湖南1.0051.0121.017中部均值1.0141.0161.030西部内蒙古1.0001.0391.039广西1.0001.0341.034重庆1.0271.0151.042四川1.0621.0201.083贵州1.0381.0181.057云南0.9901.0171.007陕西1.0681.0521.124甘肃1.0341.0231.058青海1.0901.0211.113宁夏1.0151.0081.023新疆1.0001.0141.014西部均值1.0291.0241.053全国均值1.0151.0271.043注:所有均值为几何平均㊂从分地区来看:①绿色创新技术效率变化指数(E C )均值从高到低分别为西部1.029㊁中部1.014和东部1.002㊂这反映了近十几年来随着我国西部大开发战略的持续推进,东部产业向中西部地区转移过程中,也给这些地区带来了先进的生产研发技术和创新理念㊂同时,地区间生产要素流动加快也促进了资源的合理配置,这些因素都促使中西部地区绿色创新技术效率提高较为明显㊂样本期间30个省区市中有14个地区处于绿色创新技术效率改善状态,13个地区技术效率没有明显发生改变,仅有3个地区(天津㊁云南㊁黑龙江)绿色创新技术效率小于1,出现了恶化㊂②绿色创新技术进步指数(T C )均值从高到低排列为东部1.039㊁西部1.024和中部1.016,这说明过去十年间经济发展水平较高的东部地区,通过加大研发投入,提高绿色创新效率来改变地区经济发展方式,因此绿色创新技术进步遥遥领先其他地区㊂而中西部地区受资金㊁人才㊁地理位置等因素的限制,创新意识和创新能力不强,跟东部地区存在一定的差距㊂其中北京㊁上海㊁江苏和陕西的绿色创新技术进步指数排在最前列,北京技术进步年均增长率为9.1%,已经遥遥领先其他地区;上海排在第二,年均技术进步率达到6.8%;江苏和陕西的年均绿色技术进步率分别为5.8%和5.2%㊂③全域绿色创新效率(GM L )均值从高到低排列为西部1.053㊁东部1.042和中部1.030,可见在2005 2015年观察期内,西部地区的创新水平有了较大进步,后发优势明显㊂其中,仅有黑龙江省绿色创新效率小于1,出现了倒退;其余29个省区市的绿色创新效率都有所提高㊂绿色创新效率最高的两个省都来自西部地区,分别是陕西和青海,其年均增长率分别为12.4%和11.3%㊂2.全样本和分区域的实证检验环境规制对中国绿色创新效率是否有影响,影响程度和方向如何?不同地区之间是否存在差异?这些都对我国及各地区的工业环境规制的制定和实施具有重要的理论借鉴和现实意义㊂本章在前面分析的基础上,利用我国30个省区市工业企业的面板数据,采用动态面板估计方法进行了估算㊂估计结果如表3所示㊂表3 系统G M M 估计结果全国东部中西部L .gm l 0.121***0.160*0.063*e r -0.303***-0.201***-0.569***e r (-1)0.079***0.312***0.073**r d 0.089**0.075*0.189***e r ˑr d -0.056**-0.033*0.023***r g d p 0.538**0.878***-0.681e r ˑr g d p -0.209**0.159***-0.121s o e r 0.0860.0240.013e r ˑs o e r -0.0260.041***-0.019e d u 0.015***0.066***0.007o p e n 0.481***-0.0290.572***i n d u s 0.129-0.2030.023g o v -0.018***-0.009***-0.681_c o n s 0.703***0.016***0.903S a r ga n 25.322628.091116.7126A R (1)-1.8942-1.8104-2.5038A R (2)-0.7013-0.7485-0.5902注:***㊁**和*分别表示1%㊁5%和10%的显著性水平,下同151第2期罗艳等:环境规制对中国工业绿色创新效率改善的门槛效应研究从全国样本来看,滞后1期的绿色创新效率通过了1%的显著性水平㊂s a r g a n检验的p值为0.98(大于0.05),因此无法拒绝原假设所有工具变量均有效 ,即不存在工具变量过度识别的问题㊂A r e l l a n o-B o n d序列自相关检验的A R(2)p 值为0.5651(大于0.05),因此,扰动项不存在二阶自相关的关系㊂整体来看模型估计效果较好㊂从变量的估计系数来看,当期环境规制对工业绿色创新效率水平产生显著的负向影响,而滞后一期的环境规制水平带来显著的正向影响㊂这可能是由于当期的环境规制会使企业增加资金用来治理末端污染㊂这种环境规制所带来的遵循成本 ,会对企业技术研发支出产生挤出作用,导致企业技术创新能力下降㊂而滞后一期的环境规制会使企业从利益最大化角度进行考虑,选择通过购买先进的生产设备和生产工艺,或是加大绿色研发投入,来实现企业经济效率增长和环境污染控制的平衡㊂从分地区的估计结果来看,对东部沿海地区和中西部地区而言,当期环境规制都会对绿色创新效率带来负向的作用,而滞后一期的环境规制会对绿色创新效率产生促进的作用㊂从研发投入(r d)来看,研发投入对全国㊁东部和中西部地区的绿色创新效率都带来显著促进的作用㊂其中中西部地区研发投入对绿色创新效率产生的边际作用为0.189,远高于东部沿海地区的0.075㊂这可能是由于广大的中西部地区,尤其是西部地区,长期以来研发投入较少,创新能力较为薄弱,因此研发投入所带来的边际效应更大㊂从环境规制与研发投入的交叉项来看,全国和东部地区的交叉项显著为负,而中西部地区的交叉项显著为正,且影响大小不同,说明环境规制对绿色创新效率的影响,还跟各地区的研发投入大小有关,即存在研发投入门槛效应㊂经济发展水平(r g d p)对全国和东部地区起到正向的促进作用,而对中西部地区起到负向作用㊂这说明收入水平越高越有利于绿色创新效率活动的开展㊂可见经济发展对绿色创新效率活动同样存在门槛的作用,只有当地区经济收入水平跨越这道门槛时,才能对绿色创新效率产生积极的作用㊂从环境规制与经济发展水平的交叉项来看,全国和中西部地区均为负,而对东部地区为正,可见只有在经济发展水平高㊁研发实力强的地区才能发挥环境规制的作用㊂所有制结构(s o e r)的系数都不显著㊂这可能是由于多方面原因造成的:一方面相对于民营企业而言,国有企业的研发规模和研发实力相对较强,因此对绿色研发的作用更为显著;另一方面国有企业管理体制落后,资源配置效率较低,抑制了绿色创新效率㊂从环境规制与所有制结构的交叉项来看,只有东部地区显著为正,这可能是相对于中西部地区而言,东部地区民营企业较为活跃,研发能力较强,绿色创新活动对国有企业依赖较小,因此加大环境规制会促进东部地区绿色创新效率提高㊂从其他控制变量来看:就业人口受教育程度(e d u)对全国和东部地区的绿色创新效率都起到显著的促进作用,而对西部地区的绿色创新效率作用却并不明显㊂这可能是由于一方面中西部地区承接产业较为落后,对劳动力的受教育水平需求并不高;另一方面中西部地区就业人口中,高学历人才相对匮乏,因此对绿色创新效率的作用相对并不明显㊂对外开放程度(o p e n)变量对东部地区呈并不显著的负向作用,而对全国和中西部地区的影响显著为正,说明对外贸易的发展可能会带来污染产业转移,但同时也带来先进的生产设备及清洁型生产技术㊂总体来看,发展对外贸易有利于绿色创新效率的提高㊂产业结构(i n d u s)对绿色创新效率的影响均为负,但并不显著㊂这可以从两个方面来理解,一方面是由于长期以来的粗放型发展模式,导致工业发展过程中对能源的高度依赖,降低了绿色创新效率;另一方面工业发展引发的干中学效应有助于技术进步,导致整体上产业结构对绿色创新效率并不显著㊂政府干预程度(g o v)变量系数显著为负,可见过去十年间,在唯G D P增长为核心的政绩考核下,地方政府更多地是注重本地区的经济发展,而对环境污染监管㊁绿色创新投入的激励不足;同时,政府干预容易产生权力寻租,从而导致资源配置效率低下㊂系统GMM估计结果表明,不同地区间环境规制对绿色创新效率的影响各不相同㊂为什么会出现这种差异?笔者认为环境规制对绿色创新效率可能存在门槛效应,只要迈过这道门槛 ,才能充分发挥环境规制对绿色创新效率的促进作用㊂因此本文接下来就要探究制约绿色创新效率提高的门槛值和不同区间的作用系数㊂251东北大学学报(社会科学版)第20卷3.面板门槛估计在使用面板门槛模型之前,首先需要进行门槛效应检验,以便确定是否存在门槛及存在门槛的个数,最终选择相应的模型形式㊂为了保证数据的平稳,对所有变量均作了对数处理㊂利用H a n s e n (2000)提出的 b o o t s t r a p (自举法),通过1000次的b o o t s t r a p 重复模拟似然比检验统计得到对应的P 值和F 值,分别对单门槛㊁双门槛和三门槛进行了检验,最终结果如表4所示㊂表4 各变量门槛检验变量检验结果r dr g d ps o e r单门槛F 值6.567811.80215.6291P 值0.02410.00090.0046双门槛F 值5.78565.62713.9986P 值0.01810.03510.0251三门槛F 值5.25362.96772.1968P 值0.02090.07110.1509 注:B S 次数为1000次㊂由表4检验结果可知,研发投入强度(r d )门槛变量分别在5%的显著性水平上通过了单门槛㊁双门槛和三门槛检验;人均收入水平(r g d p )门槛变量分别在1%和5%的显著性水平上通过了单门槛和双门槛检验,在10%的显著性水平上通过了三门槛检验;所有制结构门槛(s o e r )变量分别在1%和5%的的显著性水平上通过了单门槛和双门槛检验㊂可见所有制结构和经济发展水平都存在双重门槛,研发投入存在三重门槛㊂进一步采用格栅搜索法确定门槛值,发现研发投入(r d )对应的门槛值分别为0.81%㊁1.75%和5.19%;经济发展水平(r g d p )对应的门槛值分别为17172元和59128元;所有制结构(s o e r )对应的是门槛值分别为6.29%和19.8%㊂确定门槛值以后,对式(3)进行门槛参数估计㊂表5报告了研发投入㊁人均收入和所有制结构门槛变量下的回归结果㊂表5 面板门槛估计结果变量研发投入(r d)为门槛变量人均收入(r g d p)为门槛变量所有制结构(s o e r)为门槛变量i n d u s-0.095-0.041-0.207o p e n 0.016*0.010**0.022*g o v -0.038-0.135**-0.087*s o e r 0.081***0.058***0.011e r _1-0.129***-0.019*-0.061***e r _2-0.056***-0.061***0.033*e r _3-0.0180.035**-0.018**e r _40.035**研发投入门槛变量的回归结果表明:①当研发投入小于0.81%,影响系数为-0.129,表明研发投入最为薄弱的地区,加强环境规制力度会对绿色创新效率产生显著的负向影响;②当研发投入介于0.81%~1.75%时,影响系数为-0.056,环境规制的抑制作用开始减弱;③当研发投入介于1.75%~5.19%时,影响系数并不显著,说明环境规制对绿色创新效率的抑制作用不明显;④而当研发投入大于5.19%,影响系数为0.035,说明环境规制对绿色创新效率产生显著的促进作用㊂2015年仅有5个地区(北京㊁天津㊁上海㊁江苏和陕西)研发投入达到5.19%㊂因此,进一步加大研发投入,是提高地区工业绿色创新效率最有效的途径之一㊂经济发展水平面板门槛模型的回归结果表明:①当人均收入低于1.7172万元时,环境规制的影响系数为-0.019㊂这说明对于经济发展水平较低的地区,由于产业发展落后,地理位置较为偏僻,人才匮乏,人们的创新意识较为落后,研发能力较为薄弱等原因,加强环境规制会抑制绿色创新效率的提高㊂②当人均收入水平介于1.7172~5.9128万元时,环境规制的影响系数继续为-0.061,抑制作用进一步加大㊂这可能是由于经济发展到一定程度后,随着产业规模和产能日趋扩大,资源消耗越和环境污染也开始增多,经济发展与环境污染的矛盾开始集中体现㊂③当人均收入水平越过5.9128万元时,人们开始注重绿色生活,对环境保护有了更高的要求,企业实施清洁生产的内在动力也会增加㊂因此政府加强环境规制会提高地区工业绿色创新效率㊂所有制结果门槛变量的回归结果表明:①当所有制结构比重小于6.29%时,环境规制会抑制绿色创新效率㊂②当所有制结构比重介于6.29%~19.8%时,弹性系数为0.033,环境规制351第2期罗艳等:环境规制对中国工业绿色创新效率改善的门槛效应研究。

专题询问强科技放管通堵促创新

上海正在加快建设具有全球影响力的科技创新中心，核心技术如何攻关？如何为科研经费使用放权松绑？科技成果转化的堵点如何打通？市十六届人大常委会第四次会议对本市开展科教兴国战略、增强科技自立自强能力综合执法检查情况的报告进行专题询问。

7月25日上午10点，市人大常委会组成人员在市人大常委会会议厅就座，与他们面对面应询的有来自市科委、市发展改革委、市经济信息化委、市教委、市财政局、市地方金融监管局、市国资委、上海科创办等14家单位的负责同志。

7位市人大常委会组成人员和专门委员会成员分别就核心技术攻关、科研经费改革、科技成果转化等涉及科技创新的关键点进行了询问。

核心技术攻关：不以出身论英雄“《上海市推进科技创新中心建设条例》鼓励各类创新主体在前沿科技、重大共性关键技术研究等方面开展联合攻关。

请问市科委目前在开展关键核心技术攻关方面还存在哪些困难和问题？下一步打算作出哪些改进？”市人大城建环保委副主任委员陆靖针对执法检查中，部分科研单位和领军企业反映本市在开展关键核心技术攻关的时候，动员能力还不强，相关工作还有提升空间的问题首先发问。

市科委主任骆大进表示，关键核心技术的攻关是科技创新工作当中重中之重的任务之一，也是上海科创中心建设中重点推进的任务。

上海聚焦国家战略的任务，聚焦重点发展的重点产业，联合组织各类创新主体，加快推进关键核心技术攻关，也取得了一些阶段性或者标志性的成果。

但他也感到关键核心技术攻关上还有很多工作要加强，“比如怎么样更好地面向国家和经济社会发展急需的未来产业和新赛道的发展布局，系统组织实施好关键核心技术攻关的人力方面还有待提升”。

在他看来，对关键核心技术攻关还需要更好地组织好各类创新主体，要有跨部门、跨地区、跨学科、跨领域的多主体协同机制，还需要健全相适应的一些配套政策。

据骆大进介绍，近年来上海通过推进科创中心建设，积极探索试点揭榜挂帅、赛马制等一些机制。

“如在大飞机上，我们通过揭榜挂帅，面向全国发榜，吸引了19个省市的100多家单位来共同参与，创新力、产业力、人才力和资金力也实现了一个比较好的协同。

OFDI对区域技术创新能力提升的门槛效应分析

第４０卷第２期
宜春学院学报
Ｖｏｌ４０，Ｎｏ２
２０１８年２月
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＹｉｃｈｕｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ
Ｆｅｂ２０１８
ＯＦＤＩ对区域技术创新能力提升的门槛效应分析
刘文华
（三明学院管理学院，福建三明３６５００４）
①
（Ｓｃｈｏｏｌｏｆｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳａｎｍｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｓａｎｍｉｎｇ３６５００４，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＴｈｉｓｓｔｕｄｙｃｏｎｓｔｒｕｃｔｓｔｈｅｎｏｎｌｉｎｅａｒｍｏｄｅｌｏｆＰＳＴＲｂｙｉｎｔｒｏｄｕｃｉｎｇｖａｒｉａｂｌｅｓｔｏａｂｓｏｒｐｔｉｏｎａｎｄｃｏｎｖｅｒｓｉｏｎａｂｉｌｉｔｙｆｒｏｍｔｈｅｆｏｕｒｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓｏｆｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｆｉｎａｎｃｉｎｇｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ，ｔｒａｎｓｐｏｒｔｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅ，ｅｘｐｏｒｔ－ｏｒｉｅｎｔｅｄｅｃｏｎｏｍｙｌｅｖｅｌＴｈｅａｒｔｉｃｌｅａｎａｌｙｚｅｓｔｈｅｄｙｎａｍｉｃｎｏｎｌｉｎｅａｒｒｅｖｅｒｓｅｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔｏｆＯＦＤＩｗｉｔｈｔｈｅｕｓｅｏｆｔｈｅＰｅａｒｌＲｉｖｅｒｄｅｌｔａ９Ｃｉｔｙ２００６－２０１５ｄａｔａＴｈｅｓｔｕｄｙｆｏｕｎｄｔｈａｔａｓｉｎｇｌｅｔｈｒｅｓｈｏｌｄｌｅｖｅｌｅｘｉｓｔｉｎｔｈｅｆｏｕｒｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓＷｈｅｎｔｈｅｖａｒｉａｂｌｅｖａｌｕｅｏｆａｂｓｏｒｐｔｉｖｅｃａｐａｃｉｔｙｏｆｈｉｇｈｌｅｖｅｌｒｅｇｉｏｎｉｓｈｉｇｈｅｒｔｈａｎｔｈｅｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇｔｈｒｅｓｈｏｌｄｌｅｖｅｌ，ＯＦＤＩｃａｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｅｎｈａｎｃｅｒｅｇｉｏｎａｌｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｃａｐａｂｉｌｉｔｙＴｈｅｒｅｉｓａｎｏｎｌｉｎｅａｒｄｙｎａｍｉｃｔｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎｍｅｃｈａｎｉｓｍｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌａｂｓｏｒｐｔｉｖｅｃａｐａｃｉｔｙｖａｒｉａｂｌｅａｎｄｔｈｅＯＦＤＩｒｅｖｅｒｓｅｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔＤｉｆｆｅｒｅｎｔｃｉｔｉｅｓｉｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔａｂｓｏｒｐｔｉｖｅｃａｐａｃｉｔｙｖａｒｉａｂｌｅｓｓｈｏｗｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔａｌｉｅｎａｔｉｏｎｔｈｒｅｓｈｏｌｄｖａｌｕｅｏｆｂｕｓｉｎｅｓｓａｌｉｅｎａｔｉｏｎＴｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｏｐｅｎｉｎｇｕｐａｎｄｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌｖａｒｉａｂｌｅｓｈａｖｅｔｈｅｇｒｅａｔｅｓｔｉｍｐａｃｔｏｎｒｅｇｉｏｎａｌａｂｓｏｒｐｔｉｖｅｃａｐａｃｉｔｙａｎｄｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｐｒｏｇｒｅｓｓＡｔｔｈｅｅｎｄｏｆｔｈｉｓａｒｔｉｃｌｅ，ｉｔｉｓｓｕｇｇｅｓｔｅｄｔｏｆｕｒｔｈｅｒｄｅｅｐｅｎｔｈｅｐａｔｔｅｒｎｏｆｏｐｅｎｉｎｇｔｏｔｈｅｏｕｔｓｉｄｅｗｏｒｌｄ，ｒａｉｓｅｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｆｉｎａｎｃｉｎｇｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｏｆｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓａｎｄｐｒｏｍｏｔｅｔｈｅｓｍｏｏｔｈｆｌｏｗｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｌｏｇｉｓｔｉｃｓＫｅｙｗｏｒｄｓ：ＯＦＤＩ；ａｂｓｏｒｐｔｉｖｅｃａｐａｃｉｔｙ；ｒｅｇｉｏｎａｌｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ；ｐａｎｅｌｓｍｏｏｔｈｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎＭｏｄｅｌ

FDI影响区域创新能力的人力资本门槛效应研究

A Research on Human Capital Threshold Effect of
The Impact of FDI on Regional Innovation 作者：罗军
作者机构：温州大学商学院,浙江温州325000
出版物刊名：国际商务：对外经济贸易大学学报
页码： 108-116页
年卷期： 2016年第6期
主题词：外商直接投资自主创新人力资本专利
摘要：基于门槛回归模型，以人力资本为门槛变量，实证分析了FDI对我国以发明专利、实用新型专利和外观设计专利为代表的不同层次自主创新的影响。

研究表明：FDI对发明专利的影响存在人力资本双重门槛效应。

在人力资本水平低于最低门槛值的省份，FDI会抑制发明专利的增加。

在人力资本水平跨越第二个门槛值的省份，FDI对发明专利有正向影响；FDI对实用新型专利的影响存在人力资本单一门槛效应。

在人力资本水平小于门槛值的省份，FDI对实用新型专利有负向影响。

在人力资本水平大于门槛值的省份，FDI会拉动实用新型专利的增加；FDI对外观设计专利的影响存在单一人力资本门槛效应，FDI对人力资本水平低于门槛值省份外观设计专利授权数促进作用大于人力资本水平高于门槛值的省份。

创新、产业结构与经济增长的门槛效应分析

创新、产业结构与经济增长的门槛效应分析谢兰云【摘要】本文利用汉森(Hansen)门槛回归分析的方法,从R&D强度、产业结构两个角度研究了1978-2012年我国R&D投入增长与经济增长之间的阶段性变化特点.实证结果显示,当R&D强度越过门槛后,R&D资本增长对经济增长的作用在不断加强;当工业占GDP比重越过门槛后,R&D资本增长对经济增长的作用由不显著转变为显著为正;但当第三产业占GDP比重越过门槛后,R&D资本增长对经济增长的作用却由显著为正转变为不显著.【期刊名称】《经济理论与经济管理》【年(卷),期】2015(000)002【总页数】9页(P51-59)【关键词】创新;R&D;产业结构;经济增长;门槛效应【作者】谢兰云【作者单位】东北财经大学管理科学与工程学院,116025【正文语种】中文目前关于创新投入对经济增长影响方面的研究大多是以内生增长理论为指导，主要借助改进的柯布—道格拉斯(Cobb-Douglas，C-D)生产函数、超越对数生产函数等计量经济模型或者灰色关联模型测定创新投入对经济增长的贡献。

格里利克斯(Griliches)最早使用C-D 生产函数模型来估计R&D 投入的产出弹性，[1]此后众多学者都在这方面做了大量研究。

[2]国内学者对这方面的研究也较多，如朱平芳、朱春奎等人都对我国创新投入与经济增长的关系进行了相关的研究，研究结果均显示创新投入与经济增长之间具有密切关系。

[3][4]根据发达国家的经验，一个国家发展初期R&D强度一般在0.5%～0.7%左右，国际公认的经济起飞阶段R&D强度为1.5%。

[5]改革开放以来，我国R&D强度从1986年的0.66%提高到2012年的1.98%，这期间跨越了从经济发展初期到经济起飞阶段的门槛，在不同的发展阶段，创新投入对经济增长的作用是否会有所不同？上述研究大多采用线性计量模型，反映的是创新投入对经济增长的平均影响程度，是一种静态的影响，无法反映创新投入对经济增长影响的动态变化，具有一定的局限性。

营商环境对企业创新的影响——基于门槛模型的研究

营商环境对企业创新的影响——基于门槛模型的研究
韦政伟;高亚林;杨川
【期刊名称】《广西师范大学学报（哲学社会科学版）》
【年(卷),期】2024(60)1
【摘要】基于历年统计年鉴和CSMAR数据库,构建营商环境衡量指标,并通过门槛模型深入考察营商环境优化对企业创新的影响,研究发现:营商环境优化对企业的创新活动具有显著的促进效应,且存在单一门槛效应。

同时,营商环境对非国有企业创新相较于国有企业创新具有更强的促进作用;营商环境能显著增强劳动密集型企业和技术密集型企业的创新动力,但对资本密集型企业的创新影响效应不显著。

因此,政府部门应加大营商环境优化力度和健全市场竞争体系来提升国家整体创新水平。

【总页数】13页(P117-129)
【作者】韦政伟;高亚林;杨川
【作者单位】清华大学经济管理学院;交通运输部管理干部学院;诺丁汉大学工程学院
【正文语种】中文
【中图分类】F20
【相关文献】
1.关切民企营商环境,主动为行业、企业创新发展发好声、服好务——中国工程咨询协会肖凤桐会长一行在广东座谈调研咨询行业发展、企业营商环境和投资建设状况
2.融资约束影响企业创新的门槛效应--基于营商环境异质性的视角
3.营商环境
对流通企业创新投入的非线性影响——基于要素配置效率的调节作用4.营商环境对企业创新绩效的影响研究——基于企业家冒险倾向的中介作用
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贸易开放、研发投入门槛与区域科技创新——基于中国省级面板数据的实证

贸易开放、研发投入门槛与区域科技创新——基于中国省级
面板数据的实证
王鹏;张可盈
【期刊名称】《科技管理研究》
【年(卷),期】2022(42)17
【摘要】为探究贸易开放对区域科技创新的作用机制,利用中国2005—2019年省级面板数据,建立以研发资金投入和研发人力投入为门槛变量的门槛面板回归模型进行实证分析。

研究结果表明,贸易开放对区域科技创新存在明显的研发资金投入单一门槛和研发人力投入双重门槛。

在低研发资金投入地区,贸易开放对区域科技创新有抑制作用;在高研发资金投入地区,抑制作用有所减弱。

在低研发人力投入地区,贸易开放抑制了区域科技创新;在中等研发人力投入地区,贸易开放对区域科技创新有不明显的促进作用;在高研发人力投入地区,贸易开放显著促进区域科技创新。

【总页数】11页(P100-110)
【作者】王鹏;张可盈
【作者单位】暨南大学经济学院
【正文语种】中文
【中图分类】F061.5
【相关文献】
1.我国区域技术创新投入的经济增长效应研究——基于中国省级区域面板数据的实证
2.外商直接投资对中国创新能力的研发投入门槛效应——基于省级面板数据的
检验3.高水平开放对农产品贸易发展的门槛效应研究——基于省级面板数据的实证分析4.绿色金融发展、研发投入与区域经济增长——基于省级面板门槛模型的实证5.贸易开放、人力资本结构高级化与科技创新能力——基于省级面板数据的实证分析
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中国经济增长动力切换的门槛效应检验--基于2001-2022年八大区域数据的实证

中国经济增长动力切换的门槛效应检验--基于2001-2022年
八大区域数据的实证
庞磊;陈晓磊
【期刊名称】《华东经济管理》
【年(卷),期】2024(38)1
【摘要】中国经济增长动力切换是高速度增长向高质量发展转变的关键环节。

文章运用Heckman两步法,聚焦研究中国经济增长动力切换问题。

研究发现:中国经济增长动力经历了由“低技能劳动+生产资本”向“高技能劳动+研发资本”切换的阶段;东部沿海和北部沿海地区处于“高技能劳动+研发资本”驱动状态,西北地区尚处于“低技能劳动+生产资本”驱动状态;中国经济增长动力在2001—2010年多为“低技能劳动+生产资本”驱动状态,2011—2015年多为“高技能劳动+生产资本”驱动,2016—2022年东部沿海和北部沿海地区率先切换为“高技能劳动+研发资本”驱动状态;此外,中国经济增长动力切换存在研发资本的“双门槛”和高技能劳动的“高门槛”效应。

【总页数】13页(P1-13)
【作者】庞磊;陈晓磊
【作者单位】云南师范大学经济与管理学院;昆明市社会科学院产业经济研究所【正文语种】中文
【中图分类】F124
【相关文献】
1.旅游业发展与区域经济增长关系的实证研究——基于桂林市1997年～2016年数据的实证检验
2.环境规制影响中国劳动力就业的区域异质性——基于产业结构门槛效应的实证检验
3.区域经济增长与能源消费关系的实证检验——基于中国八大经济区域的面板数据
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外资准入政策放松与制造业企业创新:以“负面清单”制度为例

外资准入政策放松与制造业企业创新：以“负面清单”制度为例宋赛虎;李娜【期刊名称】《南方经济》【年(卷),期】2024()2【摘要】以2018年“负面清单”制度在全国的实施为标志性事件,基于2011—2020年我国制造业上市公司数据进行准自然实验,综合运用多种识别策略检验外资准入政策放松对我国制造业企业创新的影响效应与传导机制。

双重差分模型分析表明“负面清单”制度的实施对我国制造业企业的创新能力提升具有显著促进作用,在稳健性、政策干扰排除检验后结论依然成立。

“负面清单”制度主要通过FDI 的溢出效应、竞争效应和关联效应三个渠道促进制造业企业创新能力的提升。

依据流入制造业FDI的“质优”转向新特点进行的异质性分析证实,外资准入政策放松后,并未导致低水平FDI的泛滥,而是促进了“质优”型FDI的流入,对弥合我国区域差距、倒逼企业创新、推动高技术和战略性产业的发展产生了显著的促进作用。

最后针对企业和社会环境等因素进行调节效应的拓展分析发现,企业吸收能力越强、融资约束水平越低及地区营商环境水平越高,越能促进“负面清单”制度政策效应的发挥。

文章把企业因素、产业因素和社会环境因素纳入到一个分析框架之中,从微观、中观和宏观层面进行深入分析,较为全面揭示了外资对本国企业创新能力变化的影响,为我国进一步扩大开放提供了理论和经验证据。

【总页数】22页(P40-61)【作者】宋赛虎;李娜【作者单位】集美大学财经学院;集美大学地方财政绩效研究中心【正文语种】中文【中图分类】F276【相关文献】1.竞争政策视域下我国外商投资准入制度的变革——兼论自贸试验区外资准入负面清单模式2.外资准入负面清单制度研究3.准入前国民待遇加负面清单管理制度下外资企业外汇管理分析4.放松市场准入管制提高了企业投资效率吗?——基于“市场准入负面清单”试点的准自然实验5.市场准入管制放松与企业创新——基于“市场准入负面清单制度”试点的准自然实验因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。