地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響
——基于數字經濟的調節效應

朱于珂，高紅貴，丁奇男，胡雅楠

（中南財經政法大學經濟學院，湖北武漢 430073）

改革開放40 余年，中國經濟總量增長成就斐然。然而，長期以來粗放的經濟發展模式卻加重了生態環境的負擔。在2019 年4 月國家發展和改革委員會、科學技術部聯合印發《關于構建市場導向的綠色技術創新體系的指導意見》中，“綠色技術創新”首次進入黨內最高綱領性文件并轉化為政府專項政策文件，進一步表明企業綠色創新已成為當前生態文明建設的要務，是助推實現“既要金山銀山，又要綠水青山”的經濟高質量發展的關鍵路徑。然而，由于專利制度尚需優化、部分產業政策激勵出現扭曲，以及創新活動本身的高難度、長周期特性，企業綠色創新成果的新穎性、創造性、影響力和實用價值尚處于較低水平，企業在綠色創新質量方面的問題仍很突出。

地方政府的環境目標約束將環境保護直接納入地方政府的政績考核進而直接影響地方政府行為，勢必將對企業綠色創新行為產生沖擊［1-2］。同時，隨著中國經濟進入新常態，以互聯網技術為核心的數字經濟作為當前經濟發展中最為活躍的領域，在培育經濟發展新動能、激發消費以及增強創新能力等方面發揮著越來越重要的作用。數字經濟能有效引導、實現資源的快速優化配置與再生，優化能源消費結構，加速數據信息的傳播共享與精細化處理，進而加快生產方式向數據與知識要素的創新驅動方向轉變［3］，催生技術進步與革新［4-5］，是促進企業綠色創新質量提升的重要依托。因此，深入探討數字經濟背景下，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響機制，對于把握數字經濟時代機遇提升企業綠色創新質量，推進社會主義生態文明建設具有重要的理論與現實意義。

該研究的邊際貢獻在于：①基于環保責任制度，將環境政策與政府目標約束行為相結合，探討了地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響，及其影響的非線性特征，將研究問題與研究對象更加具體化，從而豐富了中國式環境政策影響企業綠色創新的理論研究體系，是基于中國經驗證據對“波特假說”進行的再檢驗。②根據歷年各地級市《政府工作報告》中設定的環境目標與公開報告的環境目標完成情況，基于“環境目標約束”這一概念，創新性地構建不同類型地方環境目標約束強度指標。③利用上市公司專利申請數據及其被引信息，并根據上市公司注冊地所在省份與城市，將其匹配至地級市面板數據以度量地級市企業綠色創新質量水平，為研究地級市企業綠色創新質量提供借鑒指導。④首次將地方環境目標約束強度、數字經濟與企業綠色創新質量納入同一理論框架，從理論層面考察了數字經濟調節作用下，不同類型地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的具體影響及其影響的非線性特征，基于中國特色環保制度，檢驗了數字經濟對“波特假說”理論的沖擊。⑤為政府合理設定環境目標約束強度，完善環境目標約束政策機制，促進“互聯網+”環境監管，把握數字經濟發展機遇，助推企業綠色創新高質量發展提供建設性的政策建議。

1 文獻綜述

就地方政府環境目標約束對企業綠色創新的影響而言，現有研究大多基于波特假說展開。Kammerer［6］實證研究得出，環境規制不僅可以有效促進綠色產品創新，還可以推動綠色產品廣泛應用并提升其新穎性，進而有力地支撐了波特假說［7-8］。在政府實施適當的環境監管后，企業可能會選擇符合環境監管標準的策略，主動進行綠色技術創新，減少污染排放并優化生產過程，以有效節約原本因遵從環境規制所產生的排污成本［9］。Fang 等［10］以新《環保法》為具體研究對象，探討政府環保意識對企業綠色創新的影響，研究得出新《環保法》給重污染企業帶來監管壓力，促使其提高信息披露質量，促進綠色創新。Liu 等［11］認為新《環境保護法》實施后，企業往往會提出更多的環境專利申請，包括發明專利和實用新型專利。然而，部分學者對“波特假說”持反對態度，即認為環境規制將抑制企業綠色創新。Kemp 等［12］認為企業為滿足政府設定的環保標準會將重心轉向環境治理項目，而這一過程會導致企業付出更高的成本進而對研發費用與技術創新投入產生“擠出效應”。Testa 等［13］亦認為征收污染費等環境規制不利于企業技術創新。于是，許多學者逐漸意識到環境規制對企業綠色創新的影響可能存在非線性與異質性特征。王珍愚等［14］研究發現，環境規制對企業綠色創新的影響呈“U”型變化趨勢。Jiang 等［15］從行業與區域兩個維度來定義環境規制，研究發現產業監管對創新績效存在負向影響，而區域監管有助于提升創新績效。李青原等［16］全面考察了異質性環境規制對企業的綠色創新激勵，研究得出排污收費會“倒逼”企業綠色創新，而環保補助則對企業綠色創新能力產生“擠出效應”。吳力波等［17］也認為對于驅動不同類型企業綠色創新，應結合企業的實際與差異考慮環境規制的設計與執行強度。

數字經濟發展給社會經濟、生產方式、生產技術以及生活方式帶來了巨大變革［18］，對微觀企業技術創新乃至宏觀經濟發展質量都產生著重大影響［3］。數字經濟全新的生產技術和商業模式將對傳統經濟產生技術溢出效應，進而加速企業技術創新與產業轉型升級［5］。現有關于數字經濟與企業綠色創新的研究主要集中圍繞數字經濟對企業創新的直接效應展開。唐松等［3］考察數字金融對企業技術創新的影響，研究得出數字金融發展能夠有效解決企業的“融資難、融資貴”問題，并有利于企業去杠桿、穩定財務狀況，進而驅動企業技術創新。韓先鋒等［19］則從宏觀視角，實證檢驗了互聯網技術對區域創新效率的促進作用。Lange 等［20］同樣發現信息通信技術投資增加有助于促進能源利用效率提升。Niebel［21］以發展中國家為研究對象，發現信息通信技術有助于推動技術擴散進而促進經濟增長。Pieri等［22］考察信息通信技術與其他因素對企業生產率的互補機制，得出信息通信技術與研發投入會對企業生產率產生協同效應。劉飛［23］也通過結構方程模型證實了數字化轉型在各影響因素（包括內生因素與外生因素）與企業生產率之間存在顯著的調節作用。

綜上，已有研究尚存在以下不足：①學界關于環境政策與企業綠色創新之間的關系尚未達成共識，不同類型環境規制手段對企業綠色創新的影響存在顯著差異，支撐“波特假說”理論的是以市場型環境規制為主的國外環境規制政策體系。然而中國目前的環境規制政策則以命令控制型為主［24］，地方官員是這種命令型環境規制政策的制定者和執行者，當前少有研究能夠將環境政策與政府環保責任考核結合起來，缺乏對政府自主性環境目標約束的研究考察。②目前大部分學者對中國環境規制的研究大多基于宏觀層面，無法直接具體體現中國特色的環保制度特征，對環境規制的定義與度量較為寬泛，僅籠統地將污染物減排量、污染治理費用等作為代理變量，無法對不同具體環境規制手段的實施效果進行準確的評估與檢驗，對不同類型環境規制手段的異質性影響缺乏區分與總結。③余泳澤等［2］和陶鋒等［1］分別實證檢驗了環保目標責任制對技術創新與企業綠色創新的影響，但均基于制度層面，僅從宏觀制度實施與否這一視角探討該制度帶來的外生沖擊，并沒有對不同類型環境目標約束進行更加細微地劃分與量化度量，且對于企業綠色創新的研究大多是圍繞專利數量的考察，對企業綠色創新質量的關注不夠。關于不同類型環境目標約束強度對企業綠色創新質量的具體影響與創新“提質”激勵效應仍需更為系統深入地探討，有關其影響效應的實證設計亟須優化。④現有研究對數字經濟與企業綠色創新之間關系的探討較少。在考察環境規制對企業綠色創新影響機制的同時，忽略了數字經濟對二者關系產生的沖擊，對數字經濟在二者之間發揮的調節作用仍需進一步考察。

2 影響機制

2.1 地方環境目標約束對企業綠色創新的影響機制

當各級地方政府公開環境目標，并考核其完成情況，強化了環境治理在地方政府政治任務中的重要性，進而推動地方政府出臺一系列環境治理措施，其中最為典型的便是對企業的“關停并轉”［25］。面對嚴格的環境管制與標準，具備一定資金與技術基礎的企業便會進行綠色創新，走轉型升級道路［26］。一方面，為獲得更大的綠色創新補償收益，培育企業獨特競爭優勢產生內部激勵，另一方面，面對激烈的市場競爭環境與政府嚴格的環境治理監管等外部壓力，履行企業社會責任，進一步地提升企業綠色創新質量成為企業更傾向的“標準動作”。

關于地方環境目標約束對企業綠色創新質量的間接影響機制，宏觀機制層面，余泳澤等［2］認為地方環境目標約束會通過提升環境規制強度促進技術創新。起初，地方環境目標約束會通過提升環境規制強度進而對企業提升綠色創新質量產生激勵，但當企業綠色創新質量達到一定水準，環境目標約束強度繼續提升對企業綠色創新質量的積極作用可能會發生變化。首先，環境目標約束通常會促使地方政府更集中于選擇命令型環境規制。命令型環境規制雖然在實施初期會對企業綠色創新產生一定的促進作用，但由于其存在處罰上限，很可能會導致部分企業滿足于綠色創新活動的“達標”，即創新活動產生的補償收益趨同于環保不達標所導致的強制性懲罰成本，從而對企業進一步提升綠色創新質量缺乏有效激勵［1］。同時，隨著命令型環境規制強度的提升，企業生產過程中所增加的環境成本對綠色創新資源造成了“擠占”［27］。其次，當以環境稅與環保補助為典型的激勵型環境規制強度提升時，企業會增加對綠色創新的投資［28］，對企業綠色創新產生一定的“資源補償效應”［16］，進而有利于提升企業綠色創新質量。但鑒于政府對企業綠色創新活動的信息劣勢，應對性、策略性的創新行為便會產生。隨著環境稅等激勵型環境規制手段的推進，環境稅帶來的資源配置扭曲效應高于環境負外部性的改善效應，企業在綠色創新達到一定水平時，會減少對綠色創新的研發投入［29］，甚至為追求短期內綠色專利數量的增加而進行低難度與低質量的綠色創新［1］。特別是，當綠色創新帶來的邊際收益逐漸遞減［30］，且企業維持更高質量綠色創新的邊際成本逐漸上升時，企業進一步提升綠色創新質量的動力會大幅降低。

微觀機制層面，在環保責任制的制度背景下，制度導向提升了媒體對環保的關注度，公眾對環境保護的關注更高［1］，提升了對企業的環保監管與高管的危機意識［31］。環境目標約束制度與媒體輿論監督，為激勵企業進一步增加研發投入提升綠色創新質量營造了良好的社會環境，企業自身也會因外界關注度與信息透明度的提升而減少非實質性的低質量綠色創新。其次，企業在環境目標約束以及各種類型環境規制交互作用的制度壓力下，減少污染排放，增加環保投資［32］，積極履行社會責任可以滿足利益相關者的環保期望，既符合社會價值體系和制度規范［33］，又是樹立品牌形象，提升企業績效的關鍵［34］。再加之環保號召與公眾關注推動企業增加環保投資［35］，緩解地方經濟增長壓力，企業社會責任得以提升［33］。企業社會責任的提升，將推動企業減少盈利性的生產經營投資，增加社會效益更加顯著的研發投資［36］，企業為兼顧經濟利益與社會價值，將自主制定堅定的環境目標與長遠的綠色發展戰略，主動切實地追求突破性的、更高質量的綠色創新。此外，環保責任制增強了地方政府對企業排污的治理干預，再加之環境規制政策實施增加了企業排污成本壓力，進一步激勵企業增加研發支出［37］，倒逼企業通過高質量的綠色創新節約排污成本，使“創新補償”效應大于“遵循成本”效應。研發支出與創新投入的增加將有利于企業持續、穩定地開展周期較長、更具深度廣度的高質量綠色創新活動。最后，在環境目標約束的制度背景下，綠色信貸、碳金融等市場型金融工具得以不斷完善豐富，并受政策支持與企業綠色創新建立起了更廣泛的聯系［38］。環保責任制提升了公眾對企業環保支出的信任，提升了社會各界對環保的重視程度，產生信號作用，使投資者對企業綠色創新的支持將更加堅定，間接緩解了企業的綠色創新融資約束難度［39］。企業得以向高質量、高成本、高難度的綠色創新提供更持續、穩定的投入，進而緩解環境規制對企業研發投入的“擠出”效應。綜上，地方環境目標約束強度將通過提升企業媒體關注度、社會責任與研發支出強度，并緩解企業融資約束，進而提升企業綠色創新質量。

2.2 數字經濟調節機制

數字經濟有利于改進企業生產工藝和流程，優化生產要素組合［40］。數字技術有利于降低信息搜集、傳遞、驗證等成本，在數字經濟背景下，企業信息與行為將更加透明。一方面，網絡信息化技術的應用與推廣，將促使公司更傾向于利用互聯網披露更多的公司社會責任信息［41］，同時網絡社交媒體的發展，將會增加企業的輿論監督壓力與媒體關注程度，提升企業的環境信息披露水平［42-43］，進而對企業綠色創新產生激勵［44］。另一方面，政府通過互聯網信息技術可以更加快速高效精確地獲取企業生產排污相關動態與信息，同時數字技術與電子政務為政府監管提供了先進資源與手段，提高政府監管效率與監管透明度［45］，即地方政府為履行環保責任，將融合傳統措施與數字化手段［46］，推進對企業的實時精細化環境監管。同時，數字信息化發展將有效彌補政府信息不對稱的劣勢［47］，進而限制企業應對性、策略性的低質量創新行為。企業面對政府的精細化環境監管與強制制度壓力，會更傾向于提升綠色創新水平［48-49］。同時為使創新活動創造的補償收益高于因環保不達標所引致的強制性懲罰成本，提升企業核心競爭力，企業很可能會進行更高質量的綠色創新［1］。因此，數字經濟將推動企業披露更多環境信息，并優化政府對企業的環境監管，進而正向調節地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響。

綜合理論機制分析與理論模型推演結果（由于篇幅限制，理論模型的詳細推導過程與結果暫未列出，感興趣的讀者可向作者索取）提出：

假設1：地方環境目標約束強度與企業綠色創新質量呈倒“U”型曲線關系。地方環境目標約束強度提升起初將對企業綠色創新質量產生促進作用，但其正向影響呈邊際遞減趨勢，隨著環境目標約束強度不斷提升甚至將對企業綠色創新質量產生負向影響。

假設2：在數字經濟的調節作用下，這種倒“U”型關系會變得更加陡峭，即數字經濟首先會擴大地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的積極作用，隨著地方環境目標約束強度的正向影響逐漸減小甚至產生負向影響，數字經濟又會加劇地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的抑制作用。

3 研究設計

3.1 實證設計

為考察地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響，基于地級市面板數據，構建面板交互固定效應模型，具體如下：

其中：GQit表示企業綠色創新質量，SETCit表示地方環境目標約束強度，CVit代表控制變量，i 與t 分別表示城市與年份，μi表示城市固定效應，δt表示年份固定效應，ηit表示城市與年份的一維交互固定效應，εit表示隨機誤差項。同時使用以地級市為聚類變量的聚類穩健標準誤。

基于前文對數字經濟調節效應的機制分析，為進一步檢驗數字經濟在地方環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間發揮的調節作用，構建調節效應模型，具體如下：

其中：DEit表示數字經濟發展水平，引用地方環境目標約束強度與數字經濟的交互項（SETCit×DEit）來度量數字經濟在二者之間發揮的調節作用，模型（2）中，α1表示剔除數字經濟的影響，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的直接效應，模型（3）中，α1+ β1DEit表示在數字經濟調節作用下，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響與作用。

根據前文理論機制分析可得，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響可能呈倒“U”型變化趨勢，而數字經濟亦將調節地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的非線性影響。基于此，進一步將地方環境目標約束強度的二次項（SETCit2）及其與數字經濟發展水平的交互項（SETCit2×DEit）分別加入基準回歸模型與調節效應模型，具體如下：

模型（5）中：α1表示剔除數字經濟的影響，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的非線性直接效應。

模型（6）中：α1+ β2DEit表示在數字經濟調節作用下，地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的非線性影響。

3.2 變量選取與設定

（1）企業綠色創新質量（GQ）。胡江峰等［50］將企業綠色發明專利申請視為高質量的綠色創新成果。基于2011—2018 年滬深股市上市公司專利數據，參照世界知識產權局“國際專利分類綠色清單”，對來源于國家知識產權局和Google Patent的專利進行了全面地梳理與篩查，并根據上市公司注冊地所在省份與城市，整理形成2011—2018年各地級市各年綠色發明專利申請數量情況。進一步，將各地級市各年綠色發明專利申請數量加1 并取對數（GPA），以此來度量各地級市各年份的企業綠色創新質量水平。為了增強實證結果的穩健與可靠性，借鑒李長英等［51］的做法，以綠色專利被引次數衡量綠色創新質量。具體地，以上市公司當年申請的綠色專利自其申請當年起2年內的被引次數作為企業綠色創新質量的衡量指標，并進一步根據上市公司注冊地所在省份與城市，將上市公司綠色專利被引信息匹配至地級市層面，整理得出2011—2017年各地級市各年上市公司申請的綠色專利自申請當年起兩年內的被引次數，同樣將申請的綠色專利兩年內被引次數加1 并取對數（GPC）也作為地級市企業綠色創新質量的代理變量。

（2）地方環境目標約束強度（SETC）。根據環境目標制定分配的縱向關系與環境目標考核的權責關系，首先，余泳澤等［2］收集整理各地級市各年份的《政府工作報告》，人工手動提取并整理各地級市各年《政府工作報告》中設定的具體環境目標信息與公開報告的環境目標具體完成情況，以此測度地方受到的環境目標約束強度。具體而言，李媛等［53］將地方環境目標約束分為直接環境目標約束與間接環境目標約束。若各地方政府在當年《政府工作報告》中，有明確設定二氧化硫、氮氧化物、化學需氧量以及氨氮等污染物具體的減排數值目標，并在下一年《政府工作報告》中公布考核其完成情況，則為直接環境目標約束，否則為不存在直接環境目標約束。若無明確的二氧化硫、氮氧化物以及氨氮等污染物等具體污染物指標，但有PM2.5、PM10濃度、空氣質量優良天數以及環境質量等指標，則為間接環境目標約束，否則為不存在間接環境目標約束。與環境目標約束不同，環境目標約束強度直接體現了政府對完成環境目標的重視程度、投入力度與執行力度。劉美玉等［53］的強度分析方法創新性地以各地級市各年的環境目標具體完成情況與設定的環境目標的比值作為地方環境目標約束強度的度量指標，包括直接環境目標約束強度（SDETC）與間接環境目標約束強度（SIETC）。只有當地方《政府工作報告》中明確了當年的具體環境目標（包括具體污染物與具體數值目標），同時在下一年《政府工作報告》中公開報告了當年的具體完成情況（包括具體污染物與具體數值完成情況），方能計算相應的約束強度；若當年沒有公布具體的環境目標，但在下一年報告考核了具體的完成情況，則將當年的環境目標約束強度記為1；若當年既沒有確立具體的環境目標，也沒有公布當年具體的完成情況，或者只公布了具體環境目標卻沒有報告具體完成情況，則均認定其環境目標約束強度為0。

（3）數字經濟發展水平（DE）。趙濤等［54］關于數字經濟綜合發展指數的測度方法，同時考慮到指標重合與數據的共線性，選取互聯網普及率（每百人互聯網寬帶用戶數）、互聯網相關從業人員情況（計算機服務和軟件從業人員占比）、互聯網相關產出情況（人均電信業務總量）以及數字金融普惠發展指數（中國數字普惠金融指數）四個指標，其中數字金融普惠發展指數充分包含了移動互聯網用戶數這一維度。通過主成分分析，計算得出數字經濟綜合發展指數得分，并進行數據平移處理后，取自然對數。

（4）控制變量。余泳澤等［2］、李青原等［16］，選取以下控制變量：經濟發展質量（DEQ），采用全要素生產率并取對數進行度量；受教育程度（EDL），采用每萬人普通高等學校在校學生人數并取對數進行度量；產業協同集聚水平（INDA），采用制造業與生產性服務業協同集聚指數并取對數進行度量；交通基礎設施（TI），采用公路里程數并取對數進行度量；對外開放水平（OPEN），將利用外資強度取對數進行度量；固定資產投資水平（FAI），采用固定資產投資占GDP的比重并取對數進行度量；科技支出水平（TE），采用一般公共預算支出中科學技術支出占比并取對數進行度量；財政分權（FD），采用財政收入與財政支出的比值并取對數進行度量；人力資本（HC），采用科研綜合技術服務業從業人員數并取對數進行度量。

基于2011—2018 年280 個地級市的面板數據（研究不涉及港澳臺地區；承德、巢湖、三沙、儋州、金昌、海東、中衛、哈密、吐魯番等地級市以及西藏地區各地級市因為各項數據缺失嚴重亦未列其中；其他少數城市個別年份個別項數據缺失，使用加權移動平均法或插值法補齊）。上市公司綠色發明專利申請數據來源于中華人民共和國國家知識產權局。上市公司綠色專利被引信息來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）上市公司經營研究數據庫。環境目標約束強度的計算數據來源于各地級市各年《政府工作報告》原文，經手工收集整理得出。數字金融普惠發展指數由北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制［55-56］。其余數據均來自各年的《中國城市統計年鑒》與各省區統計年鑒等。各變量的描述性統計結果見表1。

4 實證結果分析

4.1 地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響

地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的回歸結果見表2 與表3。直接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響系數均顯著為負，說明其對企業綠色創新質量存在顯著負向影響。原因在于，以具體污染物減排為核心的直接環境目標設定將促使地方政府為完成強制性減排目標而更傾向于選擇命令型的環境規制工具，由于存在處罰上限，導致部分企業滿足于對環境標準的“達標”，并且當企業無法通過綠色創新獲取更多收益時，企業便會為了追求短期利益，放棄對高質量綠色創新的投入，轉向策略性、應對性的綠色創新，甚至進行成本與難度較低的低質量綠色創新。同時，直接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響不存在顯著的非線性特征。

根據表3，間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響系數均顯著為正。表明間接環境目標的設立給予了企業更大的自主選擇權，更能調動企業的綠色創新積極性，進而有效激勵企業進行高質量的綠色創新。但是，間接環境目標約束強度的二次項對GPA 與GPC 的影響系數分別為-0.053 與-0.040，且分別通過了1%與5%的顯著性水平檢驗，說明間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量呈倒“U”型曲線關系。間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響呈邊際遞減趨勢，與假設1相符。隨著間接環境目標約束強度不斷增強，企業更傾向于選擇進行成本與難度較低的應對性、策略性的綠色創新，從而導致企業的整體綠色創新質量水平下降。具體來看，當間接環境目標約束強度分別達到6.472與3.8時，間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間的倒“U”型關系曲線分別達到“頂點”，“頂點”左側間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量呈正相關，右側則呈負相關。根據變量數據統計結果，當前僅有極少數樣本的間接環境目標約束強度超過臨界值，換言之當前間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響仍以促進為主。

4.2 數字經濟調節效應檢驗

就直接環境目標約束強度而言，除模型（3）中SDETC×DE 對GPA 的回歸系數顯著外，其余交互項回歸系數均不顯著，說明數字經濟在直接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間的調節效應并不顯著（由于交互項系數大多不顯著，以及篇幅限制，因此，數字經濟對直接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間的調節效應回歸結果暫未列出，感興趣的讀者可向作者索取）。

根據表4，間接環境目標約束強度與數字經濟的交互項（SIETC×DE）回歸系數分別為0.272與0.073，且分別通過了1%與5%的顯著性水平檢驗，說明數字經濟在間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間存在顯著的正向調節作用。具體而言，當數字經濟發展水平等于中位數5.416 時，在數字經濟調節作用下，間接環境目標約束強度對GPA 與GPC 的影響系數（分別為0.243 與0.069），分別大于剔除數字經濟影響，間接環境目標約束強度對GPA 與GPC 的直接效應（分別為0.180 與0.047）。表明當數字經濟處于較高發展水平時，數字經濟將有效擴大間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的積極作用，且這種促進作用將隨數字經濟發展水平的上升而提升。這是由于，企業在面對政府間接環境目標約束時，可以借助成熟的數字信息化技術開展高質量綠色創新，既能提升創新效率節約創新成本，還能有效遵循政府環境監管鞏固社會責任形象。

表1 變量描述性統計

間接環境目標約束強度二次項與數字經濟的交互項（SIETC2×DE）系數為-0.225 與-0.127，一次項與數字經濟的交互項（SIETC×DE）系數為0.548 與0.238，均顯著，與模型（5）中間接環境目標約束強度二次項與一次項的系數方向一致，表明數字經濟促使間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間的倒“U”型關系曲線更加陡峭。具體而言，當數字經濟發展水平等于中位數5.416時，模型（6）中，間接環境目標約束強度二次項與一次項系數（分別為-0.101、-0.072 與0.407、0.192），絕對值明顯大于模型（5）中的影響系數（分別為-0.038、-0.033 與0.252、0.113）。表明當數字經濟處于較高水平時，數字經濟首先會擴大間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響，但隨著對企業綠色創新質量的激勵效應逐漸降低甚至失效，間接環境目標約束強度超過“頂點”臨界值，數字經濟反而會加劇間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的負向影響，進一步支撐了假設2。同時在數字經濟調節作用下的“頂點”臨界值要小于剔除數字經濟影響后的“頂點”臨界值，即數字經濟將提前間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間倒“U”型關系曲線“頂點”臨界值的到來。

表2 直接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響

表3 間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響

4.3 穩健性檢驗

文章主要從替換被解釋變量、城市異質性以及克服內生性問題三個方面進行穩健性檢驗。具體為：①將GPA 替換為綠色發明專利授權數量加1 并取對數（GPG）；②將GPC 替換為當年申請的綠色專利在當年的被引次數加1 并取對數（GPC1）；③剔除青島、煙臺、麗水、臺州、福州、廈門、深圳、珠海、惠州、中山、貴陽和昆明這些環境相對較好的城市進行回歸；④使用工具變量法以解決模型中存在的內生性問題。根據工具變量相關性與外生性的要求，將河流密度、空氣流通系數與年降水量作為環境目標約束強度及其二次項的工具變量，對地方環境目標約束強度與企業綠色創新質量進行2SLS 回歸。IV-2SLS回歸結果中，所有Kleibergen-Paap rk LM 統計量及其對應的P 值結果顯示強烈拒絕不可識別的原假設，所有Hansen J統計量P值均大于0.10，無法拒絕所有工具變量均外生的原假設，由此證實了內生性問題的存在以及工具變量的有效性。IV-2SLS與穩健性檢驗各系數回歸結果的方向及顯著性與基準回歸結果基本一致，進一步支撐了前文的主要結論（由于篇幅限制，穩健性檢驗結果與IV-2SLS回歸結果暫未列出，感興趣的讀者可向作者索取）。

5 進一步分析

5.1 企業預期凈收益的變化是導致間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量非線性影響的重要原因

為了探討致使間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間倒“U”型關系的原因，根據前文理論機制分析，構建面板門檻回歸模型，考察隨著間接環境目標約束強度的變化，企業提升綠色創新質量引致的預期凈收益變化。通過引入間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量的交互項，表示企業面對間接環境目標約束，提升綠色創新質量對企業預期凈收益的影響，并以此為核心解釋變量，再使用規模以上工業企業主營業務稅金及附加并取對數代表企業預期凈收益水平，并作為被解釋變量，最后以間接環境目標約束強度為門檻變量。其中，為了滿足門檻回歸的變量數據要求，將前文間接環境目標約束強度加2 并取對數重新測度間接環境目標約束強度（ln（SIETC+2）），門檻回歸結果見表5。

根據門檻回歸結果，間接環境目標約束強度與GPA的交互項系數在各門檻區均顯著為正，但自低門檻區至高門檻區呈逐漸下降趨勢。間接環境目標約束強度與GPC 的交互項系數同樣均顯著為正，且低門檻區系數高于高門檻區。證實了面對間接環境目標約束強度的上升，企業提升綠色創新質量對預期凈收益的增長效益將逐漸減小，導致對企業提升綠色創新質量的激勵效應不斷下降。

5.2 異質性分析

在當前全國力爭實現“雙碳”目標的規劃背景下，低碳轉型政策對環境目標約束政策的實施效果存在不可忽視的作用。鑒于此，文章具體以低碳城市試點政策與碳排放權交易機制的具體試點城市以及開始實施時間為依據，將樣本城市劃分為低碳試點城市、碳排放權交易試點城市、兩種政策均有實施的城市以及兩種政策均未實施的城市進行城市異質性分析，其所對應的虛擬變量分別為LCC、ETS、BP、NP，通過核心變量與虛擬變量的交互項系數，來判斷不同政策實施情境下核心解釋變量對被解釋變量的影響結果。

根據表6 可得，相較于兩種政策都未實施的地區，在碳排放權交易機制或者兩種政策均實施的情況下，直接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的負向影響將得到顯著的改善，而在僅實施低碳城市試點政策的地區，改善效果并不顯著。表7 報告了間接環境目標約束強度的異質性檢驗結果，LCC、ETS、BP 與SIETC 交互項的回歸系數均顯著為正，表明低碳城市試點政策與碳排放權交易機制的實施，將有效擴大間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響，其中碳排放權交易機制與兩種政策均實施的效果要優于僅實施低碳城市試點政策的效果。然而，在兩種政策均未實施的地區，間接環境目標約束強度的正向影響則會遭到削弱。

進一步根據表8，SIETC×LCC與SIETC×ETS對GPC的影響系數顯著為正，說明低碳城市試點政策與碳排放權交易機制的實施在一定程度上可以緩解間接環境目標約束強度對GPC 正向作用的邊際遞減趨勢。SIETC2×BP 對GPA 與GPC 的回歸系數均顯著為正，且分別大于SIETC2對GPA 與GPC 影響系數的絕對值，說明兩種政策的同步實施將推動間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響產生邊際遞增的效果。而在兩種政策都未實施的情況下，間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量正向影響的邊際遞減趨勢則會加劇。最后，根據表9，SIETC×DE 與ETS、BP 的交互項系數均顯著為正，說明碳排放權交易機制或兩種政策同步實施，均將有效擴大數字經濟對間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量的正向調節作用。而僅實施低碳城市試點政策對數字經濟的正向調節作用無顯著影響，在兩種政策都未實施的地區，數字經濟的正向調節作用則顯得相對較弱。

表4 調節效應模型回歸結果（間接環境目標約束強度）

表5 間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量交互項對企業預期凈收益門檻回歸結果

6 主要結論與政策建議

文章基于中國特色的環保責任制度，根據地方政府環境目標約束性考核這一現實證據，將環境政策與政府環保責任考核結合起來，創新性地構建地方環境目標約束強度指標，在構建了一個探討在數字經濟調節作用下，地方環境目標約束強度對企業綠色創新行為影響的理論框架基礎上，利用2011—2018 年中國上市公司專利申請信息與專利被引數據，并通過歷年各地級市《政府工作報告》，實證檢驗不同類型地方環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響機制，以及數字經濟對二者關系所產生的沖擊。研究發現：

（1）以具體污染物減排為核心的直接環境目標約束強度提升對企業綠色創新質量存在負向影響，且數字經濟在直接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間并不存在顯著的調節作用，即當前提升直接環境目標約束強度難以推動企業綠色創新“提質”。

（2）間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的促進作用顯著，但進一步非線性特征考察發現，間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量呈倒“U”型曲線關系。面對間接約束強度上升，企業提升綠色創新質量對預期凈收益的增長效益逐漸減小，導致對企業進行高質量綠色創新的激勵不足。因此，間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響呈邊際遞減規律，但當前間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的影響仍以促進為主。

表6 直接環境目標約束強度城市異質性分析結果

表7 間接環境目標約束強度城市異質性分析結果（1）

表8 間接環境目標約束強度城市異質性分析結果（2）

（3）數字經濟在間接環境目標約束強度與企業綠色創新質量之間存在顯著的正向調節效應，并促使二者之間的倒“U”型關系曲線更加陡峭。當數字經濟處于較高水平時，數字經濟首先會擴大間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的正向影響，但隨著對企業綠色創新質量的激勵效應逐漸減小，間接環境目標約束強度超過“頂點”臨界值產生抑制作用，數字經濟反而會加劇間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的負向影響。

（4）進一步分析發現，隨著間接環境目標約束強度提升，數字經濟的正向調節作用隨間接約束強度正向影響的下降亦呈邊際遞減趨勢。在數字經濟調節作用下的間接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的積極影響仍會逐漸遞減或趨于不顯著，同時數字經濟也進一步提前了倒“U”型關系曲線“頂點”臨界值的到來。此外，低碳轉型政策的實施，可以有效緩解直接環境目標約束強度對企業綠色創新質量的負向影響，擴大間接環境目標約束強度的正向影響與數字經濟的正向調節作用，特別是碳排放權交易機制等市場型環境規制手段的應用，對企業綠色創新的“提質”激勵效果更佳。

基于以上結論，為促進提升企業綠色創新質量，探索生態環境高水平保護的經濟高質量發展新路徑、尋求經濟增長新動能，特提出以下政策建議：

（1）深化環保目標責任制改革，健全完善環境目標約束體系制度，逐步構建并完善以間接環境約束目標為主，直接環境約束目標為輔的環境目標約束體系，要特別重視考核間接環境目標的具體完成情況并在下一年《政府工作報告》中公開報告。豐富以命令型環境規制為主的單一環境規制體系，強化企業綠色創新的市場導向，健全并推動市場型環境規制手段的應用，促進不同類型環境規制手段協調配合。同時要加大對企業專利成果的審查并建立科學嚴謹的專利授權管理體系，避免企業進行策略性、應對性的綠色創新，推動企業將綠色創新重心從專利數量轉移至專利質量。

表9 數字經濟調節效應城市異質性分析結果

（2）地方政府應結合當地環境目標，制定更具針對性與靈活性的創新激勵政策機制。對企業綠色創新予以相應的資金技術支持與稅收減免，并充分發揮財政補助的激勵與引導作用，鼓勵企業在綠色創新“提質”方面，持續投入。特別是在高強度的間接環境目標約束下，對于已經取得高質量綠色創新成果的企業可予以專項計劃支持，倡導低碳轉型，健全完善碳排放權交易機制，進一步引導企業開展更高質量的綠色研發創新活動，避免企業因預期凈收益降低而導致的創新“提質”激勵不足。

（3）加速數字經濟發展，以充分合理發揮并擴大數字經濟的正向調節作用。各地政府應充分借助數字信息化技術，保證環境監測的嚴謹與精確性，提高環境目標完成考核的科學性，并運用大數據與網絡信息化技術實時模擬預測環境目標的完成情況與動態趨勢，提升環境監管力度與效率。同時企業借助數字信息化技術可以在間接環境目標約束下就綠色創新投入發揮最大的自主積極性，企業要利用數字信息化技術制定符合自身發展與當地環保規劃的綠色創新戰略。

（4）加速數字經濟與企業綠色科研的互動融合。鼓勵企業與各大高校及科研機構開展深度產學研合作，深化傳統制造業企業與互聯網企業融合發展，提升企業研發部門人員的數字認知與互聯網技能，推動企業將互聯網信息化技術合理應用至綠色創新研發領域。企業應進一步利用互聯網推動資源的共享和信息的流通，提升企業生產、研發與應用各部門之間的銜接與工作效率，學習、獲取和吸收外部先進綠色技術。同時要加大對互聯網的投資力度與數字基礎設施建設力度，為企業提供良好的數字基礎設施供給與硬件支持。