異質性環境規制能否倒逼產業結構優化

高紅貴 肖甜

摘要：當下我國環境規制可歸納為三種形態，即命令型、市場型和自主型，環境規制不僅能夠依靠制度的倒逼效應來直接影響企業的生產行為，促使其進行生產技術改造，同時也能夠依靠制度的市場效應來助推企業自主創新和技術升級，邁向經濟高質量發展階段。利用SBM-DEA模型來測度中國30個省份工業企業綠色技術創新效率，可以發現命令型環境規制對產業結構優化的直接效應顯著為負，而市場型、自主型環境規制對產業結構優化則產生了正向影響;工業綠色技術創新效率在命令型環境規制與產業結構優化之間存在負向的部分中介效應，而市場型、自主型環境規制則可通過促進工業企業綠色技術創新效率的提升進而有效倒逼產業結構優化。當工業企業綠色技術創新效率處于較低水平時，不同類型的環境規制工具難以有效倒逼產業結構實現優化，因此，要加大力度發揮市場型環境規制對產業結構優化升級的促進作用，進一步加強提升工業企業綠色技術創新效率的研發力度，最終實現產業結構的優化與升級。

關鍵詞：工業企業;產業結構;環境規制;綠色技術創新效率

基金項目：中央高校基本科研業務費專項資金項目“我國生態環境治理體系建構與政策引導機制研究”（2020-01-03-04）;湖北省高等學校哲學社會科學研究重大項目“湖北省能源消耗強度和總量雙控制度下產業鏈低碳轉型研究”（21ZD010）

中圖分類號：F124? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2022）03-0013-09

改革開放之后，憑借著廉價勞動力和龐大的市場需求，我國承接了發達國家的工業產業轉移，這極大地促進了我國經濟的發展。伴隨著經濟快速增長，落后的產能以及不合理的產業結構也帶來了環境污染問題，而環境規制制度的出臺正好彌補了環境治理制度的不足。當下我國環境規制可歸納為三種形態，即命令型、市場型和自主型，環境規制不僅能夠依靠制度的倒逼效應來直接影響企業的生產行為，促使其進行生產技術改造，同時也能夠依靠制度的市場效應來助推企業自主創新和技術升級，邁向經濟高質量發展階段。

一、文獻綜述和理論假設

在環境規制與產業結構優化問題的研究中，學術界許多重要的結論并不一致，通過梳理文獻可知主要集中在以下幾個方面。

一是關于環境規制與產業結構優化的關系研究。曾倩等分析了我國產業結構的地區差異性，表明不同的環境規制工具改善環境質量的效果是不一樣的，重點厘清了產業結構低級化與高級化地區所對應的環境規制工具對環境質量改善效果的差別所在①。郭然、原毅軍認為環境規制與產業結構升級之間存在顯著的U型曲線關系，只有發揮多元化的環境政策組合效能，才能對產業結構升級起到促進作用②。肖興志、李少林認為，我國總體的環境規制強度對產業升級的方向和路徑產生了積極的促進作用，但分區域來看，各區域之間的環境規制強度對產業結構升級的影響具有較為明顯的差異性③。由于異質性環境規制對產業結構產生的效果都不盡相同，分類來看，正式的環境規制對產業結構優化的影響機制體現在兩個方面：一是可以強制實施，因此能有效地提高企業污染環境的成本，其成本的增加可以倒逼產業結構的合理配置，使生產要素向污染較低的產業流動，淘汰落后產能，使產業結構合理化。二是可以提高新進企業的技術和資本門檻，倒逼企業進行產業結構升級，使產業結構高級化水平提高。非正式環境規制的影響機制主要體現在，人們從只求溫飽轉變為對美好生活的向往，伴隨大眾環保意識的覺醒，社會各方面的消費都追求綠色無污染，消費方式的改變促使生產者進行產業結構調整。由此提出假設一。

H1：異質性環境規制會對產業結構合理化與高級化產生正向影響，可有效倒逼產業結構優化。

二是關于環境規制與綠色技術創新的關系研究。康鵬輝、茹少峰認為，環境規制對綠色創新效率驅動效應的大小呈 2012年前增加其后降低的倒U型時間分布特征;且環境規制對綠色創新效率驅動效應較大的區域多分布在中西部地區，而東部一些市場化水平較高的地區，其驅動效應較小④。王珍愚等研究了環境規制對企業綠色技術創新的影響特征與作用機理，指出環境規制對企業綠色創新有先抑制后促進的U型特征，因此要發揮企業綠色技術創新的積極作用，就必須采取差異化的環境規制政策⑤。實際上，不同的環境規制政策對企業綠色技術創新的影響效力不同，只有提高技術創新效率，才能減少對環境的污染，才能從源頭上消滅或減輕對環境的污染，促進產業的調整和綠色轉型，進而達到產業結構優化的目標。基于上述分析提出第二個假設。

H2：工業綠色技術創新效率在異質性環境規制與產業結構優化之間會產生正向的中介效應。

三是關于環境規制、工業企業綠色技術創新效率與產業結構優化的關系研究。在環境規制影響產業結構升級的路徑分析上，Porter（1995）最早認為環境規制不僅不會增加企業的生產成本，反而會促進企業生產技術創新，提高企業競爭力和利潤，實現環境規制與技術創新的雙贏⑥。從動態觀點來看，Porter（1991）提出有效的環境規制能夠帶來“創新補償效應”，倒逼企業進行技術創新來減少成本，從而實現污染減排和生產率提高的雙重紅利⑦。蔡玉蓉認為技術創新不僅能夠推動企業資源的優化配置，改進要素投入結構，降低生產成本，提高產品的市場競爭力，還能催生新的生產工藝和工具，從而推動新的產業出現和產品分工加深⑧。考慮到異質性環境規制與產業結構優化發展的復雜性，這兩者之間可能并非是簡單的線性關系，由此提出第三個假設。

H3：異質性環境規制對我國產業結構優化發展的影響存在非線性特征。

綜上可知，既有研究大都忽視了環境規制過程中工業企業綠色創新效率的中介作用，對環境規制影響產業升級的路徑研究較少，有的研究僅局限于考察環境規制與產業結構升級二者之間的總體關系，忽略了環境規制的異質性對產業結構升級的影響差異，且鮮有將異質性環境規制、工業企業綠色技術創新效率和產業結構優化納入同一框架統籌考慮的實證研究。本文的主要貢獻在于：一是建立兩階段超效率網絡SBM—DEA模型，對工業企業綠色技術創新效率進行了更精準的測度;二是把異質性環境規制、工業企業綠色技術創新效率和產業結構優化發展納入同一框架，實證研究綠色技術創新效率對不同類型環境規制和產業結構優化發展的中介效應，同時對不同類型的環境規制效果進行驗證，厘清了三者之間深層的關系，為政策制定提供有益參考。

二、研究設計

（一）變量說明與數據來源

本文的研究樣本選取中國30個省、自治區、直轄市（不含我國香港、澳門、臺灣地區以及西藏）2004—2017年的面板數據，以產業結構優化指標作為被解釋變量，異質性環境規制作為核心解釋變量，綠色創新效率作為中介變量來構建計量模型進行實證分析。

產業結構優化是產業結構合理化與產業結構高級化協調統一的過程，本文從這兩個維度來衡量產業結構優化。通過對比現有測度產業結構合理化的方法，借鑒Cheng等的做法用泰爾指數的倒數作為測量產業結構合理化的指標⑨。

產業結構高級化則借鑒付凌暉的一般做法⑩，用夾角余弦構建TS指數。X0=（X1，0，X2，0，X3，0），其中X1，0為第 i 產業增加值占 GDP比重，然后分別計算出X0與產業由低層次到高層次排列的向量X1=（1，0，0）、X2=（0，1，0）、X3=（0，0，1）的夾角 θ1、θ2、θ3。

本文借鑒薄文廣對環境規制的分類及指標選取方法{11}，將環境規制類型分為三類，其具體定義如下：命令控制型環境規制（CONER）是指政府部門根據相關法律法規對具有外部性行為的個體和單位進行直接干預的行政手段;市場激勵型環境規制（MARER）是指充分運用市場信息并基于污染者付費原則，將污染環境的社會成本借助于市場、稅收、排污交易機制等方式內化于企業生產過程中，最終降低污染排放的手段和方法;自主型環境規制（AUTOER）是由企業、行業或公眾主體自發組織形成的環保機構或非政府組織來間接推動環境保護的行為。本文在規模報酬可變（VRS）的基礎上，把綠色技術創新效率作為中介變量建立兩階段超效率網絡SBM—DEA模型。

假設存在n個決策單元，每個決策單元由k（k=1，2，…，K）個階段組成，第k個階段的投入為mk，產出為uk，ψk表示中間指標個數，第j個生產決策單元在第k個階段的投入為Xkj，滿足{。期望產出用Yd=[]sl×N矩陣表示，非期望產出用Yb=[，L，]∈Rsl×N矩陣表示，中間產品由表示，則決策單元DMU0的整體效率可以表示為：

（3）

λk≥0，wk≥0，sk-≥0，sdk≥0，sbk≥0（4）

本文將綠色技術創新過程分為兩個階段，即K=2，各子階段效率可以分別表示為：

科技創新活動由科技研發和科技成果轉化兩個階段組成，參考肖仁橋等的指標選取方法{12}，第一階段的投入主要從綠色技術創新投入和中間產出兩方面考慮，一般而言，技術創新過程中環境污染水平越低，則該技術創新的綠色程度越高。第二階段為綠色成果轉化階段，主要包括期望產出和非期望產出。兩階段的指標選取如表1所示

考慮到產業結構優化還會受到其他重要因素的影響，本文選取了以下變量引入到模型中：固定資產投資（IIFA），以各省固定資產投資與省際GDP的比值來衡量，因為固定資產投資方向和投資的地域會影響產業結構升級的方向和地區;居民收入水平（RIL），以居民可支配收入來衡量;受教育程度（EDU），以各省份人口平均受教育年限取對數來衡量;經濟開放程度（EOD），以FDI與GDP的比重來衡量;公路基礎設施（INF），用單位國土面積公路里程數來表示;財政分權（FD），用財政支出與財政收入的比重來衡量。

鑒于數據的可得性及合理性，本文選取我國剔除中國香港、澳門、西藏以及臺灣地區以外的30個地區2004—2017年的面板數據，主要來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國能源統計年鑒》、EPS數據庫、Wind 數據庫等。利用插值法將部分缺失數據補齊，采用極差法對所有數據進行標準化處理，以消除不同量綱的影響。各變量的描述性統計結果如表2所示。

（二）模型設定

1. 中介效應模型。本文選取工業企業綠色技術創新效率作為中介變量來分析異質性環境規制對產業結構優化的影響。借鑒 Baron和Kenny等的研究方法{13}，構建中介效應模型如下：

ISit=α0+α1ERit+α2CVit+ε1itGTit=β0+β1ERit+β2CVit+ε2itISit=λ0+λ1ERit+λ2GTit+λ3CVit+ε3it（6）

（6）式中，下標i和t分別表示省份和年份，IS表示產業結構優化，包括產業結構合理化■與產業結構高級化TS。ER表示三種不同類型的環境規制，GT表示工業企業綠色技術創新效率，CV為控制變量，εit為隨機誤差項;α1表示環境規制對產業結構優化的總效應，λ1表示環境規制對產業結構優化的直接效應，β1×λ2表示通過工業企業綠色技術創新效率傳導的中介效應。同時，參照溫忠麟等提出的中介效應檢驗方法來確定中介效應是否存在{14}。

2. 門限回歸模型。由于環境規制與產業結構優化之間可能存在的非線性關系，所在地區其他外部因素，如居民收入水平、固定資產投資、經濟開放程度、基礎設施以及財政分權等同樣會影響環境規制對產業結構優化的作用方向及程度，本文通過面板門限效應模型來測算不同機制下環境規制對產業結構優化的效應。根據Hansen（1999）的方法，單門限的模型如（7）式和（9）式，雙門限的模型如（8）式和（10）式。（wit≥λ2）+β1lnIIFAit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（8）

lnTSit=α1lnERitI（wit≤λ0）+α2lnERitI（wit>λ0）+β1RILit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（9）

lnTSit=α1lnERitI（wit≤λ1）+α2lnERitI（λ1<wit<λ2）+α3lnERit（wit≥λ2）+β1IIFAit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（10）

其中，wit表示門限變量，λ0是單門限模型待估計的門限值，λ1和λ2是雙門限模型待估計的門限值。通過（11）式來檢驗不存在門限效應的原假設（H10 ∶ α1=α2）。

上式中，SD0代表無門限模型的殘差平方和，SD1代表單門限模型的殘差平方和，0是λ0的最小二乘估計值，2是單門限模型的方差估計值。檢驗存在門限效應個數的假設H20 ∶ α1=α2或α2=α3可以通過LR統計量來實現，如（12）式所示。

LR1=（SD1λ0-SD10）/2（12）

通過Hsnsen（1999）提出的自舉方法可得到LR統計量的經驗分布，并得出相應檢驗的P值。如果存在單門限效應的原假設被拒絕，則繼續采用檢驗雙門限效應的LR統計量來檢驗。

三、實證檢驗結果分析

本文對變量進行方差膨脹因子VIF檢驗，檢驗結果顯示，變量的VIF值都遠小于10，說明本文的變量不存在多重共線性問題，即回歸結果是有效的。在估計參數之前，還必須對本文所涉及的所有變量的平穩性進行檢驗，平穩性檢驗結果表明，所有變量除了市場型環境規制和經濟開放度兩個變量外，都是一階平穩的，即它們在樣本期內1%顯著水平上平穩。限于篇幅，相關檢驗結果均未在文中列示，備索。

（一）直接效應檢驗

本文將中介效應模型引入被解釋變量的滯后一期項，將其拓展成動態面板數據模型，同時將各解釋變量的滯后項作為工具變量，采用兩階段系統廣義矩估計（兩階段系統GMM）進行動態面板分析，以解決解釋變量的內生性問題。回歸分析結果如表3、4、5所示。

對于模型的聯合顯著性檢驗而言，所有模型的Wald檢驗結果顯示在1%的顯著性水平上均拒絕“所有解釋變量系數為0”的原假設，說明模型在回歸時整體顯著;所有模型AR（1）的P值均小于0.1，而AR（2）的P值均大于0.1，可知所有模型擾動項的差分只存在一階序列相關而不存在二階序列相關;由所有模型的Hansen檢驗P值可知，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設，表明所有模型所選用的工具變量與殘差項不相關。因此，兩階段系統GMM的估計結果可信。

根據表3、4、5，命令型環境規制對產業結構合理化與高級化的直接效應均顯著為負，影響系數分別為-0.041與-0.047。雖然命令型環境規制為企業的生產與產品設定了嚴格的環保標準規范，但相較于高污染產業取得的高額利潤，命令型環境規制產生的相對固定的環境成本促使企業改進技術的動力有限，尤其是第二產業。高額利潤促使更多的勞動力向第二產業轉移的同時抑制了產業結構合理化，同時也增加了企業的生產經營成本，阻礙了企業技術研發，從而抑制了產業結構升級。而市場型環境規制與自主型環境規制的回歸系數均顯著為正，市場型環境規制對產業結構合理化與高級化的影響系數分別為0.203與0.277;自主型環境規制對產業結構合理化與高級化的影響系數分別為0.146與0.155。這表明市場型環境規制與自主型環境規制對產業結構合理化與高級化的直接效應都顯著為正，市場型環境規制增加了企業的污染排放成本，自主型環境規制通過社會道德、公眾輿論等手段為企業排污施加壓力。一方面，排污成本的增加可以倒逼產業結構的合理配置，生產要素向污染較低的產業流動;另一方面，企業污染治理成本的提高與環保責任壓力，要求當地企業購買新的污染治理設備或者開發新的環保技術，提高了新進企業的技術和資本門檻，倒逼企業進行產業結構升級，進入到污染較小的第三產業，助推產業結構高級化水平提高。進一步對比發現，市場型環境規制對產業結構合理化與高級化的正向影響，要高于自主型環境規制對產業結構合理化與高級化的正向影響。

（二）門檻效應分析

為探究異質性環境規制對產業結構優化的非線性影響，本文構建面板門檻回歸模型，以工業綠色技術創新效率為門檻變量，實證檢驗異質性環境規制影響產業結構優化的門檻效應。門檻效應檢驗結果表明，僅自主型環境規制對產業結構合理化的影響存在工業綠色技術創新效率的雙門檻效應，市場型與自主型環境規制對產業結構合理化的影響均存在工業綠色技術創新效率的單一門檻效應;同時，三種環境規制對產業結構高級化的影響均存在工業綠色技術創新效率的單一門檻效應。

門檻估計值結果顯示，模型（1）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT<-1.874）與高門檻區（lnGT>-1.874），模型（2）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT<-1.934）與高門檻區（lnGT>-1.934），模型（3）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT<-3.684）、中門檻區（-3.684-1.917），模型（4）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT<-3.592）與高門檻區（lnGT>-3.592），模型（5）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT

<-2.032）與高門檻區（lnGT>-2.032），模型（6）將工業綠色技術創新效率分為低門檻區（lnGT<

-2.232）與高門檻區（lnGT>-2.232）。限于篇幅，具體檢驗結果未在文中列出，備索。

觀察表6發現，當工業綠色技術創新效率處于低門檻區時，命令型環境規制與市場型環境規制對產業結構合理化的影響系數為負，但均不顯著，而自主型環境規制對產業結構合理化的影響系數則顯著為負;當工業綠色技術創新效率處于高門檻區時，三種不同類型環境規制對產業結構合理化的影響系數均顯著為正。其中，市場型環境規制在高門檻區對產業結構合理化的正向影響要大于命令型與自主型環境規制所產生的正向影響。以產業結構高級化為被解釋變量，檢驗結果表明，命令型環境規制在低門檻區對產業結構高級化無顯著影響，在高門檻區的影響系數則顯著為正;市場型環境規制在低門檻區對產業結構高級化的影響系數顯著為負，在高門檻區的影響系數則同樣顯著為正;而自主型環境規制在低門檻區與高門檻區對產業結構高級化均產生了顯著的正向影響（影響系數分別為0.165與0.192），但在高門檻區的正向影響要大于低門檻區。由此可知，當工業綠色技術創新效率處于較低水平時，不同類型環境規制工具難以有效倒逼產業結構實現優化;只有當工業綠色技術創新效率處于較高水平時，三種類型環境規制方才均可有效促進產業結構優化，這是由于在工業綠色創新效率較高的地區，經濟發展質量與科技實力往往較為領先，企業享有更充足的生產資料、資金、技術條件支持以及人力資本優勢，更有利于科技創新加速帶動產業優化升級，且企業在獲得良好的硬件條件支持的同時，面對環境規制也往往更傾向于選擇轉型升級的發展戰略。

（三）穩健性分析

為檢驗上述結論的準確性與可靠性，應對其進行相應的穩健性檢驗。本文主要結合更換變量與估計方法來進行：（1）借鑒王鋒正等的做法{15}，使用綠色產品創新（GPTI）度量工業綠色技術創新水平，綠色產品創新選用工業企業單位能耗新產品銷售收入來衡量，其中各地區工業企業能源消耗根據各地區能源平衡表，參考各種能源與標準煤的折標系數，將工業消費的煤、石油、熱力、電力以及其他能源消費量統一折算成標準煤，計算工業能源消費總量;工業企業新產品銷售收入用規模以上工業企業新產品銷售收入替代;（2）利用兩階段差分廣義矩估計，加入被解釋變量的滯后一階項，將模型擴展為動態面板數據模型進行動態估計。由此得出了與前文估計結果相符的結論：命令型環境規制對產業結構優化的直接效應顯著為負，而市場型環境規制與自主型環境規制則能有效倒逼產業結構優化，市場型環境規制對產業結構合理化與高級化的正向影響相對較高;工業綠色技術創新在命令型環境規制與產業結構優化之間存在負向的部分中介效應，而市場型環境規制與自主型環境規制則可通過促進工業綠色技術創新水平提升進而有效倒逼產業結構優化;工業綠色技術創新效率在市場型環境規制與產業結構優化之間的中介效應占比低于其在自主型環境規制與產業結構優化之間的中介效應占比。

四、研究結論及建議

本文首先通過構建兩階段SBM—DEA模型對中國工業企業綠色技術創新效率進行測算，結合中介效應模型系統探討異質性環境規制、工業綠色技術創新效率與產業結構優化三者之間的關聯與傳導機制，主要結論如下：第一，命令型環境規制對產業結構優化的直接效應顯著為負，而市場型與自主型環境規制則可有效倒逼產業結構優化，且市場型環境規制對產業結構合理化與高級化的正向影響要高于自主型環境規制。第二，工業企業綠色技術創新效率在命令型環境規制與產業結構優化之間存在負向的部分中介效應，而市場型與自主型環境規制則可通過促進工業企業綠色技術創新效率提升進而有效倒逼產業結構優化，工業企業綠色技術創新強化了市場型與自主型環境規制對產業結構優化的積極作用。第三，當工業企業綠色技術創新效率處于較低水平時，不同類型環境規制工具難以有效倒逼產業結構實現優化;當工業企業綠色技術創新效率處于較高水平時，三種類型環境規制則均可有效促進產業結構優化。其中，市場型環境規制對產業結構合理化的正向影響最大，自主型環境規制對產業結構高級化的積極作用最為凸顯。

基于上述結論提出以下建議：首先，加大力度發揮市場型環境規制對產業結構優化升級的促進作用。這就要求在一定程度上增加企業的污染排放成本，其成本的增加可以倒逼產業結構的合理配置，使生產要素向污染較低的產業流動，淘汰落后產能，從而使產業結構合理化。同時，也要督促當地企業購買新的污染治理設備或者開發新的環保技術，從而提高新進企業的技術和資本門檻，倒逼企業進行產業結構升級，提高產業結構高級化水平。其次，充分發揮市場型與自主型環境規制的中介效應，合理利用市場型與自主型環境規制政策工具組合，通過市場有效引導和公眾積極參與，切實提升工業企業綠色技術創新效率，從而倒逼產業結構優化發展。最后，政府要加大對教育的投入，重視對人才的全面培養，特別是加大對綠色技術的研發投入，從而促進產業結構優化發展。

注釋：

① 曾倩、曾先鋒、岳婧霞：《產業結構視角下環境規制工具對環境質量的影響》，《經濟經緯》2018年第6期。

② 郭然、原毅軍：《環境規制、研發補貼與產業結構升級》，《科學學研究》2020年第12期。

③ 肖興志、李少林：《環境規制對產業升級路徑的動態影響研究》，《經濟理論與經濟管理》2013年第6期。

④ 康鵬輝、茹少峰：《環境規制的綠色創新雙邊效應》，《中國人口·資源與環境》2020年第10期。

⑤ 王珍愚、曹瑜、林善浪：《環境規制對企業綠色技術創新的影響特征與異質性——基于中國上市公司綠色專利數據》，《科學學研究》2021年第5期。

⑥ M. E. Porter， C. V. D. Linde， Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship， Journal of Economic Perspectives， 1995， 4（4）， pp.97-118.

⑦ M. E. Porter， America’s Green Strategy， Scientific American， 1991， 264（4）， pp.193-246.

⑧ 蔡玉蓉：《創新投入對產業結構升級的影響機制研究——基于分位數回歸的分析》，《經濟問題探索》2018年第1期。

⑨ Cheng Zhong Hua， Li Lianshui， Liu Jun， Industrial Structure， Technical Progress and Carbon Intensity in China’s Provinces， Renewable and Sustainable Energy Reviews， 2018， 81（2）， pp.2935-2946.

⑩ 付凌暉：《我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究》，《統計研究》2010年第8期。

{11} 薄文廣：《地方政府競爭與環境規制異質性：逐底競爭還是逐頂競爭？》，《中國軟科學》2018年第11期。

{12} 肖仁橋、王宗軍、錢麗：《環境約束下中國省際工業企業技術創新效率研究》，《管理評論》2014年第6期。

{13} R. M. Baron & D. A. Kenny， The Moderator Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations， Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6），p.1173.

{14} 溫忠麟、張雷、侯杰泰：《中介效應檢驗程序及其應用》，《心理學報》2004年第5期。

{15} 王鋒正、姜濤、郭曉川：《政府質量、環境規制與企業綠色技術創新》，《科研管理》2018年第1期。

作者簡介：高紅貴，中南財經政法大學經濟學院教授、博士生導師，湖北武漢，430073;肖甜，通訊作者，中南財經政法大學經濟學院博士研究生，湖北武漢，430073。

（責任編輯? 陳孝兵）

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