市場激勵型環境規制對企業綠色創新的影響研究
——基于上市公司綠色專利視角

郭秋秋，馬曉鈺

（新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046）

一、引言

改革開放40 多年來，中國經濟取得飛速發展，同時伴隨著能源過度消耗、環境污染等負面效應的出現，增加了生態環境自我凈化的負擔，與國家提倡的綠色發展理念相悖。在社會經濟活動中，企業不僅創造了社會財富，也是先進生產技術和工具變革的推動者和制造者，但同時不可忽略其也是向生態環境開采、使用資源的索取者與向大自然釋放污染物的排放者，是推動政府實現經濟與環境和諧發展的關鍵微觀因素[1]。為了促使排污者加強經營管理，節約和綜合利用資源，實現治理污染、改善環境的目的，中國政府借鑒國外的做法，實施了“誰污染誰付費”的市場激勵型環境規制。在現有研究中，許多學者將環境規制圍繞政府和社會層面展開研究[2，3]，但鮮有學者從微觀企業角度進行考察。目前，企業將具有負外部性的環境污染問題內部化的有效途徑之一就是將環境規制納入企業管理者的生產決策函數中[4]。雖然中國政府已于2018 年1 月1 日起開始實施將現行排污收費標準作為環境保護稅的稅額下限，研究微觀企業基于繳納排污費或環境保護稅的市場激勵型環境規制對其環境保護行為的影響具有非常重要的現實意義。

企業是科技與經濟緊密結合的主要力量，其作為技術創新的主體地位應當進一步強化?！笆奈濉币巹澗V要提出，完善技術創新市場導向機制，強化企業創新主體地位，促進各類創新要素向企業集聚。企業的創新，尤其是和環境保護、綠色發展相關的綠色創新，是中國經濟實現綠色發展的重要著力點。綠色創新是國家協調經濟與環境和諧發展、企業實現經濟效益和綠色發展的重要途徑。企業進行綠色創新不僅受外部環境保護政策的影響，還與自身的內在因素有關[5]。那么，從微觀層面探索市場激勵型環境規制是否會倒逼企業進行綠色創新，且存在怎么樣的作用機制？進一步，市場激勵型環境規制對企業綠色創新的影響對于不同類型的綠色專利、行業以及不同所有制存在什么樣的差異？對這些問題的研究能夠為實現中國經濟高質量發展提供微觀證據。

二、文獻綜述與研究假設

1.文獻綜述

學者們通常將排污費作為市場激勵型環境規制的測度方式之一展開相關研究，一是直接采用排污費總額表征[6，7]；二是通過將排污費與資源稅、污染治理投資等指標構建綜合指數衡量[8]；三是采用排污費與GDP 的比值或取排污費的自然對數表示[9，10]。就環境規制對綠色創新產生的影響，現有研究對其持有的觀點主要存在三種：第一種，就二者間的關系，新古典經濟學認為環境規制會使得企業成本增加，主要表現在污染治理和制度遵循兩方面，進而搶占了企業用于生產方面的部分資金[11]，甚至在環境規制強度過高的情況下，企業不得不停止部分生產活動甚至倒閉關廠[12，13]；第二種，“波特假說”提出與之相反的觀點，明確指出適度的環境規制能夠促進企業創新，使其獲得更大的競爭優勢[14]，原因在于企業在環境規制帶來的外部壓力下能夠有效克服自身惰性，并能夠將外部環境保護政策壓力內化為創新動力[15]；第三種，環境規制對企業創新產生非線性特征影響，即兩者之間存在“U”型、倒“U”型和“N”型等關系特征[16-19]。此外，越來越多的學者按照不同的標準將環境規制分類進行研究，認為環境規制與綠色創新兩者關系表現不同的原因是其規制工具的不同，如命令控制型環境規制在不同的研究對象、時間區間等會產生線性和非線性兩種截然相反的結論[20]。當然，市場激勵型、公眾自愿參與型環境規制亦是如此。

就環境規制或不同規制工具對企業綠色創新的影響，學者們采用測度環境規制的數據多是國家、省份、地級市等宏觀層面上的數據，繼而采取計量方法（如動態面板系統GMM、雙重差分DID 等）進行實證或政策評估分析，而采用微觀企業繳納的排污費數據表征市場激勵型環境規制對企業綠色創新影響的學者少之又少。因此，文章創新性地以此為研究視角，以2010—2019 年中國A 股上市公司為研究樣本，探究市場激勵型環境規制對企業綠色創新的影響。文章的邊際創新為：第一，為波特假說提供了中國的微觀證據，拓展了其理論外延；第二，為企業實現綠色發展和轉型升級提供了參考價值，對于在2030 年前實現“碳達峰”、2060 年前實現“碳中和”的“雙碳”目標下促進經濟高質量發展具有一定的現實意義；第三，環境保護稅是按照“稅負平移”的原則，由排污費平穩轉移而來的，故文章的研究能夠為中國現行的環境保護稅的不斷完善提供一定的參考依據。

2.研究假設

當前，廣泛提倡的綠色創新是節約能源、減少環境污染的有效途徑。“波特假說”指出，適宜的環境規制能夠倒逼企業進行綠色創新，會形成創新補償效應，企業能夠改變原有污染性的生產方式，并將綠色創新成果用于生產過程，能有效地降低或規避環境治理成本或政府環境監管成本[4]。正如Villegas-Palacio&Jessica(2010)研究發現排污稅和可交易的排污許可能夠激勵企業進行創新活動[21]；許士春等(2012)的研究也明確指出排污稅率和排污許可價格均對企業綠色技術創新表現為積極的促進效應[22]。

相較于總資產和營業總收入，企業繳納的環境保護相關費用相對較少，但是企業實現綠色發展是國家方針政策以及市場需求不斷凸顯的大勢所趨。在綠色產品消費偏好越來越強烈、繳納的環保費用越來越多的情況下，企業就不得不從長期的戰略發展考慮，研發綠色創新技術、生產綠色產品是不二選擇。因此，基于市場激勵的環境規制會使企業主動進行綠色創新，進而提升其綠色形象，減少政府環保監管力度，滿足消費者的綠色產品偏好。綜上，提出如下假設：

假設H1：市場激勵型能夠對企業綠色創新產生顯著的正向影響，即存在倒逼效應。

有付出才會有回報，對于企業同樣如此。創新活動具有投入大、周期長、風險高等不確定性特征，但是持續的創新為企業帶來的補償效應是不可估量的[4]?；谛鼙颂貏撔吕碚摚髽I若想獲得綠色創新的新技術、新產品或新服務，首先要進行研發投入環節。研發投入環節是一個能夠促進企業進行新技術、新產品開發，并將其轉化為實物的過程[23]。隨著居民收入水平的不斷增加，生活質量逐漸改善，環保意識不斷增強，同時政府對綠色生產的標準愈來愈嚴格，企業越來越能意識到，僅對現有的生產技術和產品做改良式的創新是一個無法使企業長期發展下去的短視行為，企業必須通過加大研發投入進行綠色創新才能提升自身在綠色新生產技術開發、使用等方面的能力，并獲得原創性、獨特性的綠色創新成果，進而形成領先的競爭優勢，最終獲得可持續的綠色競爭力。由此，提出如下假設：

假設H2：研發投入促進企業綠色創新。

隨著生態文明的不斷建設，環境保護力度的不斷加強，企業如何有效地應對環境保護壓力成為學者關注的熱點之一。將外部政策內部化的行為可以通過內部因素對綠色創新產生影響[24]。但愈來愈嚴格的環境規制使得企業原有的生產技術和產品都受到了一定程度的沖擊，因其現有的技術和產品無法滿足綠色產品的標準和環境保護的要求，而且隨著市場激勵型環境規制等規制手段的內部化效益日趨顯現，企業不得不通過加大研發投入力度，以應對越來越嚴格的環境保護要求，從而獲得新的效益增長點。總而言之，企業繳納的環境保護方面的費用越多，表明其面臨的減污環保壓力就越大，就越能促使企業主動增加相應的研發投入，企業綠色創新就越能得到積累和提升。因此，有如下假設：

假設H3：市場激勵型環境規制能夠通過增加企業的研發投入間接促進企業綠色創新，即研發投入發揮中介效應。

三、研究設計

1.樣本與數據來源

文章以2010—2019 年中國A 股上市公司作為研究樣本，為了保證數據的有效性，對樣本進行以下處理：第一，剔除金融保險類的上市公司；第二，為了保證數據的可利用性，將在研究期間退市的公司和2010 年1 月1 日后上市的公司進行剔除；第三，為了防止對結果造成較大的偏差，對變量數據缺失嚴重的上市公司進行剔除。

文章的數據來源包括：一是上市企業綠色創新的數據源于自國家知識產權(SIPO)專利數據庫；二是排污費數據來自于上市公司年報和社會責任報告，手工收集該項數據，雖然中國在2018 年1 月1 日正式施行環保稅，但在2018 年和2019 年的公司年報和社會責任報告中仍有相關排污信息披露；三是其余變量數據源于WIND 數據庫。

2.變量說明

（1）被解釋變量

企業綠色創新(GP)是文章的被解釋變量，選擇上市公司綠色專利申請量加1 取自然對數表征，主要通過對“國際專利分類綠色清單”的IPC 分類號和在SIPO 檢索的企業名稱以及專利類型的匹配進而得到綠色專利的申請數。文章之所以選擇專利申請數而不選擇專利授權數，一是因為一項專利從申請到授權存在時間差，其時效性無法得到保證，而且專利授權數易受到專利機構偏好、政治等方面的影響；二是因為相較于授權數，專利申請數體現的是企業當期的創新績效。

（2）解釋變量

文章對于解釋變量市場激勵型環境規制(PC)采用企業排污費這一數據表示，主要從上市公司年報及當期的社會責任報告中通過手工收集整理得到的，為了減少企業規模的影響，采用企業繳納的排污費總額占總資產的百分比衡量，百分比的數值越大，表明企業繳納的排污費就越多，環境規制就越發嚴格。

（3）中介變量

企業研發投入(RD)是文章的中介變量，文章基于已有研究選取企業研發支出占期末總資產的百分比作為其衡量指標，百分比的數值越大，表示企業的研發投入就越大。

（4）控制變量

參考已有的研究，文章的控制變量有：資本結構(LEV)、股權集中度(TOP)、資本密集度(DY)、高管激勵(PAY)、總資產周轉率(TAT)、投入資本回報率(ROIC)。各變量定義見表1。

表1 變量定義表

3.模型構建

為了驗證假設H1 和假設H2，文章構建如下模型：

式(1)是控制變量對企業綠色創新的回歸模型，式(2)和(3)分別在式(1)的基礎上探討市場激勵型環境規制與研發投入對企業綠色創新的影響。其中，GP為企業綠色創新，PC代表市場激勵型環境規制，RD為企業研發投入，LEV、TOP、DY、PAY、TAT和ROIC分別表示企業的資本結構、股權集中度、資本密集度、高管激勵、總資產周轉率和投入資本回報率。YEAR、P分別為年份和省份虛擬變量，表示模型控制了企業所在省份效應和年份效應。

為了驗證假設H3，即驗證研發投入中介的存在，文章設立以下模型：

式(4)是市場激勵型環境規制對企業研發投入的影響模型，結合上文式(2)與式(4)、式(5)即可驗證中介效應的存在與否，若式(5)中的λ2在式(2)和式(4)中β1、χ1均顯著的前提下顯著，則表示中介效應存在。

四、實證結果與分析

1.描述性分析和相關性分析

變量的描述性統計結果見表2。由表2 的結果可以看出，樣本企業綠色創新的均值為0.247，中位數為0，超過一半的企業沒有綠色創新的產出，其最大值為4.477，最小值是0，表明了企業綠色創新水平整體較低，而且存在較大差異。市場激勵型環境規制的均值為0.066，中位數為0.006，最小值為0，最大值為15.424，說明了企業間繳納的排污費水平差別較大，側面體現了研究樣本排放污染物數量整體處在一個較低的水平上。企業研發投入均值、中位數均達到了1.000 以上，說明了企業在研發這一方面的投入數額較為龐大，反映了上市企業非常重視其研發能力的提升。

表2 變量的描述性統計

變量的相關性分析如表3 所示。由表3 可知，市場激勵型環境規制和研發投入均與綠色創新在1%(P＜0.01)水平上顯著正相關，相關系數分別為0.022 和0.119，這初步提供了研究假設方向上的驗證依據。而且變量間的相關系數均小于0.2，同時通過方差膨脹因子檢驗發現，變量的方差膨脹因子最大為1.15，平均方差膨脹因子為1.08，均低于5，表明了變量間不存在多重共線性問題。

表3 變量的相關分析

2.回歸分析

從表4 模型1 的回歸結果發現，控制變量企業資本結構、股權集中度、資本密集度、高管激勵和總資產周轉率均正向影響企業綠色創新，均通過了顯著性水平檢驗(α1=0.144，P1＜0.01；α2=0.246，P2＜0.01；α3=0.050，P3＜0.01；α4=0.109，P4＜0.01；α5=0.089，P5＜0.01)，而投入資本回報率負向影響企業綠色創新，但未通過顯著性水平檢驗(α6=-0.063，P6＞0.10)。模型2 和模型3 分別列示了市場激勵型環境規制和研發投入對企業綠色創新的回歸結果，結果顯示，第一，市場激勵型環境規制在1%的顯著性水平上正向影響企業綠色創新(β=0.168，P＜0.01)，表明了市場激勵型環境規制能夠對企業綠色創新發揮“倒逼”效應，豐富了波特假說的研究內容；第二，研發投入對企業綠色創新的回歸系數顯著為正(ψ=0.08，P＜0.01)，表明了研發投入能夠對企業綠色創新產生積極的促進效應，即隨著研發投入水平的增加，企業綠色創新水平也會增加，不僅能夠增加企業的綠色創新成果，也會有利于企業進行綠色技術的積累。假設H1、假設H2 均得到驗證。

表4 全樣本回歸結果

根據中介效應模型的設定對表4 中的模型2、模型4 和模型5 的回歸結果進行分析，進而探討研發投入中介作用是否存在。由文章對模型2 回歸結果分析可知，市場激勵型環境規制顯著正向影響企業綠色創新(β=0.168，P＜0.01)。由表4 模型4可知，市場激勵型環境規制對研發投入的回歸系數表現為顯著為正(χ=0.477，P＜0.01)。在模型5 中，市場激勵型環境規制對企業綠色創新的回歸系數表現為顯著為正(λ1=0.126，P＜0.05)，研發投入對企業綠色創新的回歸系數表現為顯著為正(λ2=0.088，P＜0.01)。結合模型2、模型4 和模型5 回歸結果，說明了市場激勵型環境規制能夠通過研發投入對企業綠色創新產生積極的間接效應，即存在研發投入的中介作用，假設H3 得到驗證。

文章選擇Sobel 中介檢驗方法對研發投入中介作用的存在做進一步驗證，由于在該方法中無法固定年份和省份效應，中介效應的大小可能會存在偏差，所以文章只考慮是否通過了Sobel 檢驗進而證明中介效應的存在，不考慮中介效應的大小，其檢驗結果見表5。由表5 可知，Sobel 通過了1%水平上的顯著性檢驗(Z=4.586)，說明了中介效應是顯著存在的。

表5 Sobel 中介檢驗結果

3.穩健性檢驗

文章選取了以下方法進行穩健性檢驗。第一，根據Hausman 檢驗結果(P=0.0002)選擇固定效應模型進行穩健性檢驗，具體結果如表6 所列。由表6 可知，在模型2 中，市場激勵型環境規制對企業綠色創新的回歸系數表現為顯著為正的特點(β=0.244，P＜0.01)；在模型3 中，研發投入顯著正向促進企業綠色創新(ψ=0.032，P＜0.01)；在模型4 中，市場激勵型環境規制對企業研發投入產生積極的正向影響(χ=0.165，P＜0.01)；在模型5 中，市場激勵型環境規制和研發投入分別與企業綠色創新在1%水平上呈現線性關系(λ1=0.239，P＜0.01；λ2=0.031，P＜0.01)，并結合模型2 和模型4，可以發現研發投入在市場激勵型環境規制與企業綠色創新二者間發揮著中介作用。結果沒有改變文章的結論。

表6 穩健性檢驗I

第二，通過懷特檢驗(P=0.0000)發現異方差的存在，但是Ljung-Box Q 檢驗結果顯示不存在自相關性(P=0.3595)，所以為了減少異方差的影響，選擇更具有效性的加權最小二乘法(WLS)進行穩健性檢驗。由表7 可知，在模型2 中，市場激勵型環境規制顯著促進企業綠色創新(β=0.549，P＜0.01)；在模型(3)中，研發投入對企業綠色創新表現為顯著的促進作用(ψ=0.217，P＜0.01)；在模型4 中，市場激勵型環境規制對企業研發投入在1%水平上產生積極的正向影響(χ=0.185，P＜0.01)；在模型5 中，市場激勵型環境規制和研發投入分別對企業綠色創新在1%水平上產生顯著的線性影響(λ1=0.538，P＜0.01；λ2=0.064，P＜0.01)，并結合模型2 和模型4，可以發現市場激勵型環境規制能夠通過研發投入間接對企業綠色創新產生積極的促進效應。結果仍然沒有改變文章的結論。

表7 穩健性檢驗II

第三，改變自變量市場激勵型環境規制的測度方式，采取排污費總額占營業收入的百分比衡量市場激勵型環境規制，表示符號為PPC，結果見表8。結果發現，改變自變量的測度方式后，市場激勵型環境規制、研發投入依然對企業綠色創新產生積極的影響，而且市場激勵型環境規制通過提升研發投入水平這一渠道促進企業綠色創新仍成立。可見，結果依然沒有改變文章的結論。

表8 穩健性檢驗III

4.企業異質性分析

（1）綠色創新專利類型的異質性

生產差異化產品、推動生產方式變革，進而提升競爭優勢，這并不是所有企業進行綠色創新的追求，有的企業反而只是將其作為一種片面追求創新數量，不注重創新質量的“策略性”活動。許多學者認為，相比較于實用新型專利，發明專利才是企業創新實力的真正體現[25]，所以文章將企業綠色創新專利分為綠色發明和綠色實用新型兩種類型專利，其中，綠色發明用其專利申請數加1 取對數表示，符號為GIP；綠色實用新型用其專利申請數加1 取對數表示，符號為GUP。然后分別帶入模型中進行回歸，具體結果見表9。

表9 綠色創新專利類型的異質性

表9 中的模型1～模型5 表示的是綠色發明專利作為因變量的回歸結果；模型6～模型10 列示的是綠色實用新型專利作為因變量的回歸結果。由模型2～模型4 可知，市場激勵型環境規制顯著促進企業綠色發明專利(β=0.183，P＜0.01)；研發投入對企業綠色發明專利產生顯著的正向影響(ψ=0.060，P＜0.01)；排污費對企業研發投入的回歸系數顯著為正。在模型5 中，市場激勵型環境規制和研發投入對企業綠色發明專利的回歸系數分別表現為顯著為正的特點(λ1=0.160，P＜0.01；λ2=0.059，P＜0.01），與模型2 和模型4 的結果相結合可知，市場激勵型環境規制可以通過促進研發投入的提升進而能夠對企業綠色發明專利產生間接效應。在模型6 中，市場激勵型環境規制未能對企業綠色實用新型專利產生顯著的直接影響，故間接效應也不存在；由模型8 可知，研發投入對企業綠色實用新型專利產生積極的促進作用(ψ=0.059，P＜0.01)，但其回歸系數小于研發投入對企業綠色發明專利的回歸系數。綜上，市場激勵型環境規制傾向于倒逼企業進行綠色發明專利創新活動。

（2）不同行業類型的異質性

企業所屬行業不同，企業排污情況也會不同，面臨的環保壓力同樣會不同，創新活動也會有差異，所以文章根據中國證監會公布的2012 年修訂的《上市公司行業分類指引》、環辦函〔2008〕373 號以及環辦函〔2010〕78 號等文件，將火電、鋼鐵、水泥、電解鋁等16 類行業分為重污染行業，其余劃分為非重污染行業。

由表10 可知，在重污染行業上市公司樣本中，市場激勵型環境規制和研發投入均能在1%顯著水平上對企業綠色創新產生積極的正向影響，結合模型2、模型4 和模型5 的回歸結果可知，市場激勵型環境規制能夠通過促進研發投入的提升進而對企業綠色創新產生間接效應。而在非重污染行業上市公司研究樣本中，市場激勵型環境規制未能對企業綠色創新產生顯著的影響(β=0.021，P＞0.01)，其間接效應也就不存在；研發投入在模型8 中仍然可以對企業綠色創新產生積極的促進作用。綜上分析，相較于非重污染行業的上市公司，市場激勵型環境規制更能對重污染行業的上市公司的綠色創新產生積極的直接促進效應和間接效應，市場激勵型環境規制更能倒逼重污染行業上市公司進行綠色創新。這一結果也符合現實情況，重污染行業公司面臨的排污壓力更大，其轉變生產方式減少污染物排放量的心理需求要更加具有迫切性。

表10 行業類型的異質性

（3）不同企業所有制的異質性

因所有制不同，企業所擁有的社會資源以及政府的支持也會存在很大差異。文章依據企業所有制將研究樣本分為國有控股和非國有控股兩組企業進行回歸，具體結果見表11。

由表11 可知，在國有控股企業中，只有模型3 的研發投入對企業綠色創新的回歸結果通過了顯著性水平的檢驗(ψ=0.125，P＜0.01)，表明市場激勵型環境規制未能對國有控股的企業綠色創新發揮倒逼效應，同時研發投入的中介作用也未得到驗證。在非國有控股企業中，市場激勵型環境規制對企業綠色創新的倒逼效應顯著(β=0.237，P＜0.01)，研發投入對企業綠色創新的促進效應通過了顯著性水平檢驗(ψ=0.031，P＜0.01)，結合模型7、模型9 和模型10 的回歸結果發現，市場激勵型環境規制能夠對企業綠色創新產生顯著的間接效應，即研發投入的中介作用得到驗證。造成分析結果不同的原因可能是，相較于國有企業，非國有控股企業面臨保護環境的壓力時，更需要考慮自給自足因素，想要減少針對市場激勵型環境規制造成的環保費用繳納、減輕環保成本、適應社會需求，就更加需要進行清潔技術的研發及使用，也就是綠色創新，這樣才不會被淘汰，因此其實現綠色轉型的需要更加迫切。

表11 企業所有制的異質性

五、結論與啟示

文章基于2010—2019 年中國A 股上市公司數據探討了市場激勵型環境規制對企業綠色創新的影響特征以及作用機制，并就綠色專利類型、行業類型與企業所有制的異質性做了進一步研究。研究結論如下：一是市場激勵型環境規制能夠對企業綠色創新產生積極的促進效應，即市場激勵型環境規制具有增強企業綠色創新能力的作用；二是研發投入能夠促進企業綠色創新；三是市場激勵型環境規制通過促進研發投入的提升進而倒逼企業綠色創新的增強，即研發投入中介作用的存在；四是異質性研究發現：第一，相較于綠色實用新型專利，市場激勵型環境規制更傾向于對企業綠色發明專利產生顯著的直接的促進效應，并通過研發投入這一中介變量對綠色發明專利產生顯著的間接效應；第二，市場激勵型環境規制的倒逼效應和研發投入的中介效應在重污染行業上市公司中具有顯著特征；第三，市場激勵型環境規制對企業綠色創新產生的直接效應和間接效應均在非國有控股企業表現得更為顯著。

文章基于以上結論得出如下啟示：

第一，應不斷強化市場機制對企業環境污染行為的約束力。在充分發揮市場激勵型環境規制倒逼效應的前提下，政府應積極探索更加合理的環境保護治污收費標準，使得企業加快綠色轉型的步伐。同時，對取得綠色創新成果的企業給予一定的獎勵，特別是針對一些生產技術方面的綠色發明，既可以是出具書面表彰，也可以是物質獎勵。

第二，加強政府對企業綠色創新活動的支持。企業在追求長期利益最大化的動力下會加大對綠色創新的投入，即對研發投入的增加，但這一過程周期較長、資金較大，若企業一直增加投入，可能會造成資金短缺，反而會打擊其積極性，所以政府應提供一些資金、技術等方面的支持，減輕企業的成本負擔，比如提供先進的技術與設備、建立合理的綠色創新評價機制等。

第三，調整環境保護相關費用征收標準應考慮到行業類型不同。“一刀切”的征收標準是不合理的，無法充分發揮這一政策工具的“倒逼”效應。對于非重污染行業，政府應該適當調高環保征收標準，加強監管力度，同時拓寬其融資渠道，吸引更多的非政府性資本進入，使其進行更多的綠色技術研發活動；對于重污染行業，市場激勵型環境規制這一規制手段會增加企業環境成本，可引導其建立有效的成本分攤機制，鼓勵該行業繼續增加研發投入，使用更加清潔的生產技術或服務

第四，針對不同所有制的企業，應實施差異化的污染物排放政策。與非國有控股企業相比，市場激勵型環境規制對國有控股企業的綠色創新的影響表現較不明顯，可見其對這一規制工具容忍度較高，說明了對于市場規制這一工具的設計，可針對不同所有制企業制定相對應的激勵措施，如將綠色技術創新或加大其權重在國有控股企業的績效考核中，給國有控股企業施加較大的環保壓力，激發其綠色創新的積極性。