環境規制工具如何影響企業綠色技術創新？
——基于雙重視角的異質效應研究

金 昕， 管浩辛， 陳 松

(1.上海海事大學 經濟管理學院,上海 201306; 2.同濟大學 經濟與管理學院,上海 200092)

1 引言

改革開放以來，我國經濟發展取得了巨大成就，但“高污染”“高消耗”的粗放型發展方式對生態環境造成了嚴重破壞。為此，我國政府出臺了系列環境治理的法規制度，從《中華人民共和國環境保護法》，到《環境保護公眾參與辦法》，再到《生態文明體制改革總體方案》等，不斷明確政府的環境保護職能、公眾的環境監督權力，以及未來環境保護體系改革方案等重要問題。然而，盡管我國環境規制體系在不斷完善，環境問題依然突出。現如今，“綠色發展”“健康生活”已成為人民日益增長的生活需要。2019年政府工作報告再次指出大力推動綠色發展，綠色發展是解決環境問題的根本之策。在新舊動能轉換的關鍵時期，綠色發展與創新驅動相結合的綠色技術創新成為了理論和實踐界關注的熱點話題。企業綠色技術創新并非企業內部的單純技術活動，而是需要政府、市場等多個主體共同參與的工程管理活動。因此，綠色技術創新也可以看作是生態系統技術創新，是一種以節約資源、保護環境為目的，促進人、自然、社會協調發展的系統化和網絡化過程。有效驅動企業的綠色技術創新是一項復雜的系統工程，不僅需要適配的制度環境，還需要各利益相關者的積極參與。如果企業的綠色技術創新活動離開了政策、制度、市場等外部力量的支撐，企業就無法充分利用自身的資源要素，綠色技術創新活動也將難以實現。在環境法規缺失或環境政策工具不適用或不完善的情況下，企業可能缺乏足夠的綠色技術創新動力，在綠色技術創新活動中失敗的風險也會增加。因此，要推動我國產業綠色升級和可持續發展，實現經濟發展與環境保護雙贏，選擇和實施有效的環境規制工具，從而引導更多企業參與到綠色技術創新活動中是關鍵之一。

“波特假說”認為嚴格且適當的環境規制在一定程度下可以促進企業技術創新。圍繞波特假說，學者們展開了大量研究，但其結論尚存在分歧，主要可以歸為以下三種。一是創新促進說，提出合理的環境規制促使企業主動將環境規制的外部成本內部化，激勵企業開展技術創新活動，通過“創新補償”來彌補企業的“遵循成本”，最終提高企業的技術創新產出。二是創新抑制說，提出環境規制增加了企業的生產經營成本，形成對企業創新資源的“擠出效應”，從而降低企業的技術創新。三是關系不確定性說，認為環境規制對技術創新的影響是非線性的，即隨著環境規制強度的增加，影響逐漸由補償轉變為抵消。當前圍繞環境規制對企業綠色技術創新的影響尚未形成統一定論，究其原因主要在于：一是將環境規制工具進行簡單的歸類，忽略了不同環境規制工具的異質效應，導致研究結論不一致；二是將環境規制工具看作靜態指標，忽略了環境規制工具影響的時效性；三是缺乏對“波特假說”其它邊界影響因素的系統思考，忽略了從內在動力與外在激勵雙重驅動下的研究。

綜上所述，構建合理的環境規制體系對于企業綠色技術創新至關重要。因此，有必要系統研究環境規制工具對企業綠色技術創新的影響及其實際效果，為制定和完善環境規制工具提供參考，利用系統工程管理實現企業綠色技術創新。本研究可能產生的邊際貢獻如下：(1)證實了環境規制工具的異質效應，從正式和非正式環境規制兩個維度選取了7項主要環境規制工具，實證檢驗了7項環境規制工具對企業綠色技術創新的異質效應。(2)豐富了“波特假說”的適用邊界，從內在動力和外在激勵雙重視角出發，構建了環境規制工具驅動企業R&D投入、政府R&D補助在其間發揮調節作用，進而提升企業綠色技術創新的作用機制。(3)提出了有針對性的對策建議，為政府選擇和實施有效的環境規制工具，促進我國產業綠色升級和可持續發展，進而實現環境保護和經濟增長雙贏提供了路徑選擇的依據。

2 理論基礎與研究假設

2.1 環境規制工具與企業綠色技術創新

綠色技術創新作為綠色創新的一部分，兼具綠色技術和創新的雙重屬性，是影響一個國家和企業可持續發展的關鍵環節。但是，由于受政策、市場和科學技術等多種因素的影響，企業實施綠色技術創新仍然存在較多的不確定性。環境規制工具是政府針對環境保護制訂的法律法規，能夠對生產主體的環境行為進行規范和約束，具有一定的強制性、嚴格性和普遍性。利用環境規制工具可以刺激某些污染企業限制高污染、高排放工業原料生產，促進企業形成新的技術。企業面對法律情境下的壓力，為了維護自身形象和環保信譽，形成初步的綠色技術創新意愿，通過投入與節能環保相關的技術實現節能減排、綠色生產，將生產經營過程中的環境問題盡可能內化吸收，從而最終提升企業綠色技術創新績效。早期研究認為，環境規制工具擠占了企業的創新投資，給企業帶來了負擔。環境規制工具可能會在一定時間段擠占企業的R&D投入，企業的盈利也可能會大幅減少，因此環境規制工具無法在短期內對企業綠色技術創新起到有效激勵作用；但隨著時間的推移，企業通過綠色技術創新進行產品和工藝的改革和創新，改變以往落后的生產效率和制造方式，在實現綠色生產過程中增長了利潤，其“創新補償”的效應遠遠超過了綠色技術創新所需要投入的成本。

改革開放以來，我國的環境規制逐漸趨于完善，由最初的單一環境規制工具逐漸轉變為多種工具綜合運用，如果只用某個指標來衡量某一類環境規制工具是不能準確衡量各種規制工具綜合運用對企業綠色技術創新帶來的影響。因此，本文為了尋找對企業綠色技術創新最有效的環境規制工具，考慮到統計口徑一致和環境規制工具的覆蓋面，從正式和非正式環境規制兩個角度引入當前使用頻率最高的7種環境規制工具。正式環境規制工具包括環境立法數、三同時投資額、排污收費額、環境執法人數和環境執法力度。非正式環境規制工具包括公眾信訪密度和人大政協提案密度。基于此，本文提出假設：

H1a

環境立法數對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1b

三同時投資額對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1c

排污收費額對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1d

環境執法人數對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1e

環境執法力度對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1f

公眾信訪密度對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

H1g

人大政協提案密度對企業綠色技術創新具有顯著正向影響。

2.2 企業R&D投入、政府R&D補助與企業綠色技術創新

隨著環境規制工具的日益完善，企業為響應規制政策號召、實現經濟效益與環境效益齊驅并進，逐漸將綠色技術創新作為其有效實現的途徑。綠色技術創新與企業一般的技術創新相比，成本更高，風險更大。企業在進行綠色技術創新的過程中，離不開研發資金的支持。研發投入越多的企業將引進更多的先進綠色技術，從而有助于實現綠色技術創新。企業通過研發環境友好型、資源保護型技術體系，促進資源節約與污染防控，從而實現經濟發展與環境保護并行不悖。當前關于環境規制對企業綠色技術創新的影響多圍繞政府支持與企業綠色創新投資積極性方面展開。王娟等研究我國2006～2012年期間工業36個子行業的數據,發現16個子行業的能源和環境績效由于R&D投入的增加而有所提高。李德山等以我國30個省市自治區為樣本,研究發現研發技術水平的提高對CO2排放效率有正向影響。蘭梓睿和孫振清研究發現，現有的R&D經費能夠有效促進輕工業行業層面的綠色生產率，但是未來實現低碳發展應重點突破企業的綠色研發。面對政府環境規制工具的壓力時，企業意識到通過研發來改變企業的非綠色生產行為的重要性，企業環境保護的積極性會逐漸提高。一些企業開始從源頭上解決環境治理問題，加大R&D經費內部支出和相關人才引進力度，提高研發能力與意愿，進而加大研發資金投入不斷轉化為研發成果，促進綠色技術創新。企業加大R&D投入后，往往會不斷引進節能減排設備和采用綠色生產技術，注重生產環保型的產品和使用環保型的生產流程，提高資源的利用效率，實現對污染的控制和減少污染罰款，從而提高企業的綠色技術創新產出。基于此，本文提出假設：

H2a

企業R&D投入在不同環境規制工具對企業綠色技術創新的影響過程中具有中介效應。

政府補助是政府根據特定目的，以直接或間接的方式對企業提供的扶持。政府補助作為一種有效的財政工具，是解決環境問題的有效手段之一。為更好地推動企業綠色技術創新發展，企業在面臨環境規制壓力時，需要政府補助予以動力，政府補助能夠在兩者間發揮積極的調節作用。何小鋼研究發現，研發支持政策與環境規制政策的耦合能夠有效激發企業綠色創新。陳永泰等認為政府對于高技術企業應給予更多的補助，這有利于其綠色創新水平的提升。王旭和褚旭以我國制造業經驗數據為研究對象，發現政府補貼比例越高，制造業綠色技術創新水平越高。一方面，政府補助為企業的綠色技術創新活動提供了資金支持，降低了企業因遵循環境規制增加的環境污染治理和節能減排成本，從而緩解了企業由于末端污染治理造成的創新資源不足。另一方面，政府補助還具有信號傳遞效應，政府會為積極綠色發展的企業提供大量的創新補助，這將有助于提高企業外部融資能力，使其能夠在實現經濟效益的同時保障環境可持續發展。由于企業綠色技術創新具有高投入、高風險等特性，大部分具有逐利性的企業不愿主動實施環保投資，不會主動承擔環境污染治理的義務。企業進行綠色技術創新，會產生社會效益大于個體收益的溢出效應,使企業形成是否進行綠色創新的兩難抉擇，從而造成市場失靈。此時，政府R&D補助能夠補償企業研發投入帶來的負外部性，提升企業創新的積極性，有利于企業擴大自身的R&D投入，從而促進企業綠色技術創新。基于此，本文提出假設：

H2b

政府R&D補助在不同環境規制工具對企業綠色技術創新的影響過程中具有正向調節效應。

3 研究設計

3.1 模型設計

本研究采用動態面板數據模型，通過加入被解釋變量的滯后項作為部分遺漏變量的替代變量，有效控制內生性，通過GMM法檢驗環境規制工具對企業綠色技術創新的影響路徑。

3.1.1 直接效應模型

為了檢驗H1a、H1b、H1c、H1d、H1e、H1f和H1g，本文構建了模型(1)。通過比較模型中

β

的顯著性及系數大小情況，進而分析不同環境規制工具對企業綠色技術創新的影響。

GI

=

α

+

ηGI

-1+

β

ER

+

δcontrol

+

μ

+

ε

(1)

其中

i

代表省份，

t

代表時間，

GI

為被解釋變量企業綠色技術創新，

ER

為解釋變量不同環境規制工具，具體包括正式環境規制工具(環境立法數

ELAW

、三同時投資額

TSS

、排污收費額

PDF

、環境執法人數

EN

、環境執法力度

PW

)和非正式環境規制工具(公眾信訪密度

TV

、人大政協提案密度

CP

)。

control

為控制變量，

μ

為不可觀測的個體效應，

ε

為隨機誤差項。

3.1.2 中介效應模型

為了檢驗H2a，本文構建了模型(2)

COMI

=

α

+

ηCOMI

-1+

β

ER

+

δcontrol

+

μ

+

ε

GI

=

α

+

ηGI

-1+

β

ER

+?

COMI

+

δcontrol

+

μ

+

ε

(2)

其中

COMI

為中介變量企業R&D投入。

3.1.3 調節效應模型

為了檢驗H2b，需要加入政府R&D補助與不同環境規制工具的交互項，為了避免加入交互項帶來的嚴重多重共線性，需要對相關數據去中心化，因此建立如下計量模型

CGI

=

α

+

ηCGI

-1+

β

CER

+?

CGOMI

+

γCER

,×

CGOMI

+

δcontrol

+

μ

+

ε

(3)

其中

CGI

為去中心化處理后的企業綠色技術創新，

CER

為去中心化處理后的不同環境規制工具，

CGOMI

為去中心化處理后的政府R&D補助。

3.2 數據來源與變量測度

本研究以2007～2019年中國30個省份的面板數據為樣本。其中環境立法數、三同時投資額、排污收費額、環境執法人數、環境執法力度、公眾信訪密度和人大政協提案密度數據來源于《中國環境年鑒》和《中國環境統計年鑒》，企業R&D投入、政府R&D補助數據來源于《中國科技統計年鑒》，進出口總額、就業人口、GDP等數據來源于《中國統計年鑒》。

3.2.1 被解釋變量——企業綠色技術創新(

GI

)

根據以往研究，企業綠色技術創新的測度方法主要包括三種：①構建量表法。如陳力田等，這種方法的缺陷在于測度結果受參與者的主觀影響比較大。②投入產出指標法。利用投入指標如企業R&D費用、R&D人員、環境科技經費等度量企業綠色技術創新；利用產出指標如企業的新產品銷售收入、新產品毛利率等度量企業綠色技術創新。這種方法面臨的問題是數據缺失比較嚴重，導致有效樣本過少。③利用綠色技術專利申請量或授權量。如李婉紅通過在專利庫中輸入“綠色”“生態”“環保”“可持續”“清潔”“節約”“環境”“低碳”“減排”等關鍵詞，統計符合條件的綠色技術專利數量。這種方法能反映企業真實有效的綠色技術創新績效且便于量化，因此本研究借鑒李婉紅綠色技術專利的獲取方法，選取各省份企業綠色技術專利申請數與就業人口的比值衡量企業綠色技術創新。

3.2.2 解釋變量——不同環境規制工具

本研究從正式和非正式環境規制兩個角度引入了使用頻率最高的7項環境規制工具。正式環境規制工具包括：環境立法數(

ELAW

)，用當年頒布的與環保有關的地方性法規總數衡量；三同時投資額(

TSS

)，用各省份的三同時投資額與地區GDP的比值衡量；排污收費額(

PDF

)，用各省份企業排污收費額與地區GDP的比值衡量；環境執法人數(

EN

)，用環境執法人員數的自然對數衡量；環境執法力度(

PW

)，用各省份行政處罰案件數的自然對數衡量。非正式環境規制工具包括：公眾信訪密度(

TV

)，用環保部門受理的電話投訴、網絡投訴、來信投訴總數與人口數的比值衡量；人大政協提案密度(

CP

)，用涉及環保部門的人大、政協提案總數與人口數的比值衡量。3.2.3 中介變量——企業R&D投入(

COMI

)

企業R&D投入用各省份工業企業R&D經費內部支出中的企業資金占地區GDP的比值衡量。

3.2.4 調節變量——政府R&D補助(

GOMI

)

政府R&D補助用各省份工業企業R&D經費內部支出中的政府資金占地區GDP的比值衡量。

3.2.5 控制變量

根據董景榮等，周凌燕和劉靜宜的研究選取控制變量，包括：對外開放程度(

OPEN

)以進出口總額與地區GDP的比值衡量；就業水平(

WORK

)以就業人口占總人口的比值衡量；經濟發展水平(

PGDP

)以人均GDP的自然對數衡量；外商直接投資(

FDI

)以各省份外商直接投資額的自然對數衡量。

4 實證結果與分析

4.1 環境規制工具對企業綠色技術創新的直接影響檢驗

由表1中列(1)得，AR(1)

p

值小于0.1，AR(2)

p

值大于0.1，說明擾動項不存在自相關。Sargan檢驗

p

值大于0.1，因此工具變量有效。被解釋變量一階滯后項通過顯著性檢驗，證明了動態面板模型設定的合理性。

正式環境規制工具對企業綠色技術創新的影響：當年的環境立法數和三同時投資額對企業綠色技術創新起顯著負向影響，而上一年的環境立法數和三同時投資額對企業綠色技術創新起顯著正向影響。當年的排污收費額未能對企業綠色技術創新起顯著影響，而上一年的排污收費額對企業綠色技術創新起顯著正向影響。說明環境立法數、三同時投資額和排污收費額的增加，短期內增加了企業的治污成本，由此擠占了企業的創新投入，阻礙或沒能促進企業的綠色技術創新；但面對環境立法數、三同時投資額和排污收費額的壓力，企業為了自身長期獲利，只有不斷謀求綠色技術創新，由此證實了此三項環境規制工具對企業綠色技術創新的促進具有時滯效應。當年的環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術創新起顯著正向影響，而上一年的環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術沒有顯著影響，說明環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術創新的促進具有即期效應。

非正式環境工具對企業綠色技術創新的影響：當年和上一年的公眾信訪密度對企業綠色技術創新的影響不顯著；當年和上一年的人大政協提案密度對企業綠色技術創新的影響顯著為負，說明公眾信訪密度和人大政協提案密度不能顯著提升企業綠色技術創新。隨著社會進步，公眾參與環境保護的途徑增多，公眾信訪密度和人大政協提案密度大幅度增加，而企業綠色技術創新是一個緩慢過程，其增長幅度遠遠小于非正式環境工具的增長幅度，因此公眾信訪密度和人大政協提案密度對企業綠色技術創新的影響未呈現提升效應。

4.2 企業R&D投入在環境規制工具與企業綠色技術創新之間的中介效應檢驗

由表1可知：當年的環境立法數對企業綠色技術創新起顯著負向影響(

α

=-0.0325，

p

<0.05)，因此滿足中介檢驗的第一個條件；當年的環境立法數對企業R&D投入起顯著正向影響(

α

=0.0601，

p

<0.01)，企業R&D投入作為中介變量后，當年的環境立法數對企業綠色技術創新的系數顯著為負且系數絕對值和顯著性變小(

α

=-0.0239，

p

<0.1)，表明企業R&D投入在當年的環境立法數與企業綠色技術創新之間起部分中介作用。同理，企業R&D投入在當年的三同時投資額與企業綠色技術創新之間起部分中介作用。

表1 環境規制工具對企業綠色技術創新的直接效應與企業R&D投入在其中的中介效應

變量(1)GI(2)COMI(3)GI(4)GIL.GI-0.1063??-0.1017???-0.1018???COMI0.0267???0.1219???L.COMI-0.1043??-0.0196??-0.0836??ELAW-0.0325??-0.0601???-0.0239?L.ELAW0.0163???-0.01710.0212???TSS-0.1698???-0.8079???-0.0925???L.TSS0.1439???0.07620.0796???PDF0.0182-0.00320.0134?L.PDF0.0339??-0.01170.0358??EN0.4828???0.11020.5002???L.EN-0.05580.0189-0.0374PW0.5307???0.04750.5201???L.PW0.1033-0.4465???0.1706?TV0.01240.0609??0.0026L.TV-0.00200.0204-0.0012CP-2.2520???1.1735-2.3213???L.CP-0.9629?-0.9696-0.7583?N390390390390F59.376243.213534.271345.4833p0.00000.00000.00000.0000AR(1)0.0140.0020.0150.013AR(2)0.2820.1280.2560.162Sargan檢驗0.3470.1390.2450.217

注：，，分別表示在1，5，10的水平上顯著；AR(1)，AR(2)和Sargan檢驗分別提供檢驗的值；代表變量的上一年。下同。

4.3 政府R&D補助調節不同環境規制工具與企業綠色技術創新之間關系的檢驗

由表2結果得，政府R&D補助與當年的環境立法數的交互項系數為正且顯著(

α

=0.0108，

p

<0.01)，說明政府R&D補助正向調節當年的環境立法數與企業綠色技術創新之間的關系。環境立法的實施，短期內增加了企業的治污成本，由此擠占了企業的創新投入，因此在短期內阻礙了企業的綠色技術創新；政府為了鼓勵企業進行技術創新而進行的研發補助，有助于激勵企業進行研發投入，通過實現生產技術和工藝上的創新來節能減排，因此政府R&D補助有助于緩解環境立法數對企業綠色技術創新的當期不利影響。

表2 政府R&D補助在不同環境規制工具與企業綠色技術創新之間的調節效應

變量CGICGIL.CGI-0.0097??CELAW×CGOMI0.0108???CELAW-0.0147???L.CELAW×CGOMI0.0026L.CELAW-0.0019CTSS×CGOMI0.0133??CTSS-0.0346?L.CTSS×CGOMI0.0240L.CTSS0.0333??CPDF×CGOMI0.0009CPDF0.0035L.CPDF×CGOMI0.0019L.CPDF0.0056??CEN×CGOMI0.0387CEN0.1192??L.CEN×CGOMI-0.0444L.CEN0.0044CPW×CGOMI0.0334CPW0.0400?L.CPW×CGOMI0.0189L.CPW-0.0323?CTV×CGOMI0.0075CTV0.0128L.CTV×CGOMI0.0012L.CTV0.0024CCP×CGOMI-0.0756CCP-0.2765??L.CCP×CGOMI-0.0607L.CCP0.0988CGOMI0.3262??L.CGOMI0.0076控制變量控制控制變量控制N390F52.1743AR(1)0.027AR(2)0.640p0.0000Sargan檢驗0.650

同理，政府R&D補助與當年的三同時投資額的交互項系數為正且顯著(

α

=0.0133，

p

<0.05)，說明政府R&D補助正向調節當年的三同時投資額與企業綠色技術創新之間的關系。

4.4 穩健性檢驗

為了檢驗各變量指標選取的合理性和實證結果的穩健性，本研究利用普通最小二乘法(OLS)對數據進行穩健性檢驗。回歸結果顯示，核心解釋變量對被解釋變量的影響與采用動態面板GMM法所獲得的影響結果基本一致。穩健性檢驗結論與上文研究結論相比并未發生實質性變化，實證結果穩健可靠。

5 研究結論與啟示

本文主要研究結論如下：第一，當年的環境立法數和三同時投資額均對企業綠色技術創新起顯著負向影響，而上一年的上述兩項工具均對企業綠色技術創新起顯著正向影響，說明環境立法數和三同時投資額對企業綠色技術創新的促進具有時滯效應。當年的排污收費額對企業綠色技術創新沒有起顯著影響，而上一年的排污收費額對企業綠色技術創新起顯著正向影響，說明排污收費額對企業綠色技術創新的促進具有時滯效應。第二，當年的環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術創新起顯著正向影響，而上一年的環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術創新沒有顯著影響，說明環境執法人數和環境執法力度對企業綠色技術創新的促進具有即期效應。第三，當年和上一年的公眾信訪密度對企業綠色技術創新的影響不顯著；當年和上一年的人大政協提案密度對企業綠色技術創新的影響顯著為負，說明公眾信訪密度和人大政協提案密度不能顯著提升企業綠色技術創新。第四，企業R&D投入在當年的環境立法數與企業綠色技術創新之間起部分中介作用；同理，企業R&D投入在當年的三同時投資額與企業綠色技術創新之間起部分中介作用。第五，政府R&D補助正向調節當年的環境立法數與企業綠色技術創新之間的關系，因此政府R&D補助有助于緩解環境立法數對企業綠色技術創新的短期不利影響；同理，政府R&D補助正向調節當年的三同時投資額與企業綠色技術創新之間的關系，有助于緩解三同時投資額對企業綠色技術創新的短期不利影響。

本研究的實踐啟示包括如下四個方面。第一，政府應重視環境規制工具的差異性與有效性，實施多樣化的環境規制政策。對環境立法、三同時投資和排污收費三種正式環境規制工具，政府應提升其法律實施的延續性和效果。第二，企業應加大R&D投入。企業是綠色技術創新的主體，應加大研發的投入，通過更加清潔的產品和工藝實現節能減排。第三，政府應加強R&D補助。嚴格的環境規制工具使企業為減少罰金而付出巨大的成本，政府R&D補助能夠彌補企業R&D投入的不足，激勵企業的綠色技術創新活動。第四，環境規制工具、企業R&D投入、政府R&D補助和企業綠色技術創新，應作為一個系統通盤考慮，提升其協同交互的運行機制和效率。政府應將環境治理納入地方政績考評體系，注重經濟增長與環境保護之間的關系，在促進經濟增長的過程中追求更高的環境質量。