環境規制、技術創新與城市產業結構升級

殷宇飛 楊雪鋒

摘要：產業結構升級是實現經濟發展和環境保護的關鍵，本文以我國113個城市的面板數據為研究對象，實證研究了環境規制、技術創新對產業結構升級的影響。研究結果表明：環境規制能直接促進我國的產業結構升級，且環境規制對東部地區產業結構升級的促進作用強于中西部地區;技術創新在環境規制與產業結構升級關系中發揮正向中介效應，并且當地區技術創新水平超過一定門檻值后，它能顯著增強環境規制對產業結構升級的影響;政府調控、城鎮化對產業結構升級具有促進作用，而產業規模和對外貿易對產業結構升級有正向影響，但不顯著。地方政府在利用環境規制政策促進產業結構升級時應充分考慮地區發展程度和產業結構特征，選擇合適的環境規制方式和強度，促進產業結構升級和生態環境保護協調發展。地方政府也需要制定綠色消費導向的環境規制政策，提升公眾綠色環保意識，通過綠色消費升級促進產業結構升級。

關鍵詞：環境規制;技術創新;產業升級;產業結構

一、引言

長期以來，由于經濟發展方式粗放、產業結構畸重等原因，我國的生態環境形勢變得極為嚴峻，環境問題呈現出結構性、復合型、壓縮性等特點，這與日益提高的人民群眾美好生活需要和優美生態環境需要相去甚遠。如何實現經濟發展與環境保護的協調發展，從根本上改變過去以破壞環境、犧牲環境為代價的粗放型經濟增長方式，成為擺在政府面前重大的決策議題。因此，黨的十九大報告提出加強生態文明體制改革，建設美麗中國的重大戰略決策，推進產業結構升級，轉變經濟發展方式已經成為解決當下生態環境問題的共識。然而，我國的產業結構升級主要受到政府產業政策的引導和干預，從而導致產業結構升級缺乏內在激勵。環境規制對污染企業施加外部環境約束，增加企業的生產成本，企業為了生存發展將會對原有的產品結構、企業管理結構、技術創新水平等進行調整，這種調整也會驅動產業結構升級。

環境規制對產業結構升級的影響已成為學術界關注的熱點，主要集中在以下幾個方面：第一，對“波特假說”的檢驗。部分學者認為合理的環境規制強度能激發企業技術創新、優化資源配置效率，從而產生“創新補償”效應，提高企業競爭力，促進產業結構升級①。另一部分學者認為環境規制會給企業施加較強的環境約束，產生投資擠出效應，降低企業競爭力，不利于產業結構升級②。第二，對“污染天堂假說”的檢驗，即發達國家的污染密集型企業傾向于到環境規制標準較低的國家或地區投資，這將增加外資流入地的污染密集型企業比重，阻礙產業結構升級③。也有研究發現我國的污染密集型行業具有向中西部遷移的顯著特征④。第三，還有學者從正式環境規制和非正式環境規制⑤、技術創新⑥、國際貿易⑦、行業壁壘⑧等角度研究了環境規制對產業結構升級的影響機制。

現有研究為本文奠定了一定基礎，但也存在一些局限。首先，在環境規制指標的測算方面，一般采用單一指標或綜合性指標來間接測算環境規制，較少包含政府環境信息公開方面的指標，而政府環境信息公開對于加強政府、企業以及公眾之間對環境信息的溝通協商，提升公眾對政府監管機構的信任，形成社會各方共同參與環境保護的良性互動關系也具有重要作用。這導致現有的環境規制指標難以準確體現政府在環境規制中的監管角色和環境治理的綜合效果。這一方面是由于數據可得性的限制導致難以準確測算政府環境信息公開，另一方面政府環境信息公開與地區產業結構升級間存在的內生性問題也會造成回歸結果偏誤。其次，現有研究較多采用省級層面的數據來研究環境規制對產業結構升級的影響，較少以城市樣本為研究對象。此外，現有研究較多使用線性模型研究環境規制、技術創新和產業結構升級兩兩之間的關系，也較少考慮到三者間的關系可能是非線性。與本文研究最為接近的是時樂樂和趙軍（2018）⑨、謝婷婷和郭艷芳（2016）⑩ 的相關研究，但兩者均以省級面板數據為對象，并且環境規制的測算也沒有包含政府環境信息公開方面的指標。

基于這一事實，本文嘗試進行如下拓展：第一，不同于以往研究，本文采用中國城市層面的現實證據強化環境規制對產業結構升級影響的實證研究與理論基礎，并通過工具變量法處理了環境規制與城市產業結構升級的內生性問題。第二，本文使用公眾環境研究中心（IPE）和美國自然資源保護協會（NRDC）共同發布的PITI指數衡量環境規制。該指標既包含了城市環境排放數據，又涵蓋了政府對企業污染排放的監管行為和政府、社會在環境信息評估、環保督查方面的互動信息，能較全面地衡量環境污染治理的效果。第三，本文通過引入中介效應模型和門檻模型，研究技術創新在環境規制與產業結構升級關系中的中介效應，進一步探究環境規制、技術創新與產業結構升級的非線性關系。

二、理論分析與研究假說

（一）環境規制對產業結構升級的直接影響

環境規制對產業結構升級的直接影響體現在以下幾個方面：首先，環境規制通過設置綠色行業門檻的方式，阻止了行業外污染密集型企業的進入，也抑制了行業內污染密集型企業的規模擴張。隨著行業內污染密集型企業所占比例逐漸降低，產業結構開始不斷升級{11}。其次，環境規制通過將環境污染的負外部性轉移給污染企業，增加企業的生產成本。在面對外部環境約束時，大型污染密集型企業可以通過購買治污設備或者調整產能的方式，降低污染物排放，達到環保標準。而對中小型污染企業而言，環境規制進一步壓縮了它們的利潤空間，導致中小污染企業難以實現規模經濟，沒有能力去購買或者升級治污設備，最終被迫退出市場，從而促進產業結構升級{12}。最后，隨著環境規制政策的實施，消費者的環保意識不斷增強，對綠色產品和服務的需求也逐漸增加{13}。消費者對綠色產品需求的增加直接通過市場機制作用于生產企業，促使企業增加綠色產品和服務的供給，綠色消費需求增加和政府的優惠補貼政策使得清潔型產業獲得快速發展。隨著污染密集型企業的比重不斷降低，清潔型產業的比重不斷增加，產業結構逐漸開始升級。基于此，本文提出如下假設：

H1：環境規制對我國城市產業結構升級具有正向影響。

（二）技術創新在環境規制與產業結構升級關系中的中介效應

技術創新是產業結構升級的核心要素，一方面，技術創新既能推動傳統勞動或資源密集型產業向技術密集型產業的轉型，又能催生高新技術產業，從而直接促進產業結構升級。另一方面，技術創新的技術擴散效應也會通過供給結構和貿易結構等途徑間接作用于產業結構升級。環境規制通過轉移環境污染治理的負外部性給企業，增加企業的生產成本，從而造成企業研發投資受到擠兌，企業的技術創新動力不足{14}。但“創新補償說”認為環境規制能激發企業技術創新、優化行業內部的資源配置效率，產生更顯著的“創新補償”效應，從而有利于產業結構升級{15}。蔣伏心等也認為環境規制在短期會增加企業的生產成本，但是企業不斷增加環境污染治理投入并不符合利潤最大化原則{16}。長期來看，企業進行技術創新既能提高自身的生產效率從根本上控制污染排放，又能增加企業利潤，彌補環境污染治理費用，從而實現利潤最大化。事實上，無論是正式環境規制，還是基于環境信息公開、公眾綠色環保意識的非正式環境規制，在短期內都會在一定程度上增加企業的生產成本。企業一般會采用綠色生產技術研發新產品或者升級改造原有生產設備等方式控制污染排放，這些都需要加大對技術創新的投入。所以，合適的環境規制能促進企業的技術創新，提高行業的技術水平，促進產業結構升級。基于此，提出如下假設：

H2：技術創新在環境規制與我國城市產業結構升級關系中發揮正向中介效應。

（三）環境規制對產業結構升級影響的區域差異性

由于我國地區經濟發展不平衡，環境規制強度與技術創新水平也存在差異，這將導致環境規制對地區產業結構升級的影響可能存在地區差異性。在經濟發展水平較高，技術創新能力強的地區實施高強度的環境規制，將倒逼企業進行綠色技術創新，促進地區產業結構升級。而在經濟落后、技術創新實力薄弱的地區實施高強度的環境規制，將會抑制企業的技術創新，不利于地區產業結構升級。因此，有必要針對地區發展水平和技術創新水平的差異，研究環境規制對產業結構升級的不同影響。為此，提出如下假設：

H3：環境規制對城市產業結構升級的影響具有地區差異性。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文基于公眾環境研究中心（IPE）和美國自然資源保護協會（NRDC）共同發布的PITI指數中的我國113個城市為研究樣本，時間范圍為2008—2017年。數據來源為《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》以及同花順IFIND數據庫和國泰安數據庫。

（二）被解釋變量

產業結構升級（STRU）：在經濟發展過程中，產業結構升級是三次產業所占比重變化的動態過程。經濟發展促進三次產業結構逐步向產業高級化演變，即第一、二產業逐步向第三產業轉移。干春暉（2011）認為第三產業產值與第二產業產值的比重能較好地衡量產業結構升級{17}。因此，本文同樣用第三產業產值與第二產業產值之比衡量產業結構升級。

（三）解釋變量

環境規制（ER）：目前環境規制強度的測算方法較多，學術界并未形成統一的測算標準。環境污染治理投資{18}、能源消耗與GDP比值{19}、工業增加值與排放量的比重{20}、單位污染物排污費征收額{21}以及地方政府頒布的環保規章數量{22}等指標都曾被用來衡量環境規制強度。也有學者通過構建包含能源消耗、環境污染排放的綜合環境規制指數來測算環境規制強度{23}。現有文獻已從多個角度進行了環境規制測算，但是鮮有文獻包含政府環境信息公開方面的指標。2007年國家環境保護總局實施的《環境信息公開辦法（試行）》和部分地區建立的環境信息公開制度為環境信息公開創造了良好的外部條件，但是我國這方面專業數據庫的建立仍然不健全。因此，本文選擇公眾環境研究中心（IPE）和美國自然資源保護協會（NRDC）共同發布的PITI指數衡量環境規制強度。PITI 指數從全面、及時、完整和用戶友好四個維度，對全國113個重點城市涉及污染源管理的日常監管、自行監測、互動回應、排放數據、環評信息等環境信息公開狀況進行量化評價，能更全面地衡量地區環境規制強度。

技術創新（TECH）：企業技術創新能力越強，則單位產出的能耗則越低，環境污染程度越小。關于技術創新指標的衡量，有的學者采用專利申請數、專利發明數{24}，有的學者則采用科研經費投入{25}。研發人員全時當量能較好地衡量城市技術創水平，但由于統計口徑差異和數據缺損較大，本文借鑒王鋒正等（2018）的研究{26}，近似地選擇地級市從事科研、技術服務人員數量衡量技術創新程度。

（四）控制變量

產業結構升級過程較為復雜，影響因素較多。本文將較為重要的影響因素以控制變量的形式引入，具體如下：一是產業規模（SCAL），用全社會固定資產投資與GDP的比重表示。二是對外貿易（TRAD）。徐婧（2015）認為對外貿易既能通過改變貿易雙方的供給和需求結構來影響產業結構升級，又能在微觀上改變出口商品結構來影響產業結構升級{27}。本文用進出口總額與GDP的比重表示對外貿易程度。三是政府調控（GOV）。政府產業政策對當地產業結構有較大影響（林毅夫，2012）{28}，政府對產業發展的干預越強，產業結構轉型受政策影響相應也越大。本文借鑒潘紅波（2008）的做法，采用政府財政支出占GDP的比重衡量政府調控{29}。四是城鎮化（UR）。藍慶新、陳超凡（2013）認為城鎮化通過人口、資源的流動和集聚實現外部經濟性，從而影響產業結構升級{30}。本文選取城鎮人口占總人口的比重表示城鎮化水平。

（五）模型設定

為驗證前文假設，本文基于2008—2017年我國113個城市的面板數據為研究對象，將產業結構升級作為被解釋變量，建立模型（1）檢驗環境規制對城市產業結構升級的影響，建立模型（2）、（3）將技術創新作為中介變量，檢驗技術創新是否發揮中介效應。

其中，i表示城市（i=1，2…），t表示時間。STRUit是產業結構升級指標，TECHit是技術創新指標;SCALit代表地區產業規模;TRADit表示對外貿易活躍程度;GOVit表示表示政府干預經濟的強度;URit表示城鎮化水平。σi為個體固定效應，λi為時間固定效應，θit為隨機擾動項。其中，中介效應的檢驗過程為：（1）如果α1顯著，則表明環境規制對產業結構升級有顯著影響，存在總效應。（2）如果β1顯著，則表明環境規制能顯著影響技術創新。（3）如果η2顯著，則說明技術創新能顯著影響產業結構升級;當η1不顯著時，說明技術創新發揮完全中介效應。當η1顯著時，技術創新發揮部分中介效應。并且，如果β1×η2與η1符號相同，則中介效應占總效應的比值為|β1×η2/α1|; 如果β1×η2與η1符號不相同，那么技術創新發揮遮掩效應，占比為|β1×η2/η1|。（4）如果β1與η2至少有一個不顯著，那么就需要進行bootstrap檢驗，測算β1×η2的大小。

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

由表2描述性結果可知，環境規制的平均值為0.417，最小值為0.083，最大值為0.853，表明環境規制的地區差異較大。產業結構升級的平均值為2.327，最小值為1.052，最大值為2.801。變量間相關系數均小于0.5，最大為0.35，產業結構升級和技術創新、環境規制的相關系數分別為0.34和0.25，表現出正相關關系。另外，表3所示變量間的方差膨脹因子最大值為1.26，最小值為1.08。結合相關性分析結果，可認為變量間不存在多重共線性問題。

（二）回歸結果分析

回歸結果如表4所示，環境規制對產業結構升級的影響顯著為正，回歸系數為0.0305，說明環境規制對產業結構升級有促進作用。加入了其他控制變量后，環境規制的系數仍然顯著為正，進一步說明環境規制對城市產業結構升級的直接促進作用，假設1得到驗證。

為了檢驗環境規制是否通過技術創新間接影響產業結構升級，本文將技術創新作為中介變量對其進行檢驗，結果如表4所示。表4第（3）列顯示環境規制對技術創新的回歸系數為正且顯著，表明環境規制確實促進了技術創新。表4第（4）顯示技術創新對產業結構升級的回歸系數為0.0196，且顯著，結合表4第（2）、（3）的結果，可知技術創新在環境規制對產業結構升級的影響中發揮正向中介效應，中介效應占比為21.18%，假設2得到驗證。

其他變量方面，產業規模的回歸系數在回歸結果表4的第2列和第4列中雖然為正，但并不顯著。這可能是因為改革開放以來，我國各個行業已經形成了一定的行業規模，而產業發展規模越大，進行產業結構升級的難度也就越大。并且，行業中的較多企業存在技術落后和產能過剩的問題，這導致了我國目前勞動、資源、污染并存的產業結構局面，此時進行清潔型為主導的產業結構升級必然阻力重重。對外貿易的回歸系數在表4的第2和第4列中均為正，表明對外貿易對于產業結構升級是有利的。目前我國外貿出口以工業制品居多，服務業產品占比相對較低，這導致了對外貿易的回歸系數雖然為正，但并不顯著。政府調控變量對產業結構升級的回歸系數均為正，且顯著，表明政府調控對產業結構升級是有利的。事實上財政支出對產業結構影響是長期的，財政支出到某個產業，將增加該產業的資本存量，從而促進該產業勞動生產率的提高和行業占比，促進原有產業結構升級。城鎮化對產業結構的回歸系數顯著為正，表明城鎮化率的提高有利于產業結構升級。城鎮化會加速資本和人口流動，產生產業集聚或要素集聚效應，促進不同產業間的分工及重組，從而有利于產業結構升級。

（三）內生性、穩健性與地區異質性

一是內生性問題。雖然前文的分析已經證實了環境規制對產業結構升級具有顯著的促進作用，但模型本身潛在的內生性可能會導致回歸結果出現偏誤。這種內生性主要體現為：本文選擇PITI指數來衡量環境規制，而那些城市的PITI指數得分較低本身可能是由城市較低的產業結構升級水平所導致的結果，這種雙向因果關系會導致潛在內生性。另外，模型設定中可能忽略了那些難以衡量的因素，比如政府的制度建設等，遺漏變量也會導致內生性的發生。基于此，本文參考史貝貝（2019）等的方法，引入地級市的報紙種類數量作為工具變量{31}，使用兩階段最小二乘法（2SLS）重新驗證環境規制對產業結構升級的影響及作用機制。這是因為報紙作為傳統傳播信息的載體，能集中反映民生訴求和社會熱點，也是政府了解當前民生訴求的重要途徑之一。報紙的種類越多越有可能反映更多的環境公開信息，一旦環境問題成為報紙報道的主要議題，地方政府就很有可能出臺環境治理政策，比如建立環境信息公開制度、環境污染收費等。另外，報紙的種類一般也不會隨著城市產業結構的升級發生明顯變化。為了考察工具變量是否嚴格外生，需要進行過度識別檢驗，P值大于0.1表明工具變量是外生的，與擾動項不相關;另外，工具變量與環境規制變量在5%水平顯著正相關。這些均表明報紙的種類滿足工具變量的基本假設。表5報告了兩階段最小二乘估計（2sls）結果，可以看出環境規制系數在1%水平上顯著為正，同時，弱工具變量檢驗Wald F統計量的取值分別為40.85、40.96、54.77，均大于8.96的臨界值，說明本文選擇的工具變量通過了弱工具變量檢驗。在考慮了內生性問題之后，模型的回歸結果仍與前文的估計結果一致。

二是穩健性檢驗。為了進一步利用面板數據包含的信息和考察估計結果的穩定性，本文借鑒徐德云（2008）等{32}的方法，采用第一二三產業的產值與GDP的比重來構建產業結構升級指標，該指標賦予了第三產業較高的權重，能更靈敏地識別第三產業比重的變化，較好地衡量地區產業結構升級的水平。具體計算公式如下：

其中，Yi對應的是i產業產值占當地GDP的比重，STRU的最小值為1，最大值為3。當STRU的值越接近1，說明第一產業在GDP中所占比重越大，產業結構處于初級水平。當STRU的值越接近3，說明第三產業在GDP中所占比重越大，產業結構水平越高，回歸結果如表6所示。當環境規制為解釋變量時，回歸系數為0.0124，在5%水平下顯著，加入控制變量后環境規制的系數降為0.0119，表明環境規制對產業結構升級有促進作用。當技術創新水平作為解釋變量時，回歸系數為0.172，在1%水平下顯著，表明技術創新有利于產業結構升級。當技術創新加入模型中時，技術創新的系數為0.096，且顯著。進一步說明技術創新、環境規制對產業結構升級的促進作用，也說明前文的結論是穩健的。

三是地區異質性。我國地區間經濟發展不平衡，環境規制強度與技術創新水平也存在明顯差異，本文借鑒董敏杰（2015）等對我國東中西部地區的劃分{33}，將樣本城市按照所在省份劃分為東中西三個地區，進一步研究環境規制對產業結構升級影響的地區異質性{34}。從表6的回歸結果可以看出，環境規制在東中西部地區的系數均顯著為正，并且東部地區最高，中部地區最低。這表明東部地區能較快地通過產品結構調整、技術創新等方式應對環境污染治理成本的上升，進行促進了東部地區的產業結構升級。西部地區的傳統產業發展相對緩慢，產業結構較單一，這導致地方政府一般不會選擇高強度的環境規制政策;新興產業尚處于產業發展初始階段，此時施加環境規制，恰恰能從源頭上增強企業的環保意識，引導企業采用綠色的生產方式，這導致環境規制有利于西部地區的產業結構升級。環境規制對中部地區的產業結構升級促進作用最小，這可能是因為中部地區的產業發展已具備一定規模，工業基礎良好，但服務業仍然以傳統服務業為主，發展相對遲緩，獲得綠色發展的比較優勢有限。另外，中部地區也承接了東部地區一些污染不達標企業的轉移和跨國污染密集型企業的流入，這些因素也限制了環境規制對中部地區產業結構升級的影響。技術創新在東中西部地區的回歸系數均為正，表明技術創新能促進產業結構升級，但存在地區差異。技術創新在全國和中東部地區對產業結構升級有顯著正向作用;對西部地區的回歸系數為正，但并不顯著，可能是目前西部地區的技術創新水平相對較低，不能有效促進產業結構調整升級。因此，上述回歸結果進一步證實了前文的回歸結果是穩健的。

進一步來看，面板回歸模型驗證了環境規制對產業結構升級的促進作用以及技術創新的中介效應。由于我國地區發展不平衡，技術創新水平的差異可能會影響環境規制對產業結構升級的作用效果。基于此，本文借鑒Hansen（1999）提出的面板門檻模型{35}，將技術創新作為門檻變量，進一步研究環境規制對于產業結構升級的影響。模型如下：

（1）門檻效應檢驗。針對模型5，對技術創新進行門檻效應檢驗，通過反復抽樣1000次，檢驗出統計量及P值。表7的門檻效應檢驗結果表明，技術創新單門檻檢驗的的F值為27.85，在5%水平下顯著，在雙門檻和三門檻檢驗中均不顯著，表明技術創新在環境規制對產業結構升級的影響中存在單門檻效應。

（2）面板門檻模型回歸結果分析。表8的回歸結果表明，環境規制關于產業結構升級存在單門檻效應。當LnTECH≤-0.1186（TECH≤0.8882）時，環境規制對產業結構升級的回歸系數為正且顯著，表明在技術水平較低的情況下，環境規制能促進產業結構升級;在LnER>-0.1186時，環境規制與對產業結構升級的回歸系數增大，且顯著。這表明隨著城市技術水平的提高，環境規制對產業結構升級有正向影響。隨著產業技術創新水平的提高，企業生產效率也不斷提高，技術創新的補償效應慢慢釋放出來，并開始超過環境規制的成本效應，企業的盈利能力不斷增強。當技術創新水平超過門檻值后，環境規制對產業結構升級的促進作用也顯著增強。

五、研究結論與政策啟示

作為一個發展中大國，中國一直面臨經濟發展與環境保護的雙重壓力，實現產業結構升級是建設資源節約型、環境友好型社會的根本。而環境作為一種典型的公共物品，具有明顯的非競爭性和非排他性，需要政府的“有形之手”進行環境管制，以修正環境治理的市場失靈問題。

本文以2008—2017年我國113個地級城市的面板數據為樣本，運用中介效應模型和面板門檻模型，探討環境規制對城市產業結構升級的影響以及技術創新的中介效應。研究發現：首先，環境規制能直接促進我國的產業結構升級，符合波特假說;環境規制對東部地區產業結構升級的促進作用強于中西部地區。其次，技術創新在環境規制和產業結構升級關系中發揮中介效應。并且，隨著技術創新超過一定的門檻值后，環境規制對產業結構升級的促進作用會顯著增強。最后，政府調控、城鎮化對產業結構升級起到促進作用，產業規模和對外貿易對產業結構升級作用不顯著。

基于上述研究結論，本文的政策啟示如下：首先，地方政府在利用環境規制政策促進產業結構升級時應充分考慮地區發展程度和產業結構特征，選擇合適的環境規制方式和強度，促進產業結構升級和生態環境保護協調發展。東部地區應提升環境友好型產品的出口量，優化進出口貿易結構，引導產業結構向綠色環保的方向調整;中西部地區而應加強政府調控，促進產業結構升級。其次，加強環境信息披露制度建設，進一步擴大環境信息披露范圍，配合“放管服”改革，綜合運用移動互聯網和社交媒體，增強公眾環境信息披露參與度。同時，地方政府應著力建立企業強制環境信息公開制度，提高環境信息透明度，為城市綠色環保的經濟發展模式提供政策保障。再次，充分發揮技術創新在環境規制與產業結構升級中的傳導效應。地方政府可以通過稅收優惠和補貼等方式鼓勵企業進行技術創新，引導資金更多流向高新技術產業，并制定多種人才吸引政策，提升地區整體技術創新水平，促進綠色高新技術產業發展，推動產業結構升級。最后，以往環境規制的對象較多地集中在對企業環境污染行為的規制，忽略了消費者行為造成的生活垃圾、生活污水、有毒有害垃圾等環境污染問題。地方政府也需要制定綠色消費導向的環境規制政策，提升公眾綠色環保意識，通過綠色消費升級促進產業結構升級。

注釋：

① D. L. Millimet， S. Roy， A. Sengupta， Environmental Regulations and Economic Activity： Influence on Market Structure， Annual Review of Resource Economics， 2009， 1（1）， pp.99-118.

② R. Ramanathan， Q. He， A. Black， Environmental Regulations， Innovation and Firm Performance： A Revisit of the Porter Hypothesis， Journal of Cleaner Production， 2016， 5（3）， pp.142-157.