《表3 自然资源禀赋对技术进步方式的影响效应估计结果》

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《自然资源禀赋、技术进步方式与绿色经济增长——基于中国省级面板数据的经验研究》

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注：“l.”为滞后算子，表示对应变量的滞后一期；AR(1）、AR(2）和Sargan对应括号内的数值为其估计值的p值，下同。

其次，为检验自然资源禀赋通过技术进步方式影响绿色增长效率过程中，自然资源禀赋对地区技术进步方式的影响，需对式（9）表示的模型进行估计，结果见表3。其中列（1）是仅以RES为解释变量，以技术创新（R&D）为被解释变量，采用静态面板数据模型估计的结果；列（2）是在列（1）基础上加入控制变量的估计结果；列（3）是在列（2）基础上采用系统GMM方法估计的结果，列（4）、（5）、（6）则是以技术引进（FDI）为被解释变量分别对应列（1）、（2）、（3）的方法进行估计的结果。结果显示，RES对R&D的影响系数均显著为负，具体（以列（3）准）为-0.0094；RES对FDI的影响系数均显著为正，具体（以列（6）准）为0.0092。这说明，当前中国省级层面的自然资源禀赋对技术创新存在负向影响、对技术引进存在正向影响；具体为，以RES衡量的自然资源禀赋每增加1个单位，分别会引起以R&D衡量的技术创新下降0.0094个单位，以FDI衡量的技术引进上升0.0092个单位。也就是说，自然资源禀赋会抑制地区技术进步方式中的技术创新，而增进进步方式中的技术引进。因此，自然资源丰富的地区更倾向于通过引进的方式推动技术进步，而自然资源缺乏的地区更倾向通过创新的方式推动技术进步。与此同时，以R&D和FDI为被解释变量的系统GMM估计结果中，两变量的一阶滞后系数均显著为正，具体分别为0.9234和0.9760。这说明，省级层面在技术进步方式上无论是采用创新还是引进，都会形成很强的路径依赖。上述结果也进一步印证了逻辑辨析中自然资源禀赋对创新这一技术进步方式具有“挤出”效应的结论，同时也将中国自然资源禀赋对技术引进影响的逻辑进行了确认——即存在促进作用。另外，控制变量中INS对R&D的回归系数显著为正，对FDI的回归系数为负，但不显著；REGU对R&D和FDI的回归系数分别为负和正，但均不显著；FIS对R&D和FDI的回归系数均显著为负。这说明，市场化程度促进了技术创新，对技术引进没有明显的影响；当前的环境规制对技术创新和引进都没有明显的影响；财政支出规模对地区的技术创新和引进均存在抑制作用。