出口對企業綠色技術創新的理論與實證研究

武力超 叢 姍 林 瀾 李嘉欣

一、引言

改革開放以來，我國始終堅持對外開放的基本國策，牢牢把握經濟全球化深入發展機遇，不斷擴大我國的對外貿易規模。改革開放初期我國貨物貿易進出口總額僅為206億美元，其中出口貿易總額為97.5億美元，在全球貨物貿易中占比不到1%。改革開放之后，隨著外貿體制不斷改革和完善，我國對外貿易迅速發展，進出口貿易總額持續增長。2009年我國出口貿易總額為1.2萬億美元，首次成為全球最大出口國；2013—2015年連續三年成為世界第一大貨物貿易國。2016年受全球貿易增速減緩的影響我國出口貿易總額有所下降，2017年和2018年我國出口貿易總額恢復增長，繼續保持全球最大出口國的地位。與此同時，我國經濟發展水平不斷提高，1978年國內生產總值僅為3679億元，2019年增長至98.65萬億元，年均增長率為14.6%，遠超同期世界經濟增長速度。然而，我國經濟發展的環境績效水平較低，《2018年全球環境績效指數(EPI)報告》(1)由美國耶魯大學環境法律與政策中心、哥倫比亞大學國際地球科學信息網絡中心(CIESIN)及世界經濟論壇(WEF)聯合發布，圍繞環境健康和生態系統活力，對全球180個經濟體進行排名。顯示我國在全球180個國家和地區中排名第120位。綠色技術創新是將環境績效考慮在內，旨在減少環境污染，提高資源利用效率的技術創新，是實現可持續發展的有效手段(Arundel and Kemp，2009)。出口企業在國際市場上往往面臨更加嚴苛的環保標準、更大規模的綠色產品需求、更加激烈的市場競爭環境，探究出口是否促進企業的綠色技術創新對于當前“雙碳”目標下中國綠色低碳轉型與高質量發展具有重要的現實意義。

現有文獻對企業綠色技術創新的影響因素研究包括環境規制、外部市場、企業自身等多個角度。綠色技術創新具有雙重外部性特征(Rennings，2000)，環境規制具有創新補償效應，合理的環境規制可以刺激企業進行技術創新(Porter，1991)。景維民、張璐(2014)利用我國工業行業數據研究發現環境規制可以改變技術的進步方向，引導我國工業加速綠色發展。根據環境規制對經濟主體的約束方式，環境規制工具可以分為命令控制型和市場導向型(Porthey and Robert，2002)，不同類型的環境規制對綠色技術創新活動的影響可能不同。Testa et al.(2011)認為相較于市場導向型環境規制，命令控制型對企業綠色技術創新的激勵效應更顯著。Shi et al.(2017)在估算中國碳排放權交易試點政策效果時發現，無論企業是否受到管制，該政策都極大地抑制了企業的技術創新活動。齊紹洲等(2018)發現排污權交易試點政策誘發了試點地區污染行業的企業參與綠色技術創新活動。此外，從環境規制強度的角度，環境規制對企業綠色技術創新的作用可能并非簡單的線性關系(李斌等，2013；彭文斌等，2017)。

除環境規制以外，國內外學者還圍繞需求和供給兩個方面對綠色技術創新的驅動因素展開討論。需求因素指的是企業受到外部市場和社會期望的壓力而進行綠色技術創新活動，如消費者需求、企業社會責任、同業競爭壓力等(Cai and Li，2018)。供給因素則基于企業追求經濟收益的角度，在充分比較分析成本-收益之后，提高綠色技術創新能力可以降低企業生產成本，提升企業的市場競爭優勢(Kesidou and Demirel，2012)。此外，還有學者從技術能力、研發投入、對外直接投資等不同維度對綠色技術創新的影響因素進行分析(Lee and Min，2015；宋維佳、杜泓鈺，2017)。

國內外學者對出口和技術創新之間的關系進行了大量的研究。Grossman and Helpman(1990)認為從長期來看出口可以通過知識溢出、市場規模效應、競爭促進效應等多種渠道促進一國技術進步和自主創新。Damijan et al.(2010)利用斯洛文尼亞1996—2002年的微觀數據，使用傾向得分匹配法檢驗歷史出口經驗對產品創新和技術創新的影響，結果表明歷史出口經驗只對技術創新有顯著的提升作用。李兵等(2016)發現出口可以顯著促進中高技術和高技術行業的企業創新，但是對中低技術和低技術行業的企業創新的影響并不顯著。王雄元、卜落凡(2019)利用“中歐班列”開通這一準自然實驗，發現出口貿易可以顯著提升我國制造業上市公司的專利申請數量。

新新貿易理論基于Melitz(2013)企業異質性模型，提出出口可以通過兩種途徑促進企業技術創新，即自我選擇效應和出口學習效應。自我選擇效應認為只有高生產率的企業才可以承擔出口的貿易成本，因此高生產率決定企業參與出口(Bernard et al.，1999；易靖韜，2009)。出口學習效應認為出口企業在國際市場可以直接接觸國際客戶和供應商，通過與客戶的溝通交流及時獲取最新產品的信息，在交流合作中不斷學習吸收知識和技術，同時企業可以通過出口與國際競爭對手產生互動，學習和模仿競爭對手先進的管理經驗和生產技術。De Loecker(2013)利用雙重差分法對斯洛文尼亞出口企業及其出口目的地的研究證實了出口學習效應的存在。胡翠等(2015)、劉竹青、佟家棟(2017)等學者的實證研究結果均表明出口可以顯著提高我國企業的生產率。此外，出口學習效應與企業的所有制類型、企業規模和貿易類型等因素相關。Sun and Hong(2011)發現相較于外資企業，我國內資企業的出口學習效應更加顯著。邱斌等(2012)對我國企業的出口和生產率數據進行雙向檢驗，結果表明自我選擇效應和出口學習效應同時存在，且企業規模越小兩種效應越顯著。Bai et al.(2017)認為相較于選擇間接出口模式的企業，直接出口企業的出口學習效應更加顯著。Wang and Ma(2018)將企業按照出口策略分為擴張型和逃避型(2)逃避型出口策略是指企業為了避免國內制度環境的壓力而采取產品出口策略，從而降低企業生產成本。，結果顯示出口學習效應更多體現在出口擴張型企業當中。

基于對現有文獻的回顧，目前國內外鮮有文獻研究出口與企業綠色技術創新的關系，本文結合綠色技術創新的特點和出口對技術創新的影響研究，探究出口是否會促進我國企業的綠色技術創新活動以及其中的影響機理與適用條件。本文的邊際貢獻如下：(1)通過構建開放市場條件下的壟斷競爭模型，本文揭示出口對于企業綠色技術創新行為的影響機理。理論分析表明，出口可以通過“綠色貿易壁壘倒逼效應”“規模經濟效應”“出口學習效應”和“競爭效應”對我國企業綠色技術創新活動產生影響，豐富了現有關于出口與綠色技術創新關系的研究；(2)本文關注企業層面綠色技術創新問題，利用2000—2013年中國工業企業數據庫和專利數據庫的匹配數據，從微觀視角考察出口能否促進企業的綠色技術創新活動，并進一步探究異質性因素在出口影響企業綠色技術創新過程中發揮的作用；(3)本文對研究假說進行實證檢驗，回歸結果表明，出口的擴展邊際和集約邊際均可以顯著提升企業的綠色技術創新水平，且該促進作用會受到創新策略、融資成本、所有制和政府補貼等企業異質性因素以及外向型經濟發展水平和金融生態環境等地區異質性因素的影響。同時，鑒于潛在的內生性問題，本文采用工具變量回歸等多種方法以確保實證結果的準確性和穩健性。

本文的結構安排如下：第二部分是理論分析和研究假說，探究出口對我國企業綠色技術創新的內在作用機理并考察異質性因素的影響；第三部分是計量模型設定和變量選取，采用多種計量方法對提出的研究假說進行實證檢驗；第四部分是實證結果分析；第五部分是動機和適用條件的檢驗；最后是本文的結論和政策建議。

二、理論分析和研究假說

本文首先分析出口對我國企業綠色技術創新活動的影響機理，在此基礎上引入異質性因素，分別考察企業異質性和地區異質性在出口影響企業綠色技術創新中所發揮的作用，并提出相應的研究假說。

(一)出口對企業綠色技術創新的影響機理分析

基于Dixit-Stiglitz(1977)和Melitz(2003)模型，本文通過構造開放市場條件下的壟斷競爭模型以說明出口對企業綠色技術創新的作用機理。假設整個經濟系統只有兩個國家，本國和外國，兩個國家所有的總體經濟變量是一樣的，外國的經濟變量在右上角加星號作為區分，兩國的消費者都偏好消費多樣性，效用函數(V)采用不變替代彈性函數(Q)來表示：

(1)

(2)

其中，p(i)是商品i的價格，P為n種商品的價格指數：

(3)

給定這一需求條件，第i個企業的收益為：

r(i)=p(i)q(i)=Mq(i)ρ

(4)

其中，市場需求M=Y1-ρPρ，Y=PQ是一國的收入水平，由于每個企業相對于整個經濟系統比較小，因此各個企業面臨相同的M。

企業的產出依賴于其全要素生產率(φ)和綠色技術創新投入(d),假設勞動投入被標準化為1，則企業的生產函數形式為：

q=φdβ(0<β<1)

(5)

0<β<1表示企業的綠色技術創新投入是邊際報酬遞減的，本文假設企業在選擇出口時，會同時向國內市場和國外市場提供商品，此時出口企業的總收益和國內外市場的邊際收益分別為：

R(φ)=rh(φ)+rx(φ)

(6)

(7)

(8)

其中，qh和qx分別為企業在國內市場和國外市場的供給，τ表示貿易成本，如非關稅壁壘、運輸成本等，0<τ<1表示一單位產出從國內運出，只有τ單位到達目的地。出口企業為達到利潤最大化，必須要求國內外兩個市場的邊際收益相等，由此可得：

(9)

結合企業生產函數(5)可以得到出口企業實現利潤最大化時的綠色技術創新研發投入：

(10)

將式(10)對τ求導，得：

(11)

綠色貿易壁壘可以倒逼企業進行綠色技術創新。在傳統的關稅和非關稅壁壘受到限制的背景下，綠色貿易壁壘更具有廣泛性和隱蔽性，以保護生態環境、自然資源以及人、動植物的健康與生長為由，來限制和禁止國外產品的進口。綠色貿易壁壘對技術標準設置的門檻較高，對我國出口企業造成較大壓力(李昭華、蔣冰冰，2009)。與此同時，綠色貿易壁壘可以倒逼出口企業選擇以綠色技術創新的方式突破相關產品的出口制約(黃德春、劉志彪，2006)。一方面，面對國外日益嚴苛的綠色貿易壁壘設置，從長遠發展的角度，出口企業必須加強對綠色技術創新的投入，提高自身綠色技術創新能力，使出口產品滿足綠色貿易壁壘的要求；另一方面，發達國家設立的綠色貿易壁壘所涉及的技術標準和技術體系大多是相對成熟的技術成果，可以為出口企業的綠色技術創新提供新思路和新方法(Robert and Ram，2000)，降低企業的研發風險和成本，引導和示范我國出口企業進行更多的綠色技術創新活動。因此，為了克服綠色貿易壁壘給出口企業帶來的限制，降低τ所表示的貿易成本，出口企業有動力進行綠色技術創新。

將式(11)對M*求導，得：

(12)

出口的規模經濟會激勵企業進行綠色技術創新。Krugman(1980)提出出口可以擴大企業生產規模，降低企業生產成本，實現規模經濟效應。目前，發達國家對于企業生產的環境標準往往高于國內，國外消費者也對產品的環境友好程度提出更高的要求，廣闊的出口市場開辟了對于綠色技術創新產品的巨大需求，這種市場需求規模越大，出口企業越有可能實現規模經濟效應(Grossman and Helpman，1990)，從而幫助企業降低綠色技術創新的研發成本和平均生產成本，鼓勵企業投入更多的生產要素實現出口規模的進一步擴張。康志勇(2011)指出隨著出口規模的不斷擴大，出口企業需要承擔的國際運輸成本不斷下降，其出口服務水平會逐步提升，這將進一步降低企業的出口成本，從而有助于激勵企業進行綠色技術創新。因此，出口使企業接觸到更為廣闊的國際市場，增加對企業產品的市場需求M*，幫助企業實現規模經濟效應，有助于企業綠色技術創新水平的提升。

將式(11)對ρ求導，得：

(13)

將式(11)對qx求導，得：

(14)

出口學習效應有助于企業提升綠色技術創新水平。出口企業可以通過以下學習方式提高自身綠色技術創新能力。首先，出口企業在國外一些環保標準更高的市場中，可以比國內企業更快接觸到更先進的環保知識和綠色技術，從而有助于提高其本身的綠色技術創新能力(Wagner，2012)。企業進入國際市場之后能夠學習和改進國外綠色生產工藝流程和組織管理方式，引進先進的綠色生產設備，獲得新的綠色生產技術和綠色產品設計等。其次，國外消費者對于產品的質量和環保標準可能高于國內消費者，出口企業通過與國外消費者的互動了解其偏好，可獲得更多對綠色技術創新產品要求有價值的信息。為了滿足國外消費者的高標準高要求，企業可以通過出口學習先進的綠色技術和生產經驗，獲得貿易產生的正向技術外溢，提高其綠色技術創新能力。因此，企業擴大其對國外市場的供給qx，有助于綠色技術創新能力的提升。

基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說1：出口可以通過綠色貿易壁壘倒逼效應、規模經濟效應和出口學習效應提升企業的綠色技術創新水平，市場競爭效應的影響方向尚不確定。

(二)企業異質性分析

新新貿易理論從企業異質性角度考察了企業的出口、投資等決策(Melitz，2003)，本節從企業層面的創新策略、融資成本、所有制以及是否獲得補貼四方面探討其對出口的綠色技術創新促進作用的影響。

1.企業創新策略

高創新策略的企業是指其創新投入高于所在行業基準研發的企業，這類企業創新意識較強，對行業發展和市場需求始終保持敏銳的感知，注重提升企業的自主創新能力。長期持續的高創新投入可以提升企業的核心競爭力，培養企業的技術創新人才隊伍，使企業具有較高的學習能力和技術吸收能力。當出口企業遭遇綠色貿易壁壘時，高創新策略企業可以參照設立的技術標準，利用強大的學習能力及時調整，提升自身綠色技術創新能力從而突破綠色貿易壁壘的制約。當高創新策略企業進入出口市場以后，也可以迅速地學習和模仿競爭對手的綠色創新技術。

2.融資成本

融資成本是企業為了籌集和使用資金而付出的成本，綠色技術創新是具有高投入、高風險和長周期特征的投資活動，企業想要取得相關成果必須保證充足的資金供應，較高的融資成本不利于企業進行綠色技術創新，并且會阻礙出口對企業綠色技術創新的提升作用。融資成本會制約企業的技術創新活動，融資成本過高會導致外部融資約束加劇，使很多企業失去開展技術創新的機會(Silva and Carreira，2012)。相較于非出口企業，出口企業需要支付額外的固定成本和沉沒成本，包括拓展出口市場的進入成本、運輸成本、制度成本等。融資成本會對企業的出口決策產生重要影響，Chaney and Thomas(2016)在Melitz(2003)企業異質性模型的基礎上引入企業財務狀況，認為較高的融資成本會在一定程度上制約企業的出口行為。本文認為融資成本高會使企業的綠色技術創新水平受到負向影響，并且會削弱出口對企業綠色技術創新水平的提升作用。

3.企業所有制

企業所有制形式會在一定程度上影響出口對企業的綠色技術創新作用。國有企業的技術創新效率往往較低(吳延兵，2012；董曉慶等，2014)，可能的原因是國有企業需要承擔國家經濟管理調節職能，利潤最大化不是國有企業最重要的目標，導致其缺少對市場需求變化的敏銳性，技術創新動力不足。同時，國有企業存在嚴重的委托-代理問題，綠色技術創新的不確定性和風險性較大，投資收益需要在一段時間之后才會顯現，國有企業的經營者缺乏將綠色技術創新作為企業長期發展戰略的驅動力。國有企業的低市場化程度和所有制缺位問題，導致企業綠色技術創新激勵不足，也無法有效吸收出口帶來的先進的綠色技術創新技術和知識，因此出口對國有企業綠色技術創新水平的提升效果有限。

4.政府補貼

政府補貼對于出口影響企業的綠色技術創新的效果是不確定的。一部分學者認為政府補貼有利于企業進行技術創新(游達明、朱桂菊，2014)，政府補貼可以彌補技術創新正外部性引起的市場失靈問題，政府通過對相關企業的支持向市場釋放利好投資的信號，引導更多資源流入綠色技術創新研發領域；補貼還可以紓解企業融資約束的壓力，直接為企業綠色技術創新和出口提供資金支持。也有一些觀點認為政府補貼會扭曲要素市場價格，對企業技術創新產生“擠出效應”，減少企業對技術創新的投入，同時補貼的存在會刺激企業對政府釋放虛假的技術創新信號(安同良等，2009)，削弱政府補貼對技術創新的激勵作用。

基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說2：出口對企業綠色技術創新的影響因企業創新策略、融資成本、所有制以及是否享受補貼方面的異質性而存在差異。

(3)地區異質性分析

從地區異質性角度出發，企業所處地區的開放程度與金融發展水平將對出口作用于企業綠色技術創新產生影響。因此，本文從外向型經濟發展水平和金融生態環境兩個方面進行探討。

1.城市外向型經濟發展水平

城市外向型經濟發展程度是衡量城市競爭力的重要指標，外向型經濟發展水平較高的城市注重對外貿易發展和吸引外資，積極參與國際分工與競爭，具有完善的開放型經濟體系和較強的國際競爭力。在出口導向型戰略的指導下，政府致力于打造良好的投資環境和營商環境，為企業開展對外貿易活動搭建信息交流平臺，提供便利服務支持和優惠稅收政策，降低企業出口成本，使企業將更多資源投入到綠色技術創新研發當中。同時外向型經濟發展有利于引入資金、人才與先進技術，促進地區自主創新水平的提升(郭海昕、王華，2010)，幫助當地企業更好地實現出口學習效應。

2.城市金融生態環境

良好的金融生態環境(3)金融生態環境這一概念由周小川在2004年“中國經濟50人論壇”上提出。可以增強出口對企業綠色技術創新的提升作用。從金融系統發展和社會環境相互結合的動態視角出發，金融生態環境包括經濟發展基礎、法制環境、政府治理、金融發展水平和信用體系各維度，良好的金融生態環境意味著金融體系健康、穩定且持續地發展。金融生態環境改善可以優化地區資源配置，為企業融資創造便利條件，降低企業出口成本。同時綠色技術創新活動需要長期和大量的投入，金融生態環境的改善可以為企業提供穩定的資金支持，降低企業創新成本和研發風險，提高企業創新活動收益(杜金岷等，2017)。

基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說3：城市外向型經濟發展程度越高、金融生態環境越好的地區，出口對企業的綠色技術創新提升作用越顯著。

三、計量模型設定和變量選取

(一)模型設定

本文使用2000—2013年的企業面板數據，考察出口擴展邊際和集約邊際對企業綠色技術創新的影響。出口企業在進入國際市場后通過與國外消費者和競爭同業的互動，能夠獲得更多綠色技術創新產品的價值信息，接觸到更先進的環保知識和技術，從而有助于提高其自身綠色技術創新能力。但綠色技術創新能力的提高有賴于綠色技術創新研發，任何技術創新研發都需要投入一定的時間，因此出口對企業綠色技術創新的影響存在時間上的滯后性，本文對解釋變量進行滯后一期處理。基礎回歸計量模型如下：

greenptidt=β0+β1expidt-1+γZidt-1+δi+δd+δt+vidt

(15)

其中，i、d、t分別代表企業、行業和時間，greenpt表示企業綠色技術創新的衡量指標；exp表示核心解釋變量出口的衡量指標；Z代表所有控制變量的集合，包含企業規模(size)、流動性(liqu)、盈利能力(profit)和企業所有制(SOE)；β0為常數項，δi、δd和δt分別表示企業固定效應、行業固定效應和時間固定效應；vidt代表回歸方程的隨機擾動項。

在出口影響企業綠色技術創新的異質性拓展分析部分，本文引入異質性分組變量以及異質性分組變量與出口的交互項進行實證檢驗：

greenptidt=β0+β1expidt-1+β2Hidt+β3expidt-1×Hidt+γZidt-1+δi+δd+δt+vidt

(16)

其中，Hidt代表異質性分組變量，包含企業異質性和地區異質性，其他變量的含義和式(15)一致。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是企業綠色技術創新。現有研究已使用綠色專利數量衡量企業綠色技術創新能力(Brunnermeier and Cohen，2003；齊紹洲等，2018)，本文基于企業綠色專利授權量構造四個綠色技術創新衡量指標，包括是否擁有綠色專利授權量的虛擬變量(ifgreenpt)、綠色專利授權量(ngreenpt)、綠色專利授權量的對數形式(lngreenpt)和綠色專利授權量占專利授權總量的比值(rgreenpt)。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是出口的擴展邊際和集約邊際，采用是否出口的虛擬變量(expd)和出口交貨值(expi)作為企業出口的衡量指標。若出口交貨值為正，則企業的出口虛擬變量為1，反之則為0。同時，本文使用出口交貨值占主營業務收入比重(expshare)對集約邊際的回歸結果進行穩健性檢驗。

3.控制變量

本文借鑒李兵等(2016)、齊紹洲等(2018)的研究，在計量模型中引入企業規模、流動性、盈利能力和所有制等影響企業綠色技術創新的因素作為控制變量。企業的綠色技術創新能力和其所在行業有密切聯系，本文按照《國民經濟行業分類》標準對樣本進行行業分類，控制了行業固定效應。此外，企業綠色技術創新水平隨著時間的推移有所變化，本文控制了時間固定效應，納入時間虛擬變量以捕捉特定時間因素。

(三)數據來源

本文使用的微觀企業數據來自于2000—2013年中國工業企業數據庫，該數據庫覆蓋全部國有工業企業以及年銷售額在500萬元人民幣以上的非國有工業企業，樣本量大、指標豐富、時間序列較長。專利數據來自中國專利數據庫，本文基于世界知識產權組織(WIPO)提供的“國際專利分類綠色清單”(IPC Green Inventory)(4)世界知識產權組織根據《聯合國氣候變化框架公約》中的技術詞語，在2010年9月16日推出“IPC Green Inventory”在線工具，旨在便于綠色技術創新的專利檢索。和經濟合作與發展組織(OECD)提供的環境技術指標(ENV-TECH indicator)對綠色專利進行識別。同時，本文對中國工業企業數據庫進行了如下處理：第一，刪除關鍵指標如資產總額、成立年限、出口交貨值等為負數的樣本；第二，剔除出口交貨值大于銷售總額、流動資產大于資產總計等明顯不符合會計原則的樣本；第三，剔除了職工人數少于8人的樣本。此外，本文對主要變量進行5%的縮尾處理。

表1 主要變量描述性統計

四、實證結果分析

(一)基礎回歸結果分析

本文的基礎回歸結果按照兩部分進行列示，第一部分考察出口擴展邊際對企業綠色技術創新的影響，以企業是否出口的虛擬變量(expd)作為核心解釋變量(見表2)，第二部分考察出口集約邊際對企業綠色技術創新的影響，以出口交貨值的對數形式(expi)作為核心解釋變量(見表3)。列(1)的被解釋變量是企業是否擁有綠色專利授權量的虛擬變量(ifgreenpt)，本文使用Logit二值選擇模型對其進行回歸；列(2)的被解釋變量為綠色專利授權量(ngreenpt)，鑒于這一類計數數據只能取非負整數并含有大量的“0”值，且由表1可知企業綠色專利數量指標的方差明顯大于期望，可能存在“過度分散”問題，本文使用零膨脹負二項回歸；列(3)和列(4)的被解釋變量是綠色專利授權量的對數形式(lngreenpt)和綠色專利授權量占比(rgreenpt)，本文使用面板固定效應模型。

基礎回歸結果中，關于出口的核心解釋變量(expd、expi)的回歸系數在1%的水平下均顯著為正。列(1)Logit二值選擇模型的回歸結果顯示出口二元邊際均會顯著提升企業參與綠色技術創新的選擇概率；列(2)零膨脹負二項回歸模型的結果表明出口二元邊際均會使企業擁有更多綠色專利，提升企業綠色技術創新水平;列(3)的結果中出口的系數全部顯著為正，表明出口可以幫助企業提升綠色技術創新水平;列(4)的結果表明出口可以提升企業綠色專利占全部專利的比重，這可能是因為關稅壁壘和傳統的非關稅壁壘由于世界貿易組織的約束受到限制，更多的國家采取具有隱蔽性的綠色貿易壁壘措施，企業為了突破綠色貿易壁壘對出口產品的限制，就必須把更多的創新資源分配到綠色技術創新研發當中，因此企業的專利授權中綠色專利的占比會有顯著的提升。

具體而言，表2的回歸結果表明出口企業與非出口企業在綠色技術創新水平上的差異，其中出口企業擁有綠色專利授權的概率比是非出口企業的1.25倍，出口企業所擁有的平均綠色專利授權量比非出口企業多21.53%(5)本文分別基于Logit模型的概率比和零膨脹負二項回歸模型的發生率比進行系數解釋。表3同。，而對于綠色專利授權量增長率以及綠色專利授權量占比，出口企業分別比非出口企業多0.081%和0.264%。表3的核心解釋變量為出口交貨值的對數形式(expi)，結果顯示出口交貨值每增加1%，企業擁有綠色專利授權的概率比將增加2.71%，企業的平均綠色專利授權量增加2.83%，綠色專利授權量的增長率會平均提高0.013個百分點，而綠色專利占比平均增加0.035%。

表2 基礎回歸結果(一)

出口可以顯著促進企業的綠色技術創新活動，無論是企業的出口擴展邊際，還是企業的出口集約邊際均有助于提升企業的綠色專利水平。企業進入出口市場后可以接觸到更多的信息和知識，通過與國外消費者和代理商的互動，獲得有關消費者偏好和相關競爭產品有價值的信息，同時還會與東道國的競爭對手抗衡，接觸到先進的綠色創新技術。通過這些渠道獲得的信息將滲透給出口企業，進而應用到企業自身的綠色創新研發當中。出口交貨值可以衡量企業與國外市場的互動水平，隨著出口交貨值的增加，出口企業和國外消費者以及同行的聯系更為緊密，可以獲得更多的互動機會學習先進的綠色技術經驗和知識，出口學習效應發揮更大的作用，同時出口交貨值的增加可以幫助企業實現規模經濟效應，進一步鼓勵企業進行綠色技術創新。

表3 基礎回歸結果(二)

控制變量的回歸結果表明企業規模、企業流動性和盈利能力都可以顯著促進企業提高綠色技術創新活動的參與概率和綠色技術創新水平。對于企業所有制而言，非國有企業的綠色技術創新水平顯著高于國有企業。

(二)工具變量回歸分析

出口可以促進企業的綠色技術創新，而具有較高綠色技術創新水平的企業在進入國際市場時具有比較優勢，從而可能擁有更好的出口表現。這種可能存在的雙向因果關系使得本文的回歸結果受到內生性的干擾。因此，本文借鑒黃玖立、李坤望(2006)、李坤望等(2014)的研究，使用海外市場可達性作為出口的工具變量，使用各城市到海岸線距離衡量海外市場可達性(6)地理距離不隨時間變化，本文使用2000—2013年的人民幣對美元的官方名義匯率對海外市場可達性進行調整。。地理因素是影響出口的重要因素，海運是對外貿易的主要運輸方式，越接近海岸線，就越接近國際市場，越有助于降低貿易的運輸成本，因此海岸線距離深刻地影響著企業的出口表現。而地理因素對于企業綠色技術創新的影響相對外生。本文對工具變量的有效性進行檢驗，第一階段的Wald F統計量在所有回歸中均大于臨界值10，拒絕“弱工具變量”的原假設。表4是運用工具變量進行兩階段最小二乘法實證檢驗的結果，列(1)和列(2)的核心解釋變量是出口的虛擬變量(expd)，列(3)和列(4)的核心解釋變量為出口交貨值的對數形式(expi)。

表4 引入工具變量的回歸結果

與基礎回歸結果相比，使用工具變量回歸在一定程度上緩解內生性問題之后，出口對企業綠色專利的所有回歸系數均顯著提升，且控制變量的系數估計與基礎回歸結果基本一致，工具變量回歸證明了出口對企業綠色技術創新的促進作用是穩健有效的。

(三)異質性拓展分析(7)限于篇幅，異質性拓展分析的實證結果未展示，有需要的請與作者聯系。

1.企業異質性視角的分析

(1)創新策略和融資成本。

創新策略會影響出口對企業綠色技術創新的作用。高創新策略的企業通過長期持續的創新投入，其學習能力和技術水平更高，在進入國際市場接觸到先進的綠色技術創新后，可以以更高的效率模仿和超越國際先進的綠色技術創新，快速提升企業綠色技術創新能力。本文參照徐飛(2019)對高創新企業和低創新企業的分類，使用企業研發投入占工業銷售產值的比重衡量企業的研發投入強度，當企業的研發投入強度高于所在行業平均研發投入強度時，將其定義為高創新策略企業，反之則定義為低創新策略企業。本文采用創新策略虛擬變量(rdgrp)代表不同創新策略企業類型，高創新策略企業的取值為1，低創新策略企業的取值為0。

融資成本會削弱出口對企業綠色技術創新水平的提升作用。綠色技術創新活動需要大量的資金投入，并且資金使用周期較長，融資成本會制約企業進行綠色技術創新活動，同時出口企業需要面臨一定的出口固定成本和可變成本，較高的融資成本會限制出口對企業綠色技術創新的促進作用。本文使用企業財務費用除以企業負債總計衡量企業融資成本，根據融資成本的中位數將企業分為兩組，采用融資成本虛擬變量(fincostgrp)代表企業融資成本的高低，融資成本大于中位數的企業取值為1，融資成本小于中位數的企業取值為0。

回歸結果表明，平均而言，出口企業采用高創新策略比采用低創新策略的綠色技術創新增長率平均提高0.081個百分點，且企業的出口交貨值每增加1%，高創新策略出口企業比低創新策略出口企業的綠色技術創新增長率平均提高0.103個百分點。高創新策略企業中的研發資金投入占比較高，研發投入密度的增加不僅提高企業綠色技術的自主創新能力，而且提高了企業的吸收學習能力，可以加強出口對企業綠色技術創新水平的提升效應。同時，高融資成本出口企業比低融資成本出口企業的綠色技術創新增長率低0.136個百分點，且企業的出口交貨值每增加1%，相較于低融資成本企業，高融資成本企業的綠色技術創新增長率將降低0.02個百分點，反映融資成本高會使得研發資金投入受限，進而阻礙企業開展綠色技術創新，并且會顯著地削弱出口對企業綠色技術創新的提升作用。

(2)是否國有企業和是否獲得補貼。

國有企業需要承擔國家經濟管理職能，往往不是以利潤最大化作為目標，缺乏發現潛在利潤機會的敏銳性，缺少進行綠色技術創新的動力(吳延兵，2012)。本文引用企業是否屬于國有企業的虛擬變量(SOE)和出口的交互項考察所有制對出口影響企業綠色技術創新的作用。

政府補貼對于出口影響企業綠色技術創新的效果是不確定的。一方面，綠色技術創新具有雙重外部性特征，政府補貼能夠在一定程度上糾正外部性引致的市場失靈問題(Czarnitzki et al.,2011)，同時政府補貼可以直接降低企業自身綠色技術創新成本和出口成本。另一方面，政府補貼也有可能帶來要素市場扭曲問題，擠出一部分企業自身綠色技術創新研發投入(章元等，2018)，阻礙出口對企業綠色技術創新的正向影響。本文采用企業是否獲得補貼的虛擬變量(sbengrp)和出口的交互項考察補貼對出口影響企業綠色技術創新的作用。

回歸結果表明，國有出口企業比非國有出口企業的綠色技術創新增長率平均低0.356個百分點和0.048個百分點，說明相較于非國有企業，國有企業的低市場化程度和委托-代理問題導致企業綠色技術創新動力不足，無法有效吸收出口帶來的先進的綠色技術和知識，因此出口對國有企業綠色技術創新水平的提升效果有限；有政府補貼出口企業比沒有政府補貼出口企業的綠色技術創新增長率平均高0.399個百分點和0.05個百分點，表明政府補貼的要素市場扭曲程度較低，可以在一定程度上糾正綠色技術創新的外部性問題，促進企業對綠色技術創新的專項研發資金投入，并進一步降低企業的出口和綠色技術研發成本，從而提升企業的綠色技術創新能力，增強出口對企業綠色技術創新的正向影響。

2.地區異質性視角的分析

出口對于企業綠色技術創新的影響同樣依賴于企業所處地區的特征。外向型經濟發展水平較高的城市為當地出口企業打造良好的營商環境，搭建高效便捷的外貿服務平臺，降低企業融資成本和經營費用，有助于提高出口企業的生產效率和綠色技術創新水平。本文利用城市人均出口額作為衡量城市外向型經濟發展水平的指標，引入城市外向型經濟發展水平的虛擬變量(seoegrp)，城市人均出口額高于中位數時取1，低于中位數時取0。

良好的金融生態環境可以加強出口對企業綠色技術創新的正向促進效應。本文借鑒中國社會科學院金融研究所出版的《中國城市金融生態環境評價》，采用主成分分析法(PCA)從地區經濟基礎、金融發展、政府治理以及制度與誠信文化四個方面選取指標，構造城市金融生態環境評價指標，根據中位數將城市按照金融生態環境(feegrp)分為兩組，處于較好金融生態環境的企業賦值為1，其余為0。

回歸結果表明，所在地外向型經濟發展水平高的企業比所在地外向型經濟發展水平低的企業的綠色技術創新增長率平均高0.337個百分點和0.03個百分點，在外向型經濟發展水平較高的城市，企業的綠色技術創新水平也較高，同時可以增強出口對企業綠色技術創新水平的提升作用。同時，處于擁有良好金融生態環境地區的企業，可以通過出口更好的提高綠色技術創新水平。

(四)穩健性檢驗(8)限于篇幅，穩健性檢驗的實證結果未展示，有需要的請與作者聯系。

1.替換核心解釋變量

本文使用企業出口交貨值占主營業務收入比重(expshare)衡量企業出口強度，重新進行回歸。結果顯示，出口交貨值占比(expshare)的回歸系數顯著為正，在替換核心解釋變量之后，出口對于企業綠色技術創新水平的促進效用仍然穩健。

2.替換被解釋變量

在我國的專利保護制度中，專利法規定有發明、實用新型和外觀設計三類專利，其中發明專利屬于技術水平較高的一類專利，審查標準比其他類型的專利更為嚴格，因此更能夠代表企業的技術創新能力(羅勇根等，2019)。本文利用企業綠色發明專利的對數形式(lngreeninvpt)和綠色發明專利在全部發明專利中的比重(rgreeninvpt)對出口影響企業綠色技術創新進行穩健性檢驗。結果顯示，當使用綠色發明專利授權替代整體綠色專利授權進行回歸時，出口虛擬變量(expd)、出口交貨值(expi)和出口交貨值占比(expshare)的回歸系數仍然為正數，且均在5%的水平上具有統計顯著性。由此可見，與上文的研究結果一致，出口既能夠提升企業的綠色發明專利水平，也能夠提升綠色發明專利占比。出口對企業綠色技術創新水平的提升是穩健有效的。

3.增加更多控制變量

本文進一步在回歸模型中控制出口與綠色技術創新關系的潛在影響因素，包括：(1)企業治理特征，以企業管理效率(9)本文借鑒孫浦陽等(2018)的研究，從管理費用角度，使用控制了企業規模、出口行為以及成本加成后的管理費用殘差值衡量企業管理效率。(efficiency)衡量；(2)環境規制強度，借鑒Shi and Xu(2018)的研究，使用十一五期間各地區二氧化硫減排目標(target)；(3)行業污染屬性，借鑒史貝貝等(2019)的研究，引入是否為污染行業(pollute)的虛擬變量；(4)企業成長性，使用企業主營業務收入的增長率(growth)；(5)資產結構，使用企業固定資產占總資產比重(assetrate)；(6)企業年齡(lnage)。以綠色專利授權量對數值(lngreenpt)為被解釋變量并使用面板固定效應模型進行回歸的結果顯示，在增加更多控制變量后，本文核心解釋變量的回歸系數依舊顯著為正，表明出口的擴展邊際和集約邊際均對于企業綠色技術創新具有顯著的促進作用。

五、動機和適用條件檢驗

在理論分析部分，本文提出出口可能通過綠色貿易壁壘倒逼效應、規模經濟效應、出口學習效應和競爭效應影響企業綠色技術創新水平，接下來本文根據數據可得性設計相應的模型進行動機和適用條件檢驗。

(一)動機檢驗

受全球貿易自由化的影響，在世界貿易組織的協調和推動下，關稅壁壘和傳統的非關稅壁壘在貿易保護中的實施受到更多限制，越來越多的國家傾向于設置具有隱蔽性的綠色貿易壁壘，目前全球已有超過130個國家采用綠色貿易壁壘措施。綠色貿易壁壘涉及范圍廣泛，形式手段復雜多樣，如綠色關稅制度、環境技術標準、綠色衛生檢疫制度等。本文利用2000—2013年全球范圍內的綠色貿易壁壘通報數量(gbt)(10)綠色貿易壁壘通報數量根據中國技術性貿易措施網提供的相關信息進行整理得出。作為衡量綠色貿易壁壘狀況的指標，引入綠色貿易壁壘通報數量和出口的交互項，考察綠色貿易壁壘是否能夠倒逼我國企業進行綠色技術創新。由于綠色貿易壁壘的倒逼效應具有一定的滯后性，本文采用滯后二期的綠色貿易壁壘通報數量進行實證檢驗。

表5 動機檢驗-綠色貿易壁壘倒逼效應

表5列(1)和列(2)中的結果顯示，綠色貿易壁壘和出口的交互項顯著為正，綠色貿易壁壘的設置可以顯著促進我國企業綠色技術創新活動，表明綠色貿易壁壘對我國出口企業綠色技術創新存在倒逼效應。綠色貿易壁壘雖然會限制出口貿易，對出口企業的技術標準設置較高的門檻，但一般而言綠色貿易壁壘的技術標準是由先進的技術成果組成的，其在一定程度上可以成為企業綠色技術標準的導向，刺激企業為突破貿易限制進行綠色技術創新，為企業綠色技術創新活動提供持久的動力，最終使受到綠色貿易壁壘規制的企業受益。

國際市場的競爭對手數量眾多且實力雄厚，出口企業在進入國際市場后，會面臨更為激烈的競爭環境，競爭對手會不斷地模仿和趕超企業的綠色技術優勢，企業為了繼續保持市場優勢并增加國際市場份額，會進行綠色技術創新以提高核心競爭力。赫芬達爾指數是用來衡量行業市場集中度的常見指標，赫芬達爾指數越大，該行業的市場集中程度越高，壟斷程度越高，本文使用赫芬達爾指數的負數(fhhi)作為衡量行業競爭程度的指標，并引入其與企業出口的交互項來驗證競爭效應。

表6 動機檢驗-競爭效應

表6回歸結果表明，企業所在行業的競爭越激烈，企業的綠色技術創新水平越高，并且競爭激烈的行業對出口促進企業綠色技術創新具有加強作用，即競爭的促進效應占主導地位。競爭促進效應會激勵企業學習和模仿競爭對手的綠色創新技術，加強與擁有先進綠色創新技術的國際企業的聯系與合作，提高自身綠色技術創新的研發效率，從而保持國際競爭優勢和市場地位。

(二)適用條件檢驗

出口可以通過規模經濟效應提升企業的綠色技術創新水平。出口可以擴大企業綠色產品需求的市場規模，一方面企業生產規模相應擴大從而提升企業邊際生產率，降低生產成本和固定研發成本(Krugman，1980)，另一方面市場需求增多導致企業利潤率的提高，實現規模經濟效應，從而有助于企業進一步增加研發投入(康志勇，2011)，推動企業開展綠色技術創新活動。出口的規模越大，企業和國外消費者及競爭對手的接觸機會越多，可以更好地利用出口提升自身綠色技術創新能力。出口企業與上下游企業進行國際合作，在合作過程中有機會得到跨國企業的技術指導和人才流動(Long and Zhang，2011)，獲取先進的綠色技術創新知識溢出，從而推動出口企業綠色技術創新能力的提升。本文按照出口交貨值的中位數(11)參照王雄元、卜落凡(2019)、Hassan et al.(2021)等研究，本文基于中位數進行分組檢驗。將出口企業分為兩組，對企業綠色技術創新進行分組回歸，回歸結果列示在表7。

表7 適用條件檢驗

表7列(1)和列(2)中的被解釋變量為企業綠色專利授權量的對數形式(lngreenpt)，列(1)的樣本是出口交貨值小于中位數的企業，列(2)的樣本是出口交貨值大于中位數的企業。結果顯示相較于列(1)中出口交貨值系數不顯著，列(2)的回歸系數在1%的水平下顯著為正，分組回歸結果表明隨著企業出口規模的擴大，出口對企業綠色技術創新的促進作用越大，出口企業可以有更多的機會學習國外先進的綠色創新技術，證明了出口對企業綠色技術創新的規模經濟效應。列(3)和列(4)將被解釋變量替換為綠色專利占比(rgreenpt)，得到的分組回歸結果和前面一致，規模經濟效應使企業將更多創新資源分配到綠色技術創新研發當中。

六、結論及政策建議

隨著資源短缺和環境污染問題日益嚴峻，國際上要求環境保護的呼聲越來越高，無論是發達國家還是發展中國家都必須承擔更多的節能減排責任，我國作為負責任大國更應深度參與生態文明建設。綠色發展是我國經濟發展的內在要求和必然趨勢，綠色技術創新是推動我國可持續發展的有效途徑。企業是綠色技術創新的主體，然而綠色技術創新的雙重外部性特點往往導致企業缺乏綠色技術創新的動力。

本文首先從理論上分析出口對企業綠色技術創新的作用機制，之后采用Logit回歸、負二項回歸、工具變量回歸等方法，實證分析了出口對企業綠色技術創新的影響。在基準回歸的基礎上，進一步引入企業異質性和地區異質性分析出口對企業綠色技術創新的異質性影響。最后，本文對出口影響企業綠色技術創新的動機和適用條件進行了檢驗。結果表明，出口可以顯著促進企業綠色技術創新，企業出口的擴展邊際和集約邊際均可以提升企業的綠色技術創新水平。綠色貿易壁壘倒逼效應、出口的規模經濟效應、出口學習效應和競爭效應是出口影響企業綠色技術創新的主要途徑。

企業創新策略會影響出口對企業綠色技術創新的作用。選擇高創新策略的企業的學習研發能力較強，可以更好利用綠色貿易壁壘的示范和引導作用，發揮出口學習效應，增強出口對企業綠色技術創新的提升作用。融資成本會削弱出口對企業綠色技術創新的提升作用，綠色技術創新是高投入、高風險的活動，且出口企業在進入國際市場時需要提前支付一定的出口沉沒成本，融資成本在一定程度上會制約出口對企業綠色技術創新的促進作用。相較于非國有企業，國有企業綠色技術創新水平較低，可能是因為國有企業市場化程度相對較低，嚴重的委托-代理問題導致企業沒有將綠色技術創新納入長期發展戰略，國有企業綠色技術創新動力不足。政府補貼可以在一定程度上促進企業的綠色技術創新，企業可以直接利用政府補貼投入到綠色技術創新活動，同時政府補貼存在信號傳遞效應，幫助企業降低融資成本從而獲得更多進行綠色技術創新的資源。

外向型經濟發展水平較高的城市，城市經濟發展基礎較好，對外開放度較高，可以增強出口對企業綠色技術創新水平的提升作用。良好的金融生態環境可以優化資源配置，提高經濟運行效率，減緩企業的外部融資約束，對企業進行綠色技術創新提供有力支持，加強出口對企業綠色技術創新的正向促進效應。

為更好發揮出口對企業綠色技術創新的促進作用，我國應繼續拓展出口貿易，提升和優化貿易結構與質量，通過相關政策鼓勵企業進入國際市場，接觸更先進的綠色環保標準和技術，學習和改進國外綠色生產工藝流程和組織管理方式，為出口企業的綠色技術創新研發提供稅收優惠政策，促進企業綠色技術創新水平的提升。我們應客觀認識綠色貿易壁壘，借綠色貿易壁壘倒逼企業綠色技術創新轉型。雖然綠色貿易壁壘會阻礙企業進入國際市場，增加企業出口產品的生產成本，但是綠色貿易壁壘的出現也有助于引起我國企業對環保問題的重視，倒逼我國企業進行綠色技術創新。政府應著手建立綠色貿易壁壘預警機制，通過各種渠道收集貿易伙伴設立的相關政策法規和技術標準，為出口企業提供有效的信息咨詢服務平臺，幫助企業以最低的成本取得出口產品在環保、安全和質量方面的國際認證，提升企業出口產品的國際競爭力。同時，我國應盡快建立健全獨立的環保認證體系，與國際標準接軌，加強國內認證機構在國際市場的認可度，為國內企業營造良好的綠色技術創新氛圍。大力提高城市外向型經濟發展水平，鼓勵城市堅持外向型經濟發展戰略，不斷完善投資環境和營商環境，吸引外資和擴大出口，提升全球合作水平，為企業邁向具有高水平和高層次綠色技術創新的國際企業提供更好的學習與交流的平臺。努力打造城市良好金融生態環境，在完善金融服務體系、擴大金融發展規模、推動區域金融創新的同時，促進地區法制環境、政府治理和信用體系全面均衡發展，以保證城市金融體系健康、穩定、持續地運行，為企業提供更加全面高效的融資渠道，降低企業融資成本，提高企業對綠色技術創新投入的意愿。