自主研發、技術溢出與我國綠色技術創新

宋維佳+杜泓鈺

摘要：本文通過使用我國30個省份2010—2014年的面板數據基于門檻模型的實證研究發現：我國綠色技術創新受國內自主研發及國際技術溢出兩方面影響。在國內自主研發過程中，研發資金投入、IFDI技術溢出以及環境規制對我國綠色技術創新存在顯著的正向影響；在國際技術溢出過程中，OFDI逆向技術溢出、貿易溢出渠道對我國綠色技術創新存在負向影響，但是貿易溢出影響并不顯著。本文發現，當OFDI逆向技術溢出水平高于一定門檻值時，研發資金投入對我國綠色技術創新的正向影響會顯著增加。因此，遵循“十三五”期間“綠色”“開放”的發展理念，整合協調資源、環境和經濟發展，促進我國綠色技術創新，各省份不僅要合理增加自主研發資金投入，更要均衡考慮對外直接投資數量，以實現我國技術創新的綠色轉型。

關鍵詞：綠色技術創新；OFDI；自主研發；國際技術溢出；環境規制；門檻效應

中圖分類號：F83059文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2017）08009808

一、引言

中共十八屆五中全會明確了“創新、協調、綠色、開放、共享”五大發展理念，這五大發展理念將成為我國在“十三五”期間，乃至更長時期內的發展思路、方向和著力點。對外開放的基本國策解除了我國經濟發展的桎梏，開放的思想更推動國內近些年“引進來”與“走出去”的發展，據商務部的統計資料顯示，僅2014年，我國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）凈額就達到1 231200億美元，較2013年增長142%。截至2014年底，我國1850萬家境內投資者在國（境）外設立對外直接投資企業2970萬家，分布在全球186個國家（地區）的年末境外企業資產總額達到3100萬億美元，對外直接投資累計凈額為8 826400億美元。然而，發展中國家經濟的發展常常以犧牲環境為代價，綠色技術創新不足，因而對于綠色革命的需求也更加迫切，這加速了我國綠色技術創新的發展。因此，

探討綠色技術創新的影響因素，在理論上是實現可持續發展與創新驅動發展“雙贏”的關鍵；在實踐上是迎合“十三五”規劃，打造我國經濟發展新動力的起點。我國作為世界第二大經濟體，綠色發展和環境保護將與國際接軌。然而，一直以來我國作為發展中國家，自主創新能力還比較薄弱，本文以綠色技術創新為切入點，研究對外直接投資對我國綠色技術創新的影響以及研發投入的作用，以期為我國綠色技術的發展提供理論上的支撐。

二、文獻綜述

（一）自主研發與我國綠色技術創新

揭水晶等[1]在研究中發現，一國的技術進步一方面依賴于國內的研發資金投入，另一方面得益于進出口貿易、外商對內直接投資（Intward Foreign Direct Investment，IFDI）和OFDI過程中的逆向技術溢出。劉小魯[2]通過實證發現了自主研發與技術進步之間具有相互促進作用，對于我國等后發國家而言，自主研發比重的提高能夠顯著促進國內的技術進步，這一觀點也得到Hu[3]、張海洋[4]與吳延兵[5]的支持。綠色技術作為整合了環境影響的現代技術，類比傳統技術創新過程，在創新要素的需求方面具有相似性，因而研發資金的投入同樣至關重要。畢克新等[6]在實證中發現，研發資金作為我國技術創新的重要來源，對我國綠色技術創新具有顯著的正向促進作用。

（二）OFDI逆向技術溢出與我國綠色技術創新

1OFDI逆向技術溢出提升我國綠色技術創新能力

沙文兵[7]認為在逆向技術溢出效應的作用下，我國OFDI能夠對國內創新能力產生顯著的正面效應。Lichtenberg[8]也得出了類似的結論，認為我國OFDI會促進國內技術水平的提高。近年來，我國部分學者在關注OFDI逆向技術溢出與技術創新關系的同時開始關注OFDI與我國綠色技術創新之間的關系，李國祥等[9]實證研究發現，在高強度環境規制下，OFDI的逆向技術溢出效應會顯著提高國內的綠色技術創新能力。

2OFDI逆向技術溢出未能提升我國綠色技術創新能力

然而，一些研究結果也顯示OFDI不僅并未產生顯著的逆向技術溢出效應，還有可能抑制母國全要素生產率水平的提升。白潔[10]根據1985—2006年我國對14個主要國家和地區的OFDI數據，就逆向技術溢出對全要素生產率的影響進行了實證分析，結果發現逆向技術溢出對全要素生產率的影響在統計上并不顯著。李梅[11]基于我國1985—2008年的OFDI數據，運用協整和誤差修正模型進行經驗分析，結果發現OFDI對我國技術進步沒有起到應有的促進作用。胡琰欣等[12]將綠色全要素生產率作為衡量我國綠色技術創新的指標，發現我國OFDI對綠色技術創新的影響存在著明顯的空間異質效應和滯后效應，并且在部分省份甚至產生了明顯的負面影響。

3OFDI逆向技術溢出對我國綠色技術創新能力的影響存在條件差異

李國祥等[9]發現我國OFDI的逆向綠色技術溢出效應存在條件差異。在環境規制力度較強時，OFDI對提高我國綠色技術創新能力具有顯著的正向效應，然而這一效應呈現出明顯的地域差異。其中，中部和西部地區的正向作用最為明顯，并顯著高于全國平均水平；東部地區的影響效果最小。因而在我國OFDI不斷增長的同時，要加強環境規制，以提高對外直接投資企業的逆向技術溢出效應。

（三）OFDI逆向技術溢出對我國自主研發創新能力的影響

自主研發作為新知識的投入產出過程，依賴于知識資本的存量水平。湯萱[13]認為知識資本既可以依靠自我累積獲得，也可以通過引進技術、技術溢出獲得。汪斌等[14]發現企業在對外直接投資過程中，跨國公司會通過人員流動、知識轉移和技術獲取的方式產生技術溢出。Freeman[15]認為技術溢出對我國企業研發投入而言可能產生替代效應，降低國內企業自主創新的動機。但邢斐和張建華[16]也認為國際技術貿易也會通過技術溢出提升企業技術創新能力，與自主研發呈現互補的關系。endprint

綜上所述，目前學術界對于OFDI逆向技術溢出在東道國綠色技術創新影響方面的研究結果尚存在差異，這在一定程度上削弱了其對現實的指導意義?！笆濉睍r期是我國產業結構調整、經濟轉型升級的重要時期，高技術產業會越來越加大對綠色技術創新的關注。促進國內綠色技術創新，需要真正將資源、經濟和環境三者結合起來，結合各省份實際情況，全面分析研發資金投入、OFDI、環境規制等內外部因素對綠色技術創新效率的影響。本文從OFDI逆向技術溢出的角度，以OFDI為門檻變量，從綠色技術內部創新渠道及外部影響因素兩個方面實證分析OFDI的流入對我國綠色技術創新的影響，希望對于綠色技術創新理論的發展有所裨益。

三、理論模型與研究假設

（一）理論模型

綠色技術是指根據環境價值，利用現代科學技術全部潛力的無污染技術，從經濟學意義上看，其最終目的是實現產品周期內部成本與外部成本總和的最少化，具有外部正效應。根據綠色技術進化程度以及與現有環境匹配的難易度，可將綠色技術分為三個層次：首先，末端治理技術層次，在生產最后環節消除生產過程中產生的污染。其次，清潔工藝層次，注重在生產過程中合理利用資源、減少污染。最后，綠色產品層次，從設計、研發、生產、銷售的全過程節約能源，預防污染。

1我國綠色技術創新傳導路徑

在當今對外開放的經濟條件下，技術創新的主要來源包括國內自主研發與國際技術溢出。Coe和Helpman[17]建立了C-H國際R&D溢出模型，并實證分析發現國際性的技術溢出主要通過OFDI與國際貿易實現。Lichtenberg[8]證實了IFDI在國際技術溢出中的重要作用。IFDI、OFDI與國際貿易作為國際間資源要素流通的重要渠道，在先進技術轉移過程中發揮著載體通道的作用。景維民和張璐[18]發現技術進步具有路徑依賴性，合理的環境管制能夠轉變技術進步方向，有助于我國工業走上綠色技術創新的道路?；诂F有的研究成果，結合當前我國綠色技術創新特征，本文從國內自主研發與國際技術溢出的角度，在前人研究基礎上梳理了我國綠色技術創新的傳導路徑。

在國內自主研發方面，技術創新作為以新技術和新知識為目標的生產活動，與一般生產活動相似，需要投入研發資金與研發人力，且受現有技術水平的制約。研發資金作為資本要素，在綠色技術創新過程中具有吸收能力及研發能力兩方面作用：吸收能力影響綠色技術創新促進要素的吸收轉化效果；研發能力則受到OFDI逆向技術溢出的影響，一般而言，發達國家的先進技術溢出具有示范效應，能夠為我國國內自主研發提供綠色技術范式，降低國內技術研發障礙。

在國際技術溢出方面，王恕立和李龍[19]認為國內技術創新能力的提高主要通過知識轉移、新技術的獲取以及收益反饋三種方式實現。知識轉移是在跨國經營過程中，國內企業海外分公司借助東道國先進的科技平臺，獲取東道國在技術管理方面的先進知識，進而通過人員流動以及公司間融通傳遞回母公司，以提升母公司在研發要素資源方面的儲備。新技術的獲取主要以技術的轉移為中心，一部分新技術通過子公司在東道國境內以并購等方式獲得先進技術后轉移回母公司獲得，另一部分則依靠子公司在東道國境內利用其先進技術要素研發取得。我國作為發展中國家，OFDI存在技術尋求型特征，因而更偏重于新技術的獲取。收益反饋作用于企業層面，跨國企業通過OFDI、IFDI及貿易渠道取得收益，會增加研發資金的投入，以爭取新一輪技術創新及收益的持續增加，以此形成良性循環。

在微觀層面上，郭飛和黃雅金[20]認為OFDI的逆向技術溢出以技術互動、技術傳遞以及技術吸收的三角循環方式實現?？鐕咀庸驹跂|道國境內通過技術互動取得其先進技術資源信息，通過內部組織結構設計、制度安排等渠道，將海外子公司在技術互動環節中獲得的專利技術、研發成果、研發信息及收益逐漸轉入母公司，在母公司進行最終消化、吸收及技術上的再創新，企業技術水平的提升又進一步促進了海外子公司的技術互動，推動新一輪的逆向技術溢出三角循環。

因此，本文將我國國內綠色技術創新實現的傳導路徑歸為以下兩個方面：一方面，隨著國內研發資金投入的增加，東道國的自主研發能力不斷提高，從而最終提升自身的創新能力；另一方面，國際上的技術溢出也會影響母國的創新能力，對東道國的綠色技術創新產生影響，而國際上的OFDI逆向技術溢出也同時影響母國的自主研發能力。

2指標測度與模型構建

（1）綠色技術創新產出水平測度

采用傳統的Cobb-Douglas生產函數衡量綠色技術創新的產出水平，

構建綠色技術創新產出的生產函數并轉換成對數形式，如式（1）所示：

LnInnoit=LnTFPit+αLnRDKit+βLnRDLit+εit（1）

其中，Inno表示綠色技術創新的產出水平，RDK表示技術創新中的研發資金投入，RDL表示技術創新中研發勞動投入，TFP表示全要素生產率，α與β分別表示研發資金投入和研發勞動投入的產出彈性，i表示省份，t表示時期，ε表示標準誤差。

（2）全要素生產率水平測度

在Coe和Helpman[17]C-H國際R&D溢出模型的基礎上，Lichtenberg[8]首次引入對外直接投資溢出渠道，如式（2）所示：

LnTFPit=C+β1LnSdit+β2LnSmit+β3LnSofdiit+εit（2）

其中，Sd表示國內研發資金存量，Sm和Sofdi分別表示經由進口貿易和OFDI渠道溢出的國外研發資金存量。β1—β3表示各變量的系數，C表示常數。

（3）綠色技術創新回歸模型構建

參考張倩[21]經實證發現的環境規制對綠色產品創新和綠色工藝創新的顯著激勵作用，本文最終構建的綠色技術創新回歸模型如式（3）所示：endprint

LnInnoit=C+α1LnRDKit+α2LnRDLit+α3LnSmit+α4LnSofdiit+α5LnSifdiit+α6LnLAWit+εit（3）

其中，LAW表示環境規制影響因素，Sifdi表示經由IFDI渠道溢出的國外研發資金存量，α1—α6為各變量的系數。

（4）門檻模型構建

本文的門檻模型構建基于Hansen[22]構建的面板數據門檻模型，基本方程為：

yit=u+β1xitIqit≤γ+β2xitIqit>γ+eit（4）

其中，q表示門檻變量，γ表示未知門檻，e表示隨機擾動項，I（）表示指標函數，取值0或1。

本文的門檻回歸模型設定如式（5）所示：

LnInnoit=C+α1LnRDKitILnSofdiit≤γ+α2LnRDKitILnSofdiit>γ+α3LnRDLit+α4LnSmit+α5LnSofdiit+α6LnSifdiit+α7LnLAWit+εit（5）

（二）研究假設

在對外直接投資數量很低時，由于國內自主研發受到國外OFDI逆向技術溢出的影響不足且受到現有知識水平、技術條件的限制，只能依靠現有研發知識存量進行摸索式研發。此時國內的技術創新具有偶然性，而綠色技術創新的要求更為嚴苛，創新過程要求考慮環境要素的影響，進而使得國內研發投入產生的研發成果十分有限，因此，本文做出如下假設：

假設1：在對外直接投資數量非常低時，由于只能靠國內自主研發探索式創新，自主研發投入對我國綠色技術創新的影響并不顯著。

在對外直接投資數量較低時，國內綠色技術創新主要依賴于自主研發投入。然而，我國作為發展中國家，科技水平較發達國家還有一定差距，技術創新主要以適應性為主，難以兼顧綠色環境發展原則，在國際性的技術溢出效應相對有限的情況下，受國內技術及研發水平的限制，研發資金投入對國內綠色技術創新的作用有限，因此，本文做出如下假設：

假設2：在對外直接投資數量較少時，由于OFDI對我國自主創新能力正向促進作用受到技術水平的限制，自主研發資金投入對我國綠色技術創新具有較低的正向作用。

對外直接投資數量達到一定門檻值后，由于國際性的技術轉移會產生顯著的綠色技術溢出，對國內綠色技術的研發產生積極影響與示范作用，增強國內自主研發資金投入的創新能力，進而大幅提高自主研發投入的綠色技術創新效率。因此，本文做出如下假設：

假設3：在對外直接投資數量達到門檻值后，由于OFDI對我國自主創新能力的溢出效應發揮了重要作用，自主研發資金投入對我國綠色技術創新具有顯著正向促進作用。

四、實證分析

（一）變量選取及數據來源

1變量選取

INNO表示綠色技術創新數量，采用綠色專利申請受理量進行衡量。根據“國際專利分類綠色清單”列表，本文綠色技術專利分類為：生物燃料、其他熱量制造或使用、軌道車輛、能量供應線路、一般的建筑隔熱、回收機械能、風能與燃料電池。

RDK表示研發資金投入，用各省份研發經費內部支出存量衡量。由于我國各省份較為完整的研發投資數據始于1998年，故將其設為基期，借鑒Griliches[23]的做法，計算方式如式（6）所示：

RDKi1998=RDKflowi1998/（g+δ）（6）

其中，RDK表示研發資金存量，RDKflow表示實際研發資金流量（2010年不變價格），g表示各省份1998—2014年研發資金支出的平均增長率，δ表示研發資金的折舊率，沿用C-H國際R&D溢出模型算法，取值5%。其余年份的研發資金存量采用永續存盤法計算，計算方式如式（7）所示：

RDKit=（1-δ）RDKi（t-1）+RDKflowit（7）

RDL表示研發勞動投入，采用各省份研發人員全時當量。

Sofdi表示我國OFDI渠道獲得的國際逆向技術溢出，其計算方式如式（8）所示：

Sofdit=∑OFDIjtYjtSjt（8）

其中，j表示技術外溢國，S表示技術外溢國研發資金存量，OFDI為我國的非金融類對外直接投資存量，Y表示GDP。由于發達國家較發展中國家而言更加注重研發資金投入，因此，本文主要選擇G7國家（美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大）作為我國的技術溢出國。

由于我國各省份的進口貿易、IFDI實際投資額、OFDI投資額等數據未能區分來源國，因而延用李梅和柳士昌[24]的方法，假設各省份OFDI金額占全國OFDI總額的比重越大，從G7國家獲得的OFDI逆向技術溢出就越多，其計算方式如式（9）所示：

Sofdiit=SofditOFDIflowit∑OFDIflowit（9）

其中，S的測算參照國內R&D存量的計算方法，OFDIflow為我國各省份非金融類對外直接投資。G7國家的折舊率設定為13%。

Sifdi以我國外商直接投資測算當年IFDI技術溢出總量，用各省份實際利用IFDI金額占當年全國實際利用IFDI總額的比重間接測算各省份IFDI技術溢出總量。Sm以我國進口貿易量測算當年通過貿易渠道獲得的國外技術溢出總量，用各省份進口總額占當年全國進口總額的比重間接測算各省份貿易溢出。LAW表示環境規制。環境規制從外部對我國綠色技術創新進行了約束，宗芳宇等[25]發現人均GDP 本身與東道國制度質量之間具有高度相關性，因而采用人均GDP衡量環境規制水平，并以國內居民消費價格指數進行2010年不變價折算。

2數據來源

本文選取我國30個省份2010—2014年數據進行分析。

綠色技術創新數據根據國際專利分類專家委員會制定的“國際專利分類綠色清單”，通過中國知識產權局的專利信息服務平臺進行分類統計及整理。其余數據來自于《中國科技統計年鑒》、中華人民共和國國家統計局、OECD Factbook 2016、《中國對外直接投資統計公報2014》《中國統計年鑒》、WDI數據庫以及我國各省統計年鑒。endprint

（二）面板數據檢驗

1描述性統計

對樣本數據進行描述性統計，具體結果如表1所示。

2面板數據平穩性檢驗

為避免虛假回歸或偽回歸的存在，本文對使用的面板數據在回歸前進行平穩性檢驗，即面板數據單位根檢驗（Unit Root Test），檢驗結果如表2所示，可認為所有面板數據均拒絕原含有單位根的假設，數據平穩。

3回歸模型選擇

本文利用豪斯曼檢驗方法選擇模型的設定形式。豪斯曼檢驗的原假設為使用隨機效應模型，檢驗結果發現P值（Prob> χ2 = 0004）低于0010，所以拒絕原假設，使用固定效應模型。

4面板數據內生性檢驗

在技術創新過程中，由于OFDI、國內自主研發與技術創新之間可能具有雙向因果關系，因而采用D-M檢驗檢查模型數據是否具有內生性問題，檢驗結果如表3所示。選取各解釋變量的滯后項作為工具變量進行檢驗，D-M檢驗的原假設為模型構建不具有內生性問題，本文檢驗結果不能拒絕無內生性偏誤的假設。

（三）門檻模型實證檢驗及結果

本文運用Stata14對OFDI門檻效應進行實證分析，對于門檻模型，應先確定門檻值的個數。由于不確定門檻值的個數，故依次在單門檻及雙門檻的假設下對門檻值的個數進行檢驗，采用Hansen[22]建議使用的Bootstrap（自舉）方法計算P值，結果如表4所示。

根據表4可知，OFDI的技術溢出在5%的顯著性水平下通過了單門檻的檢驗，但未通過雙重門檻檢驗，因而建立單門檻模型進行后續分析。

單門檻模型門檻值γ=3107，處于95%的置信區間內，將我國30個省份樣本數據按照OFDI逆向技術溢出效應強度分為兩個區間：低OFDI逆向技術溢出省份（LnSofdi≤ 3107，表5左側第4行）與高OFDI逆向技術溢出省份（LnSofdi> 3107，表5左側第5行）。單門檻模型回歸結果如表5所示。

可知，國內研發資金投入、OFDI逆向技術溢出、IFDI技術溢出以及我國國內環境規制均通過了顯著性檢驗。其中，OFDI逆向技術溢出對綠色技術創新存在負向影響，國內研發資金投入、IFDI技術溢出以及我國國內環境規制對綠色技術創新存在正向影響，并且當OFDI逆向技術溢出水平高于門檻值時，會顯著提升國內R&D研發資金存量對于我國綠色技術創新的影響水平。

由以上實證結果可知，應拒絕假設1，同時接受假設2及假設3。拒絕假設1的原因可能是由于本文分析時未能充分重視研發資金在我國綠色技術創新中的作用，即使在OFDI投資數量相對較少時，研發資金投入依然會對我國綠色技術創新存在顯著的正向促進作用。

（四）穩健性檢驗

通過檢驗發現本文所使用面板數據具有異方差問題，因而采用OFDI逆向技術溢出與國內自主研發資金投入交互項進行穩健性檢驗。由于本文模型非線性，當加入交互項后，發現自主研發對我國綠色技術創新的單獨影響系數變大，而交互項影響系數為負，說明OFDI逆向技術溢出效應能夠促進國內自主研發效率的提高，另一方面卻由于OFDI逆向技術溢出對我國綠色技術創新具有負向影響，限制了自主研發效率的增加幅度，然而OFDI逆向技術溢出對于我國綠色技術創新的影響遠小于自主研發對于我國綠色技術創新的影響，因而總體上還是提高了綠色技術創新的國內研發效率，這與門檻模型估計結果相一致。

五、結論與建議

（一）結論

目前，我國正值新舊常態轉換之際，也正是各行業轉換以往發展模式，排除傳統桎梏的重要機遇期，國內發展越來越重視與環境相協調。本文在行業結構調整轉型的宏觀背景下，選取綠色技術創新作為研究的重點，考察國內自主研發及國際技術溢出對其的影響，并分析“走出去”的對外開放政策在其中的作用，運用30個省份2010—2014年數據進行實證分析，得出如下結論：

第一，無論是國內的研發資金投入、環境規制還是由IFDI所帶來的國際技術溢出都對我國綠色技術創新產生顯著的正向影響。相反，由OFDI所帶來的逆向國際技術溢出卻對我國綠色技術創新產生顯著的負向影響。此外，研究還發現國內研發勞動投入及國際貿易所帶來的國際技術溢出對我國綠色技術創新的影響為負，但是并不顯著。

第二，國內研發資金投入是我國綠色技術創新的最主要影響因素之一，一直對我國綠色技術創新具有顯著的正向促進作用，并且當我國OFDI所獲得的逆向技術溢出達到一定門檻值后，國內研發資金投入對我國綠色技術創新的影響系數顯著增加，成為我國綠色技術創新產生的最主要方式。

第三，無論是國際技術溢出還是國內自主研發都對我國綠色技術創新具有顯著的影響，雖然我國對外直接投資所帶來的國際逆向技術溢出本身對國內綠色技術創新具有顯著的負向影響，部分削減了其達到門檻值后對國內研發資金投入帶動的綠色技術創新效率的提高，然而由于兩者本身在我國綠色技術創新效率水平上的差距，這并不絕對影響我國綠色技術創新效率的整體提高。

（二）建議

第一，自主研發對我國綠色技術創新有顯著的正向促進作用，因此，各省份要適量增加國內自主研發投入，促進我國綠色技術創新發展。在門檻模型中，通過我國30個省份的實證分析發現，盡管OFDI的逆向技術溢出效應對我國綠色技術創新效率存在門檻效應，但是自主研發一直對我國綠色技術創新具有顯著的正向促進作用。自主研發作為技術創新的重要來源，是我國綠色技術創新的基礎，需要國家的支持以及企業的大力投入。

第二，OFDI對我國自主研發有顯著的門檻效應，當OFDI逆向技術溢出水平達到門檻值后，自主研發對我國綠色技術創新的正向促進作用增強。在研究中還發現，雖然OFDI能夠促進自主研發效率的提升，但OFDI本身對我國綠色技術創新具有負向作用，因此，各省份要根據自身實際情況，合理進行OFDI。我國作為發展中國家，OFDI一直以發達國家為主，投資動機偏重于對東道國先進生產性技術資源的獲取，卻往往忽視對環境綠色技術資源的采集利用。以市場換技術的發展方式使得OFDI的逆向技術溢出效應無法在我國綠色技術創新中發揮應有的正向作用。endprint

第三，無論是國內自主研發還是國際技術溢出，兩條渠道均對我國綠色技術創新產生顯著影響，為保障國內綠色技術創新發展，要保證國內與國際兩條渠道。技術創新具有偶然性，然而發達國家的綠色技術在國際技術溢出中能夠對發展中國家自主研發形成示范效應，在提供研究參考的同時降低自主研發過程中的浪費。因此，提升我國綠色技術創新能力，要兼顧自主研發與技術溢出吸收并重。

因此，創造以綠色技術創新為主的新動力，需要合理引導OFDI、IFDI，增加國內自主研發投入及政府環境規制水平，為未來我國的綠色發展做好準備。

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（責任編輯：巴紅靜）endprint