自愿參與型環境規制、創新能力與綠色技術創新
——來自中國涉農微觀企業的數據分析

儲 勇，施 紅，張江彥

（1.中共中央黨校（國家行政學院）經濟學教研部，北京 100091；2.中國政法大學政治與公共管理學院，北京 100088）

1 研究背景

改革開放以來，我國農業現代化進程不斷推進，糧食單產不斷提高的同時口糧基本自給自足已然不成問題。盡管如此，但由于長期依賴于“化學農業”和“石油農業”的發展模式，我國的水土流失、肥力下降、面源污染等環境問題愈發嚴重，協調環境保護和糧食安全迫在眉睫，而且應當久久為功。為打好農業面源污染防治攻堅戰，我國政府已出臺了一系列相關的農業環境規制政策，規制工具也經歷了從行政命令型到市場激勵型，再到自愿參與型的全面升級。近些年，隨著農業生態文明觀和綠色發展理念逐漸落實，以及公眾環保意識的逐漸加強，環境認證、環境聽證與公眾參與等形式的自愿參與型環境規制政策日益受到關注。1989 年頒布的《環境保護法》，將自愿參與型環境規制納入到法律框架中，初步規定了污染和破壞環境行為的檢舉權和控告權。2014 年新修訂的《環境保護法》，進一步對公眾參與環境保護作了明確的法律界定，詳細規定了公眾享有獲取環境信息、參與和監督環境保護的法定權利。2015 年我國專門就公眾參與環境保護的方法制定法律，再次對公眾參與環境保護做出了具體說明。以后出臺的環境保護的相關法律法規中格外注意到保障公眾參與權和公眾環境保護知情權、參與權、表達權、監督權的規定，例如2018 年修正的《中華人民共和國循環經濟促進法》，同年修正的《中華人民共和國環境影響評價法》，2019 年施行的《中華人民共和國土壤污染防治法》和《環境影響評價公眾參與辦法》，均是在進一步落實公眾參與環境保護的相關權利與義務。

與政府行政干預的命令-控制規制相比，自愿參與型環境規制的優勢在于具有靈活自治度、快速調節潛力和響應效率高等［1］。與市場激勵型等單邊治理組織相比，自愿參與型環境規制組織一般屬于雙邊或者多邊治理組織，內含信息價值高、供需匹配度高和規制成本較低三大優勢［2］。在信息方面，自愿參與型環境規制往往能掌握比較充分的專業技術知識，規制的控制和實施成本比較低；在規制的供需匹配方面，自愿參與型環境規制涵蓋范圍更加全面，規制標準與實際執行間的契合度高，能夠及時有效地發現違規行為，并進行相應懲罰［3］；在規制成本方面，由于自愿參與型環境規制的規范性較低，所以其修正標準的成本也較低，而且通過自愿參與型環境規制通常能實現規制管理成本的內部化。此外，供需匹配度高導致的環境規制的社會總成本降低。

以往研究主要將環境規制視為一個整體［4］，或者集中研究了命令控制型環境規制、市場激勵型環境規制對企業技術創新的影響［5-6］，再或者聚焦于工業企業的綠色技術創新問題研究［7］，對自愿參與型環境規制與涉農企業的綠色技術創新關系的關注較少，這為本文研究提供了切入點。自愿參與型環境規制具有代表性的是ISO 國際組織認定的ISO14001 環境認證［8］。農企與工企存在較大差異，農業有投資不足、投資周期長、投資回報率低、自然災害頻繁、市場波動大、儲存運輸成本高等特點，企業的綠色創新活動涵蓋了農業特征、綠色標準和創新外溢性三重特征，其創新成果產業化發展尤為復雜。創新成果不僅具有食品形態和商品形態，同時也以生態產品和知識產品形態表現出來。自愿參與型環境規制能否有助于推動涉農企業的綠色技術創新水平，這仍然是個有意義的現實問題。基于我國現實觀察企業創新實踐中，自愿參與型環境規制能否提高企業綠色技術創新水平？如何提高？

自愿參與型環境規制與企業綠色技術創新的關系會隨著創新條件不同而發生變化。創新能力作為重要的內在動力條件，會嚴重影響自愿參與型環境規制的實際執行效果，尤其是我國農業綠色發展正處于轉型升級階段，企業創新化水平參差不齊，這種差異性會導致綠色技術創新總量和結構的差異，對企業綠色技術創新鏈產生重要影響。因此，忽略創新能力而僅考察自愿參與型環境規制與綠色技術創新之間的關系的做法，存在一定的缺陷。鑒于此，以我國滬深A股涉農上市企業為研究對象，重點論證自愿參與型環境規制與綠色技術創新之間的關系，并以創新能力作為調節變量，分析前面兩者之間的關系。

本文旨在為自愿參與型環境規制政策提供新的研究思路與方法，為環保部門環境政策的制定提供依據與參照。具體貢獻主要體現在以下兩個方面：一是在研究對象上，選擇涉農上市企業作為典型樣本，研究更具有實踐意義。目前這類微觀研究主要集中在工業龍頭企業受環境規制影響后的創新行為研究，而對于農業龍頭企業缺乏一定關注，鮮有文獻從涉農企業層面著手研究，反而突出了本文的研究價值。二是對自愿參與型環境規制政策與綠色技術創新之間的作用機制進行了分析與檢驗，將企業自身的創新能力納入到自愿參與型環境規制政策與綠色技術創新之間的分析框架中，更加客觀地評估了政策的實施效果，為政策的微觀運行機理提供了證據和經驗數據。研究結論不僅對“波特假說”的成立條件進行了有益的補充，還對自愿參與型環境規制實踐具有啟示作用。

2 理論分析與研究假設

不同于一般性環境規制政策，自愿參與型環境規制政策更強調企業自身對環境保護理念的戰略性轉變，這種戰略性轉移具體體現在企業的管理體系上。進一步地將環境管理實踐落實到涉農企業的創新活動中，是否通過了高新技術企業認定成為衡量該類企業的創新能力高低的指標之一。在涉農領域中，《高新技術企業認定管理辦法》將認定范圍明確為資源與環境技術、生物與新醫藥技術、新能源及節能技術、新材料技術等八個國家重點支持的高新技術領域，其中現代農業技術、涉及農獸藥的醫藥生物技術等涉農領域也被重點關注。而專利作為技術成果轉化的基礎，其質量高低直接影響企業產品服務的超額收益水平。那么，自愿參與型環境規制政策是否推動涉農上市企業的綠色技術創新呢？如何推動？

2.1 環境管理對綠色技術創新的影響

在理論分析方面。楊發明等將綠色技術創新分為末端治理技術、綠色工藝和綠色產品三個層次的創新，是將環境管理理念深入到創新活動，呈現出綠色偏向性行為特征。一是末端治理技術（endof-pipe），污染企業是生態環境污染的主要源頭，在較為嚴格的環境監管下，鋼鐵行業與許多其他污染密集型重工業行業一樣，最初的響應是主導應用末端治理技術，而后在加強環境管理與人力資源管理和培訓結合上，取得了一些進展［9］。工業用水部門意識到運用最先進的節水管理理念來支持末端治理方案解決生產過程的廢水和節水問題，是因為末端治理存在三大顯著優勢：技術成熟度、法律安全性和經濟優勢［10］。誠然，在無利可圖情況下，即可變排放稅、許可價格或排放罰款為零，企業即便是采用環境管理體系也不會加大末端減排技術的研發投資［11］。Demirel 等［12］認為環境管理體系是企業開展環境研發投資和采用末端治理技術創新的重要驅動力，相較于創新能力較弱的企業被迫應付環境法規要求而采取的響應式創新，創新型企業積極主動運用環境管理體系作為創新平臺，支持環境研發以實現領先的環境技術優勢。企業的環境管理體系從“重末端治理、輕源頭防治”逐漸向基于全壽命周期的污染預防轉變。二是綠色工藝（cleaner process），從企業層面來說，綠色工藝是任何實施綜合環境管理體系的必不可缺的重要組成部分，因為在許多情況下，采用綠色工藝的改進可以減少甚至消除對末端投資的需求，同時可以帶來環境和經濟效益。正是由于可以帶來經濟和環境的雙重效益，綠色工藝技術通常比末端技術更有利可圖，已采用環境管理工具的企業往往更加重視清潔工藝創新［14］。環境管理體系對綠色技術創新具有積極影響，這種積極影響體現在綠色工藝創新上，并未發現其與綠色產品創新相關［15］。三是綠色產品（Green Product）。綠色產品創新分為漸進式和突變式兩類，相對漸進式綠色創新而言，綠色管理更有可能導致突變式的綠色產品創新，進一步梳理綠色管理與產品創新之間關系的潛在制度機制發現，正式規章制度在調節綠色管理對激進綠色產品創新的影響上表現更為強烈，而非正式規章制度在調節綠色管理對漸進式綠色產品創新的影響上效果顯著［16］。這些發現為解釋企業如何采用綠色管理促進綠色創新提供了重要意義。

實證研究方面。一是環境管理體系對綠色技術創新具有促進作用，這種積極作用同樣是作為界定兩者之間關系的核心觀點［17-19］。Theyel［20］基于美國化工企業調查數據發現，采用環境管理實踐與生產過程結合后會對企業綠色技術創新產生積極影響。基于中國上市公司數據研究發現，環境管理體系是通過企業內部資源管理實踐（即資源利用、資源積累和資源分配）的中介效應來促進企業的綠色技術創新［21］。另外，從財務角度來看，環境管理會計活動能夠幫助企業進行綠色創新，獲得經濟效益、競爭優勢和提升企業價值，其中的作用機理是作為干預變量提升綠色創新的應用水平，從而降低公司業務流程對環境的破壞影響［22］。二是環境管理體系對綠色技術創新具有抑制作用。環境管理可能會誘使參與公司將資源從環境研究轉移到環境監測和合規活動，連續追蹤調查后發現環境管理參與率較高的企業在四到六年后，環境專利申請數量會顯著減少，研究還表明，環境管理與長期環境創新之間存在負相關關系［23］。三是環境管理體系與綠色技術創新呈現U 型關系或者無關系。國有企業采取環境管理與綠色技術創新之間存在倒“U”型關系，而在中西部地區的企業兩個變量之間并無關系［24］。Frondel 等［25］基于德國制造型企業的經驗數據發現，環境創新活動與是否實施環境管理認證體系之間沒有因果關系。在實施ISO14001 只是提高了研發投資水平不會影響企業綠色技術創新方式［26］。即便是加入到綠色技術創新活動中往往是僅僅增加了綠色創新投入，開展綠色創新等環境管理實踐往往很難。當前的研究不僅對文獻做出了實質性貢獻，而且還為這兩個政策制定提供了重要的倫理意義。

2.2 創新能力對綠色技術創新的影響

就創新能力對綠色技術創新水平的影響效果，目前研究主要聚焦在影響機制上，主要得到了以下三大觀點：（1）擠入效應。一是通用創新能力與綠色創新能力有共同之處，一般認為企業創新能力與綠色技術創新之間存在相關關系［27］。綠色創新能力是建立在一般創新能力的基礎上，踐行于綠色可持續的理念，理念與能力的結合衡量出企業的綜合創新水平，提高環境治理效率［28］；二是高新技術企業認定政策里包含諸多優惠激勵政策，在提高綠色研發收益的同時降低了綠色研發投資的風險性［29］；三是高新技術企業認定能夠為推進“產學研金介”深度融合、協同創新搭建平臺，高新技術企業之間合建一批分領域、分類別的專業綠色技術創新聯盟，積極推動企業向綠色技術創新企業轉變［30-31］。（2）擠出效應。綠色創新活動因侵占有限的生產資源對非環保技術創新會形成一定的擠出效應，綠色創新的研發、投入等環節在短期內會增加企業生產成本和風險，不利于綠色創新［32］。綠色創新能夠迎合公眾環保意識覺醒和增加投資者的投資黏性，但企業承擔了減少環境污染產生的額外成本，因而會降低企業投資綠色創新研發的動力。即便是有一定創新能力的企業更傾向于研發能在短期內取得高額利潤的創新技術，從而對綠色創新技術產生一定的擠出效應［33］。（3）非線性關系。綠色和非綠色技術都會對環境質量有直接作用，這種作用是由兩種技術進步內生決定的，綠色和非綠色技術之間存在著內生耦合關系［34-35］。有一種觀點認為綠色技術創新屬于舶來品，在企業自身的創新能力之上對綠色技術創新進行引進、吸收、自主創新，這個并不是簡單的線性關系，而是復雜的系統過程［36］。

2.3 環境管理、創新能力對綠色技術創新的影響

高新技術企業認定是有了創新能力。企業一旦被認定為高新技術企業后，能夠反映出該企業是具有連續性創新能力的重要評價指標［37］，高新技術企業認定對企業創新能力、知識產權擁有量等核心指標提出了要求，企業在獲得高新技術企業認定后研發創新活動強度更高，研發投入持續更久［38］。因此，高新技術企業認定能代表企業通用創新能力大小。相反，由于研發創新能力的下降可能使企業達不到國家規定的高新技術企業認定標準，則失去國家給予的優惠政策，喪失了原先享有的各種優惠后會極大影響企業的長遠發展［39］。企業有了一定的創新能力后，需要與環境管理體系結合才能發揮對綠色技術創新的推動作用。企業所擁有的一般性（通用性）的創新能力和從事研發活動中的創新經驗，能夠增加企業進行綠色技術創新的可能性，但這并不意味著對綠色技術創新產生影響的現實可能。理論而言，一方面，綠色創新最重要的特征就是產生了積極的雙重外部性問題：一是研發階段知識溢出的知識外部性，二是應用傳播階段的環境正外部性。綠色創新能夠迎合公眾環保意識覺醒和增加投資者的投資黏性，但企業承擔了減少環境污染產生的額外成本，因而會降低企業投資綠色創新研發的動力。另一方面，技術推動要素和市場拉動要素往往引導企業開展傳統創新，自愿參與型環境規制政策往往是由企業自主開展綠色創新實踐。因此，環境政策工具在推動綠色創新的開發和應用過程中需要結合企業自身的創新能力才可能具有顯著的積極作用。換而言之，通用的創新知識必須與綠色管理理念的協同發展才能取得共贏，以綠色發展理念保障創新的發展環境、以綠色管理方式健全創新體系模式、以綠色思維完善責任式創新的實質內涵，通過綠色管理和協同創新網絡，才真正提高企業綠色創新能力，全面提升企業綠色創新質量。

結合已有研究，本文分別從促進和抑制兩方面展開論述。由上述分析可見，企業通過環境管理體系認證和高新技術企業雙重認定，是作為企業加強環境管理的一種指南，又是一種信號傳遞機制，還是一種交易實現機制，有助于獲得更多創新資源用于環境治理，防控環境污染，提高環境治理績效。

因此，本文提出如下研究假設：

H1：自愿參與型環境規制對企業綠色技術創新具有異質性影響

H1a：自愿參與型環境規制對企業綠色發明專利具有抑制作用

H1b：自愿參與型環境規制對企業綠色實用外觀專利具有促進作用

H2：環境管理和創新能力結合后有助于促進企業綠色技術創新

基于上述分析，本文構建研究理論框架如圖1所示。

圖1 研究理論框架

3 研究設計

3.1 模型設定

本文以綠色技術創新指標Patentit為被解釋變量，以自愿參與型環境規制工具ISO 為核心解釋變量，納入各控制變量X，再結合自愿參與型環境規制（ISO）和創新能力（TechCom）的交互項，同時借鑒相關研究［40-41］，并以此構建如式（1）～（2）所示的計量模型。為了檢驗創新能力對自愿參與型環境規制與企業綠色技術創新的調節作用，構建模型（3）。同時，考慮到環境規制促進綠色技術創新可能存在內生性和時滯問題，會對核心結論的因果推斷產生干擾，因此本文同時將綠色技術創新指標Patentit和滯后一期的綠色技術創新指標Patentit-1作為被解釋變量納入計量模型，得到：

式（1）～（2）中，i、g、t分別代表公司、行業和年份，μ、ν、ε分別表示行業固定效應、時間固定效應和隨機擾動項。X表示上文中影響企業綠色創新的一系列控制變量。

3.2 樣本選取與數據來源

本文選取2010—2019 年我國滬深A 股上市公司作為研究樣本，按照下列順序對上市公司進行依次篩選：涉農上市公司綠色專利數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）中綠色專利研究數據庫（GPRD），其余經濟特征數據來自國泰安數據服務中心。本文選取的研究樣本，是2019 年12 月31 日前在滬深兩地上市的農林漁牧及化肥、農藥、獸藥公司。作為綠色創新驅動最主要的生力軍，農企的綠色創新發展是學界和政策界關注的焦點，而農企因與上下游企業發生結構性黏連而難以條分縷析，因此本文將研究對象從農企擴展到涉農企業。選取樣本依據是中國證券監督管理委員會公布的上市公司行業分類標準和國家統計局2021 年發布的農業及相關產業統計分類（2020），參考財經門戶網站公布的上市企業概念股，最終以證監會的標準為判斷標準。選取標準：首先，2019 年12 月31 日前上市的國內股；其次，主營業務限定在本文所選定涉農范圍的上市公司；第三，剔除所選會計年度經濟數據缺失的公司，最后得到273 個樣本公司。

3.3 變量定義及測度

（1）被解釋變量。為了避免核心被解釋變量存在極端值對實證結果造成一定的誤差，因此，本文用Winsor2 命令先將核心變量在1%和99%縮尾處理，再進行回歸分析，以增加結果的可信性。選用專利獲得量而不是專利申請量是因為已授權的專利技術，既然已經授權獲得，那就必然曾經申請過，一項專利從申請到授權往往需要1 年左右時間，用授予量更能夠反映企業綠色技術創新的意愿和能力，二是申請量可能存在迎合監管的需要而采取相機抉擇的策略性創新，僅僅為俘獲補貼減免稅收，并不能代表上市企業真實的技術水平。發明專利的保護期限是實用新型專利的2 倍，審查程序和要求也高于實用新型專利，因此通常認為發明專利的創新性高于實用新型專利，本文選取樣本中的上市公司已授權綠色專利作為分析對象，分為綠色發明專利數量、綠色實用新型專利數量以及兩者的總量來考察綠色技術創新質量、數量和方向的影響因素，分別用GreInvig、GreUmig 和GreAll 表示。滯后一期的變量分別用l.GreReguInvig、l.GreUmig 和l.GreAll 表示。下文若無特殊說明，綠色創新、綠色專利均表示當年已授權的綠色專利。

（2）核心解釋變量。自愿參與型環境規制工具（ISO）。環境管理體系（ISO14001）是由國際標準化組織（ISO）制定的環境管理體系國際標準，ISO 組織和中國政府普遍認可的三大管理體系認證，除了它之外還包括質量管理體系（ISO9000 系列）和職業健康安全管理體系（ISO45001）。現如今，ISO14001 認證已經成為到國際綠色壁壘、進入海外市場、滿足國內環境保護要求、拓展國內綠色消費市場的準入證。該管理體系已經成為一套目前世界上最全面、最系統的環境管理國際化標準，是參與企業數量最多的自愿環境規制項目，在世界各國政府、企業界的普遍重視和積極響應，也被中國政府和上市企業普遍接受和高度認同，體現企業自愿進行環境規制的意愿，一般認為通過ISO14001 認證的企業，意味著其可以節能降耗、優化成本、滿足政府法律要求，具有完整環境管理文件和有效污染防治措施，改善企業形象，提高企業競爭力［42］。因此，鑒于中國自愿參與型環境規制工具的實施情況以及數據可得性，參考Bu 等［43］、任勝鋼等［44］、阮敏等［45］和Jiang 等［46］的做法，本文以ISO14001 環境管理體系標準實施情況作為自愿參與型環境規制衡量指標。官方認證的ISO14001 環境管理體系有效期為三年，兩次年審年檢，由國家認監委官方認定的證書（單證價格在6 500 元左右）權威性、嚴謹性高于第三方機構認定的（單證價格在2 100 元左右，數據由AAA 認證的第三方咨詢服務淘寶賣家提供）。具體地，如果企業在某年獲得ISO14001 環境認證，則該年度至后兩年的自愿參與型環境規制取值均為1，否則為0，因數據收集困難，故兩種認證證書不做詳細區分。數據來源于國家市場監督管理總局官網的全國認證認可信息公共服務平臺以及天眼查、企查查等互聯網數據。

（3）調節變量。創新能力（TechCom），為了測度企業主體的創新能力，在高新技術企業認定、科技型中小企業資質認定，以及火炬計劃等科技資助項目中，選擇了高新技術企業認定項目，主要原因在于該認定是應用范圍最廣、政策激勵力度最大、認定與資助標準最為明確的，被認定企業在融資貸款、吸引人才、稅收減免、財政補貼、融資貸款、項目支持、政府采購、品牌提升上優勢明顯，能夠促進創新資源在企業層面的重新配置，極大地提高了企業的創新效率。因此，選擇高新技術企業認定這一最強烈、最有效的認定標準作為最大化地呈現企業的創新能力，以此研究其對企業技術創新的影響。數據主要是來源于企查查、天眼查上手工搜集整理而得，與國泰安專利數據庫中關于企業認定的相關信息進行比較復核而形成（對于不一致的樣本去國家高新技術企業認定目錄合適，以此標準為基準）。根據以往相關文獻，本文對高新技術企業認定的衡量采用虛擬變量，即該企業被認定為高新技術企業（三年為一個有效周期，屆滿后需要重新認定或復審），則認定有效期內取值為1，否則為0。

（4）控制變量。企業規模，選取樣本中的上市公司的企業員工數量（Nstaff）作為控制變量來衡量企業規模的大小，通常認為企業規模越大創新資源更足。企業成熟度（Age），一般認為成立時間較長的企業具有更強烈的創新意識，因此選取樣本中上市公司的企業年齡作為控制變量來衡量企業的成熟度。企業資產的利用效率用總資產報酬率（ROTA）、總資產凈利潤率（ROA）和凈資產收益率（ROE）三個指標來表示，總資產報酬率=(利潤總額+利息支出)/［(期初資產總額+期末資產總額)/2］，該比率越高表明企業對創新資源總量的利用效率越高。總資產凈利潤率包含了扣除利息和稅金費用后的企業凈利潤額，反映企業在籌資決策環節對綠色研發的重視情況，也適合用來比較不同行為主體的投資績效［47］。凈資產收益率指標說明盈利能力強的企業有雄厚的財力基礎投入到創新活動中，有利于創新技術水平的長線提升。用資產負債率（ALR）來衡量企業杠桿的大小，一般認為企業資產負債率越大創新投入越少［48］。最后，本文還在回歸模型中納入企業所屬行業虛擬變量（Industry）和年份的虛擬變量（Year）。本文選取各變量的定義及描述性統計如表1 所示。

表1 主要變量描述性統計值

根據描述性統計情況分析，在273 家企業中平均每家企業獲得了綠色專利4.219 項，其中分別獲得了綠色發明專利和綠色實用外觀2.205 和2.014 項，綠色發明專利獲得量最大值為107 項，標準差值為8.328，而綠色實用外觀的最大值為37 項，標準差值為3.504，某種程度上說明了企業在獲得綠色發明專利上存在因勢利導的行為動機。樣本企業的高新技術企業認定值在0.191，說明多數涉農企業均在高新技術企業認定之外。從樣本企業平均年齡17.43和員工平均7 220 人來看，涉農上市企業的成立時間較短、規模較小，間接反映出農業小體量、窄賽道的行業特征。從總資產報酬率5.83%、總資產凈利潤率3.86%、凈資產收益率7.02%的平均值來看，涉農行業整體的資本回報率偏低。資產負債率值為43.6%，而總資產凈利潤率低于凈資產收益率，農企負債沒有起到財務杠桿作用，還可能存在一定的反作用。

4 實證結果與分析

4.1 環境規制對綠色技術創新影響的回歸分析

表2 均為運用負二項回歸模型分析后得到的主回歸檢驗結果。根據表2 中（1）～（3）的回歸結果可以發現，自愿參與型環境規制對企業綠色技術創新的影響為負，但統計特征整體上并不明顯，這證實了自愿參與型環境規制在全局上影響綠色技術創新的復雜性。其原因可能在于：首先，自愿參與型環境規制強度的加強導致企業逐漸會重視與環境相關的管理工作，在早期的技術與人力資本的結合過程中，企業短期內更傾向于能取得高額利潤的創新技術，而忽略了對環境研發投資的支持，造成對綠色創新的投入不足，從而對綠色創新技術產生一定的擠出效應；其次，環境產品的公共屬性決定其具有顯著的外部性，環境創新同樣存在雙重外部性，因此，企業在綠色創新方面有“搭便車”的動機，造成企業重綠色管理輕綠色創新的消極應對，在研發投入、人員培養和生產實踐中上并非真正落實綠色創新工作；再者，鑒于創新能力的限制，企業觀望性應對綠色創新的長期需求與企業生存的短期利益之間的矛盾，造成了綠色創新心有余而力不足；最后，伴隨著綠色創新水平的不斷提高（可能來源于企業內外部），綠色創新收益（環境質量）在財務績效（環境績效）中的比重也不斷提高，導致部分企業偏向綠色創新，逐漸向綠色創新研發投入逐漸轉移，伴隨著創新能力的提高而將自愿參與型環境規制對企業綠色技術創新的影響由負轉正，開始積極推動綠色技術創新的發展與完善。

根據表2 中（4）～（6）的回歸結果可以發現，自愿參與型規制對綠色發明專利具有顯著的抑制作用。不加入控制變量之前，由（4）可知，自愿參與型規制使得綠色發明專利顯著降低了29.62%，加入控制變量之后，由（5）和（6）可知，分別降低了40.17%和61.73%；根據（7）～（9）的回歸結果可以觀察，自愿參與型環境規制對綠色實用外觀專利具有顯著的促進作用，不加入控制變量之前，自愿參與型環境規制使得綠色實用外觀專利顯著提高了21.40%，加入控制變量之后，分別提高了30.91%和29.82%。一般地，專利的復雜程度高、難度系數大，其內在價值往往較大，經過實證驗證后，發現上市公司每增加一項發明專利市值增加309 萬元，而實用新型專利僅增加260 萬元［49］。而企業重實用輕發明的實際行為，在一定程度上說明企業對發明專利高收益背后高風險的過渡謹慎，導致創新決策時忽左忽右。此外，農業企業存在創新活力不足問題，尤其是在創造水平和科技含量較高的發明專利占比較低［50］，大概占專利申請總數的18%［51］，遠低于全國各行業的平均值。結合表2 中（4）～（9）的回歸結果可知，自愿參與型環境規制一方面對綠色發明專利具有顯著的抑制作用，H1a得到驗證；另一方面對綠色實用外觀專利具有顯著的促進作用，H1b得到驗證。那么自愿參與型環境規制政策對企業綠色技術創新的影響可能被兩種方向相反的作用所抵消，最終狀態是依據兩種力量博弈的均衡結果。鑒于此，并不能武斷地判定對自愿參與型環境規制政策對企業綠色技術創新沒有作用或者為負面影響。由此可見，自愿參與型環境規制對企業綠色技術創新具有異質性影響，H1得到驗證。

表2 基準模型回歸結果

4.2 自愿參與型環境規制、創新能力與綠色技術創新

為檢驗創新能力在自愿參與型環境規制與企業技術創新間的調節作用，引入創新能力與自愿參與型環境規制的交互項。表3 均為運用負二項回歸模型分析后得到的回歸結果，由表3 中（1）～（3）的回歸結果可以發現，自愿參與型環境規制和創新能力對綠色技術創新均產生了顯著的負向影響。同樣地，由表3 中回歸結果（1）～（3）可以發現，創新能力與自愿參與型環境規制交互項的回歸系數分別為0.905 3、1.798 0、1.507 2，這些交互項與企業綠色技術創新在1%的水平上顯著正相關，結果表明，企業只有在環境管理體系與創新能力相互結合的基礎之上，才能推動企業綠色技術創新。觀察表3 中回歸結果（4）～（9）中交互項的回歸系數可以發現，無論是綠色發明專利還是綠色實用外觀專利，只有在結合企業自身的創新能力之上才能夠對綠色技術創新產生正面的積極影響。總之，從總量和結構來看，創新能力與自愿參與型環境規制有機結合、相互補充，才能推動綠色技術創新落到實處。由此，H2得以證實。

觀察表3 中回歸結果（1）～（9）中通用創新能力對綠色技術創新的影響系數可以發現，通用型創新能力在一定程度上擠出了綠色技術創新的數量和質量。其中，以表3 中回歸結果（3）和（4）為例，通用創新能力使得企業授權發明專利數量顯著降低了63.29%和115.97%，傳統創新與綠色創新之間存在一定的替代效應，這一結論得以驗證。

表3 自愿參與型環境規制、創新能力對企業綠色技術創新的影響

5 內生性檢驗

對于基準回歸模型而言，對于本文實證結果產生影響的是模型的內生性問題。前期自愿參與型環境規制對當期綠色技術創新影響存在滯后性，即企業當期履行自愿參與型環境規制并不會立即對當期綠色技術創新水平產生影響。因此，本文選擇滯后一期的自愿參與型環境規制變量作為工具變量來解決內生性問題，運用負二項回歸模型分析后得到的回歸結果如表4 所示。表4 中（1）～（3）為不加入交互項的回歸結果，假說H1、假說H1a和假說H1b得到驗證；而（4）～（6）為加入通用創新能力、通用創新能力與環境管理交互項的回歸結果，假說H2得到驗證。另外，模型控制了企業所屬行業以及年份的不可觀測效應對綠色創新的影響，排除了其他控制變量的干擾，盡可能地排除某些因素干擾實證結果的科學分析。

表4 內生性檢驗結果

表4（續）

6 穩健性檢驗

為弱化模型對估計結果的干擾以及保證結果的可靠性與說服力，將企業綠色技術創新變量滯后一期，檢驗結果如表5 所示。根據表5 中（1）～（3）為不加入交互項的回歸結果，與基準回歸基本保持一致，假說H1、假說H1a和假說H1b得到驗證；而（4）～（6）為加入通用創新能力、通用創新能力與環境管理交互項的回歸結果，說明自愿參與型和創新能力結合后對綠色技術創新具有積極推動作用，這一結果是穩健的，假說H2得到驗證。此外，利用Tobit模型也對主回歸和交互項回歸進行穩健性檢驗，H1a、H1b和H2得到進一步驗證，且其余變量符號方向基本未變，受限于文章篇幅所限未列明。

表5 穩健性檢驗結果（以滯后一期的被解釋變量做回歸分析）

7 研究結論與政策啟示

本文在對農業環境規制政策與企業綠色技術創新間關系進行理論分析的基礎上，以“雙型認定”這一自愿參與型環境規制政策為代表，對2010—2019 年273 家滬深A 股上市企業面板數據進行了實證檢驗，最終得到以下結論：（1）自愿參與型環境規制下涉農企業重實用輕發明，對綠色發明專利的抑制作用和對實用外觀專利的提升作用顯著，且這一結論在經過一系列穩健性測試后依然成立；（2）企業自身的創新能力偏向于傳統創新，對綠色創新可能存在一定的擠出效應，企業的綠色創新存在因勢利導的行為動機；（3）進一步研究發現，自愿參與型環境規制政策是尊重企業自身的創新資源稟賦基礎之上通過優化加強環境管理，才對綠色專利產生了積極作用，即企業自身的創新能力發揮了協調作用。

本文結論的政策啟示主要有以下三點：（1）自愿參與型環境規制政策作為近年來企業自主推動加強綠色管理和綠色創新的重要手段，現階段該工具的現實表現并不突出，從整體來看自愿參與型環境規制政策需要結合企業自身的創新能力，才能為推動農業綠色發展起到了積極作用，否則淪落為“口號創新”“數字創新”和“運動式創新”。因此，未來政府部門的政策抓手應從“是否實施”向“綜合實施”轉變，完善政策設計、加大創新激勵力度、提升創新能力，推動企業從傳統創新向綠色創新換擋升級。（2）綠色創新激勵政策需要持續長期跟蹤，推動以三年為滾動周期的連續評審制度，落實企業從策略性綠色創新到實質性綠色創新。因此，在完善自愿參與型環境規制政策制度設計的過程中，應進一步加強對創新能力的關注。（3）自愿參與型環境規制政策的實施效果有賴于自身的創新能力。因此，企業應加大對創新工作的投入力度和重視程度，創新能力與環境管理體系的結合才能推動農業綠色創新行穩致遠。