環境監管對企業綠色創新的影響研究

左喜梅 朱漢年

摘要：現階段我國大多數地區經濟和生態的關系處于發展與防治相持階段，隨著政府環境監管的力度不斷增大，綠色創新已成為幫助企業實現環境可持續性發展、獲得競爭優勢的重要工具。文章基于2010-2022年我國A股上市公司數據，通過構建中介效應模型，探討環境監管對企業綠色創新的影響，同時采用異質性分析以及變量替換法對實證結果進行穩健性檢驗。研究表明：（1）環境監管增強能夠顯著促進企業綠色創新，影響系數為0.0755，在1%的顯著性水平上通過了檢驗；（2）根據“擠出”效應，融資約束在環境監管與企業綠色創新關系中表現為部分中介效應，企業性質異質性分析表明對非國有企業表現出完全中介效應；（3）環境監管對企業綠色創新影響具有明顯的區域異質性，對中西部地區企業綠色創新的促進作用不顯著；（4）環境監管對林業相關企業綠色創新的影響在5%的顯著性水平上為正，影響系數為0.0258，影響系數和效果均弱于非林業相關企業。基于研究結論，文章提出政策啟示：一是要通過合理的監管措施和力度為企業綠色創新創造有利的環境條件；二是要給予非國有企業更多的資金支持和技術支持；三是要打通中西部地區“環境監管—綠色創新”體系、信息傳導機制；四是要兼顧森林的保護，長遠維度實現企業綠色創新的更大價值。

關鍵詞：環境監管；綠色創新；融資約束

中圖分類號：X322； F273.1； F832.51文獻標識碼：A文章編號：1673-338X（2023）12-075-18

基金項目：2022年天池英才計劃青年博士項目“數字普惠金融助推新疆鄉村振興的機制與對策研究”。

Research on the Influence of Environmental Regulation on Green Innovation of Enterprises

——ATest of Mediating Effect Based on Financing Constraints

ZUO XimeiZHU Hannian

（School of Finance， Xinjiang University of Finance and Economics， Urumqi 830012）

Abstract：At present， the relationship between the economy and ecology in most regions of China is in a stage of development and prevention and control. With the increasing efforts of government environmental supervision， green innovation has become an important tool to help enterprises achieve sustainable environmental development and gain competitive advantages. Based on the data of A-share listed companies in China from 2010 to 2022， the article explored the impact of environmental regulation on green innovation by constructing a mediating effect model. At the same time， heterogeneity analysis and variable replacement method were used to test the robustness of the empirical results. The research showed that：（1）Enhanced environmental regulation could significantly promote green innovation in enterprises， with an impact coefficient of 0.0755， which passed the test at the 1% significance level.（2）According to the"crowding out" effect， financing constraints showed a partial mediating effect in the relationship between environmental regulation and green innovation of enterprises， while heterogeneity analysis of corporate nature showed a complete mediating effect on non-state enterprises.（3）The impact of environmental regulation on green innovation of enterprises had significant regional heterogeneity， and the promotion effect on green innovation of enterprises in the central and western regions was not significant.（4）The impact of environmental regulation on green innovation of forestry related enterprises was significantly positive at the 5% significance level， with an impact coefficient of 0.0258. The impact coefficient and effect were weaker than those of non-forestry related enterprises. Based on research findings， the article proposed policy implications： Firstly， to create favorable environmental conditions for green innovation in enterprises through reasonable regulation measures and efforts. Secondly， the government should provide more financial and technical support to non-state enterprises. Thirdly， to improve the "environmental regulation-green innovation" system and information transmission mechanism in the central and western regions. Fourthly， the government should take into account the protection of forests， and achieve greater value in green innovation for enterprises in the long run.

Key Words：environmental regulation；green innovation；financing constraints

1引言

為了解決在發展過程中產生的資源浪費和生態破壞等問題，我國不斷探索經濟和環境和諧發展之路。2020年，習近平主席在第七十五屆聯合國大會一般性辯論上作出“中國將提高國家自主貢獻力度，采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和”的重大宣示，可見在未來一段時間，綠色發展已經成為實現經濟可持續發展的重要途徑。然而，在當前階段，我國大部分地區的經濟與生態關系仍然在發展和防治的相持階段，尤其對于西部地區，主要集中在發展資源消耗和污染排放型產業為主的開發建設階段，生態環境保護壓力巨大。與此同時，高新技術領域重要產品供給能力不足凸顯，產業創新能力較弱，已成為我國經濟安全面臨的重大威脅。隨著中國經濟逐步向綠色轉型發展，經濟增長、環境保護和自主創新能力均處于同等重要的地位，要在綠色創新的基礎上實現“經濟—環境”雙贏。

毫無疑問，環境監管已成為解決環境污染問題的基礎制度架構。政府通過環境監管彌補市場機制缺陷，增加企業環境資源成本并督促其污染減排，特別是針對林業、重污染等以“綠色”為主的企業，政府不斷提高環境監管力度和處罰力度，提升環境信息披露程度來控制、平衡企業經濟發展與環境保護。“十一五”規劃首次將環保指標作為約束性指標，并與政府相關人員的績效考核相結合，即嚴格實施環保目標責任制，標志著我國環境監管從“軟約束”轉向“硬約束”（韓超等，2017）。無論是環境監管“軟約束”還是“硬約束”，政府一般配以支持政策來最大限度地激發企業的綠色創新意愿，提升綠色創新效率。所以說，環境監管的最終目標是通過監管來倒逼或刺激企業加大研發資金投入，從而增強其污染控制能力和產品的科技含量，進一步推動綠色創新的發展。因此，環境監管對企業綠色創新的影響已經成為學術界關注的話題，如何有效分析環境監管對企業綠色創新的影響效果，深入研究環境監管對企業綠色創新的傳導機制，也具有重要的現實意義。

鑒于此，本文選取2010-2022年我國A股上市公司數據，研究環境監管如何影響企業綠色創新，以及融資約束在此影響過程中是否起到中介作用。本文對國內外學者關于“環境監管與綠色創新”的文獻進行回顧和評述，探討環境監管對企業綠色創新的理論機理與作用機制，實證分析環境監管對企業綠色創新的影響和傳導機制，并作異質性分析和穩健性檢驗，基于實證研究的成果進行深度探討，并在此基礎上給出相應的政策啟示。

本文的邊際貢獻包括三個方面：第一，在借鑒現有文獻的基礎上，以企業層面分析環境監管如何影響企業綠色創新，并從融資約束的中介視角出發，利用“倒逼”和“擠出”兩種效應，構建“環境監管—融資約束—綠色創新”中介效應分析模型來判斷融資約束是否會調節環境監管和綠色創新之間的關系。第二，通過企業所有權性質、地區和行業性質的劃分，考察在國有企業與非國有企業、東部企業與中西部企業、林業相關企業與非林業相關企業的異質性分析中，影響結果是否與總樣本相同，并分析產生異質性結果的原因，為研究政府對企業支持力度、從而調整企業資源分配提供新視角。第三，針對中西部地區企業，為完備環境監管體系、暢通“環境監管—綠色創新”傳導機制、增強企業內部調節能力，特別是林業相關企業，通過加大財政投入和環境監管力度，為其綠色創新提供強力支持等方面提出建議。

2文獻回顧與評述

環境監管是環境監督和環境管理的合稱，是指為了保護和改善環境，有關國家機關對環境保護工作進行規劃、協調、督促檢查和指導活動的總稱。環境監管一直是政府和學術界關注的熱點問題，加強環境監管已經成為社會共識。從現有文獻來看，關于政府環境監管的討論，學者們有著不同的看法，主要圍繞四個方面展開。

第一，環境監管對區域經濟和產業的影響。李虹等（2018）認為，環境監管對產業結構合理化和高級化轉變有利，即可將環境監管作為倒逼機制來推進區域產業轉型發展；Xia等（2022）分析表明，環境監管與經濟增長競爭的交互作用對提高工業產能利用率起到顯著作用，這種正向促進作用在東部地區尤為突出；章屹禎等（2023）指出，環境監管可能使鄰近城市成為“污染避難所”，從而降低城市建設用地的綠色效率；郭豐等（2023）認為，低碳城市試點政策的環境監管方式，通過促進城市產業結構升級和提升城市綠色技術創新水平降低了城市碳排放；關海玲等（2023）研究發現，地方政府間環境監管的策略互動行為呈良性競爭，環境監管發揮正向溢出作用，在推動本地產業結構升級的同時更大地推動了鄰近地區產業結構升級。

第二，環境監管對林業經濟的影響。Furness等（2015）認為，政府部門能通過環境監管來約束森林碳匯負外部性問題，保證森林碳匯健康發展；葛源等（2021）選取2015-2019年43家A股林業上市公司為研究樣本，發現環境信息披露的環境監管方式對企業價值有顯著正向作用，且該作用在重污染林業企業中顯著正向相關；智榮等（2022）基于全國五大牧區的實證分析發現，環境監管增強表現為環境系統評價指數提高，會促進草牧業產業系統評價指數的提升，使五大牧區耦合關系整體發展顯著；張然等（2022）認為，命令控制型、市場激勵型環境監管對生態福利績效均存在非線性影響，結果表現為“人均森林面積的增加”；全陽等（2023）指出，環境監管在數字經濟與林業碳匯增量之間產生負向調節作用，即較高的環境監管強度會延緩數字經濟對林業碳匯增量的促進作用。

第三，環境監管對微觀企業的影響。Barbera等（1990）認為，環境監管加強會使污染治理投資增加，最終會影響鋼鐵、有色金屬、化工以及非金屬礦物制品等多種產業的企業績效普遍下滑。劉英俊等（2023）研究發現，環境監管通過新《環保法》實施顯著降低了重污染企業勞動雇傭規模，尤其降低了企業生產人員和經營人員的雇傭規模，且具有持續性效果；李俊成等（2023）指出，環境監管強度提高促使企業異地投資規模提升，影響效果在非高新技術企業、高污染行業、低活力市場和中西部地區中更為明顯；黃大禹等（2023）認為，環境監管微觀上能夠促進企業綠色轉型并增加環保支出強度，這些改善都有助于提升企業環境、社會和公司治理（Environmental， Social and Governance， ESG）水平；王韶華等（2023）指出，環境監管對碳中和企業的經濟韌性存在“鞭打快牛”現象，會通過信號效應和融資約束削弱碳中和企業的經濟韌性。

第四，環境監管對綠色創新的影響。一是環境監管增強有利于企業綠色創新。徐佳等（2020）利用低碳城市試點政策的環境監管方式，驗證了環境監管可以促進企業綠色創新，主要表現在企業能源節約類和替代能源生產類專利申請數量的提升；Herman等（2022）認為通過氣候來設定更加嚴格的環境法規，這種環境監管方式能有效促進綠色創新。二是環境監管增強將抑制企業綠色創新。Shi等（2018）檢驗環境監管政策——碳交易試點在企業綠色創新中的作用，發現環境監管政策實施顯著減少了企業自主綠色創新動機與創新投入。三是環境監管對企業綠色創新的影響呈現不規律變化趨勢。Lanoie等（2008）研究表明，制造業的綠色創新生產率會受到環境監管的影響，但長期影響和短期影響都存在差異，即長期影響是促進綠色創新生產率，而短期影響是抑制綠色創新生產率；許長新等（2021）研究發現，環境監管和綠色創新之間的關系呈U型動態變化趨勢，即當環境監管強度到達拐點值之前，“創新補償”效應尚不能顯現。

綜上所述，雖然國內外關于環境監管以及環境監管對綠色創新影響的研究已經有了很多成果，為本文提供了有益的借鑒和啟發。但通過對現有文獻的進一步梳理，發現存在三個方面的不足。一是對于環境監管如何影響企業綠色創新的結論尚不統一；二是多為從宏觀或者中觀角度進行實證分析，討論環境監管在國家、地區以及行業技術創新中的作用，對于企業微觀層面的相關研究較為欠缺；三是目前多為全國的整體性樣本研究，而通過劃分企業所有權性質、地區和行業性質進行對比的關注度較為欠缺。

鑒于上述原因，本文將有針對性地深入研究環境監管對企業綠色創新的影響機制和效果，通過劃分企業所有權性質、地區性質和行業性質，進行一定程度的補充和深化。

3理論分析框架與研究方法

為深入研究環境監管對企業綠色創新的影響，本文構建環境監管對企業綠色創新影響的理論分析框架，同時提出研究假設；根據理論分析框架和研究假設，選取中介效應分析模型以進行實證分析。

3.1理論分析框架

為研究環境監管對企業綠色創新的影響效果，一方面，本文從傳統的“倒逼”效應分析環境監管對企業綠色創新的直接效應；另一方面，考慮到企業面臨的融資約束問題，從這一新的視角探討環境監管對企業綠色創新的影響路徑和效果。

3.1.1環境監管對企業綠色創新的“倒逼”效應

“波特假說”認為適當的環境監管有助于“倒逼”企業綠色創新（Porter et al.， 1995）。Jaffe等（1997）根據“波特假說”的差異性效應劃分為“弱波特假說”和“強波特假說”。“弱波特假說”維度中環境監管對于企業綠色創新的促進作用可以理解為由于環境監管力度的增強，引起“創新的補償效應”，從而影響企業在全球價值鏈中的位置。基于此，環境監管策略可以有效地鼓勵企業進行綠色創新活動，這種創新所帶來的收益可以補償企業為達到環境標準所產生的污染治理成本，具有一定的補償作用，進而“倒逼”企業從要素與資本驅動向創新驅動的轉變（苗苗等，2019；許丹丹等，2022）。區別于“弱波特假說”，“強波特假說”認為：合理強度的環境監管通過提升企業綠色創新效率，進而達到企業生產效率和市場競爭力的改善，即環境監管并未弱化制造企業比較優勢，而是“監管導致創新”、在“績效得到充分補償”和“合規成本”中，在較大程度上提升制造業的競爭優勢。在波特假說的“倒逼”效應理論框架下，環境監管可以通過三種方式對企業綠色創新產生直接影響。

第一，環境監管通過政策法規等硬約束推動企業綠色創新。政策法規硬約束方式的環境監管，導致企業綠色專利申請數的增加；更為嚴格的環境法規加快可再生能源技術的創新和貿易，從而促進了企業綠色創新（Herman et al.， 2022；嚴兵等，2022）。

第二，環境監管通過企業信息披露軟約束刺激企業綠色創新。環境信息的公開會增進企業的綠色創新，促進重污染企業的信息披露，滿足相關利益者對企業環境、社會責任與公司治理信息的需求，對綠色創新有推動作用（謝東明，2020；王馨等，2021）。

第三，環境監管通過企業內部調節機制促進綠色創新。企業通過獎酬與支付手段、提升高管綠色認知能力等綠色人力資源管理實踐的環境監管方式對綠色創新會有顯著影響；同時，提高高管環保認知的環境監管，也會正向影響綠色創新，提升企業可持續發展績效（Kivind et al.， 2020；胡珺等，2020）。綜上，政策法規硬約束、信息披露軟約束和企業內部調節機制三種環境監管方式都可以促進企業的綠色創新。因此，提出假設H1。

H1：環境監管力度增強能夠顯著促進企業綠色創新。

3.1.2環境監管促進企業綠色創新的“擠出效應”

環境監管增強能夠引導投資者把精力放在防御公司節能減排、清潔能源、抑制污染以及環保產品上，更有可能從金融機構活起來籌集資金（余得生等，2021）。對企業技術研發而言，研究過程中通常會面臨較為嚴峻的融資約束問題（錢雪松等，2021；葉翠紅，2021）。當企業面臨融資約束的壓力時，第一，基于政府干預“掠奪之手”理論，當企業得到政府支持時就需要迎合政府的需求，即使是在政府的“支配”之下配置資源，也會“擠出”企業技術創新的動力與資源向綠色創新領域轉移（Jaffe et al.， 1997；余明桂等，2022）；第二，如果在沒有加大研發投入的情況下，對已有的研發、人力資本及其他企業資源進行轉移或者資源重新配置，造成的結果是：企業研發和其他資源從企業的其他技術創新領域（非綠色創新）向綠色創新領域轉移，其他研發項目將會被推遲或減少，企業將會集中資源進行綠色創新活動等，這代表綠色創新對其他技術創新產生了“擠出效應”。

金融市場越發達、制度越健全的企業，如果環境監管力度更好，通常可以降低企業外部融資成本，從而降低公司所面臨的融資約束程度（Horbach， 2008）。綜上所述，環境監管會伴隨融資約束的存在而產生“擠出效應”，從而間接推動企業綠色創新。因此，提出假設H2。

H2：融資約束在環境監管和綠色創新的關系中發揮中介作用。

環境監管影響企業綠色創新的理論分析框架如圖1所示。

3.2研究方法

為分析環境監管對企業綠色創新的影響和作用機理，首先，本文使用雙向固定效應模型，構建面板數據實證檢驗基礎模型（1），以驗證假設H1。模型（1）如式（1）所示。

其次，借鑒溫忠麟等（2014）的研究，在模型（1）的基礎上，為檢驗融資約束能否在環境監管和企業綠色創新之間充當中介要素，采用依次檢驗回歸系數的方法分析中介效應，增加模型（2）和模型（3），以驗證假設H2。模型（2）和模型（3）如式（2）和式（3）所示。

式（1）至式（3）中，Yit={ EnvrPat ， EnvrInvPat ， EnvrUtyPat }T為企業綠色創新指標，表示企業i第t年的綠色專利申請數量；解釋變量Xit={ ER }T為環境監管指標；中介變量Mit={ Fc }T為企業融資約束指標；控制變量Controlsit={ State ， Size ， Roa ， Lev ， Cent ， Forestry ， Area }T；α1、β1、η1、η2、γ、ηk為待估計系數，α0、β0、η0為常數項；λm、λn分別表示年份固定效應和個體固定效應，以控制年份、個體中不可觀測因素的影響，εit為誤差項。

4數據來源、變量選取及描述性統計

借鑒目前多數學者的研究思路，本文主要采用滬深A股上市公司數據進行分析，數據來源于國泰安（China Stock Market & Accounting Research， CSMAR）數據庫、中國研究數據服務平臺（Chinese Research Data Services Platform， CNRDS）和《中國統計年鑒》。在模型估計前，通過變量說明和描述性統計進行觀察，為本文實證研究結論提供依據。

4.1數據來源

本文所用數據樣本是2010-2022年間滬深A股上市公司，并按照3個條件進行樣本篩選：（1）排除金融行業和保險行業中非典型創新型企業；（2）去除數據缺失嚴重的樣品；（3）排除ST和其他T類樣本企業的影響。為降低異常值對觀測結果的干擾，本文采用1%和99%分位數Winsorize處理變量，經過篩選整理獲得36001個有效觀測值作為分析樣本。

4.2變量選取

本文選取企業綠色創新作為被解釋變量、環境監管水平作為解釋變量、融資約束作為中介變量，選取企業規模、資產收益率、資產負債率、股權集中制、林業固定資產投資、綠地面積（市轄區）作為控制變量，地區性質、企業性質、行業性質作為虛擬變量，以提高實證結果的準確度。

（1）被解釋變量：企業綠色創新（EnvrPat）。企業專利數量是衡量其創新績效的指標之一，指標構建方法參考徐佳等（2020）研究中的綠色專利構建方法。綠色專利申請數量分為三類：①綠色專利整體申請數量（EnvrPat）；②綠色發明型專利申請數量（EnvrInvPat）；③綠色實用新型專利申請數量（EnvrUtyPat）。為了確保每個數據的量綱，將上市公司在該年度內申請的綠色專利數量加1并取對數處理，并以企業注冊地所在城市為單位進行劃分。本文的解釋變量為綠色專利整體申請數量（EnvrPat），并用綠色發明型專利申請數量（EnvrInvPat）和綠色實用新型專利申請數量（EnvrUtyPat）對分析結果進行穩健性檢驗。

（2）解釋變量：環境監管水平（Er）。本文借鑒郭炳南等（2022）、韋慶明等（2022）的方法，采用多種污染物現行標準化的方法，基于綜合各類污染物的多指標分析方法來構建環境監管水平指標。從數據可得性的角度出發，選擇工業廢水、工業二氧化硫（SO2）和工業煙粉塵三類污染物排放量分別代表廢水、廢氣和廢物的處理效果，并通過Topsis熵權法對其指標進行整合，并將整合出的結果按照A股上市公司所在城市進行匹配。

（3）中介變量：融資約束（Fc）。本文通過借鑒Hadlock等（2010）所構建的SA①指數衡量融資約束，SA指數是一個負向指標，SA數值越大說明企業所接受的融資約束程度越小，這一指標已得到學者們的普遍認同。本文會使用WW①指數替換SA指數對分析結果進行穩健性檢驗。

（4）控制變量：綠色創新發展會受到企業基本特征因素的影響，為了增加研究的可靠性，本文參照解學梅等（2021）、席龍勝等（2022）等的研究，選取企業規模（Size）、資產收益率（Roa）、資產負債率（Lev）、股權集中制（Cent）、林業固定資產投資（Forestry）、綠地面積（Area）作為控制變量，考慮到地區、產權、行業等的高維異質性，分別對地區性質（Zone）、企業性質（Soe）、行業性質（Industry）進行虛擬變量設置。變量說明如表1所示。

4.3描述性統計

本文對各變量的指標進行了描述性統計，以更全面地了解樣本企業經營期間表現的變化情況。考慮到異常值問題，本文對連續性指標分別進行了上下1%的Winsorize處理。主要變量描述性統計如表2所示。結果顯示，樣本企業的綠色創新指標均值為0.9010，明顯可以看出樣本企業的綠色創新偏低。反映環境監管水平的最大值為3.5223，最小值為0.0008，最大值是最小值的4402.88倍，均值為0.6102，說明我國各城市環境監管水平差距較大。財務績效的資產收益率均值為0.0572，離散度都比較大。股權集中制最大值為0.9102，最小值為0.2852，說明企業間股權結構有很大差別。林業固定資產投資的最大值為16.0466，最小值為4.1897，最大值是最小值的將近4倍，說明我國企業發展重心和對林業支持力度不同。同樣可以發現，樣本企業中有0.7072的企業來自東部沿海省份，說明企業在東部地區較為集中，原因在于我國東西部地區發展水平差距較大從而導致企業地區分布不平衡，這與我國現實狀況相符。

4.4典型事實分析

為了全面且客觀地分析環境監管對企業綠色創新的影響，除了對環境監管指標和一系列變量進行常規的描述性統計，本文還從解釋變量和被解釋變量兩個視角的事實證據觀察環境監管對企業的促進作用是否可靠。2010-2022年A股上市公司綠色專利數量如圖2所示。

圖2顯示了我國企業的綠色專利數量大體呈現增長的趨勢，在2010-2019年之間，增長幅度較為緩慢，并在2014年出現了下降趨勢，但在2020年之后，綠色專利數量增長的幅度有了明顯的上升，這也側面說明，我國企業對綠色創新的重視力度逐漸增強。

參考王鋼等（2023）的研究，分別對2010-2022年我國A股上市企業綠色專利數量和三廢（工業廢水、二氧化硫、煙粉塵）排放量的均值作散點折線圖進行觀察。2010-2022年我國三廢（工業廢水、二氧化硫、煙粉塵）排放量如圖3所示。圖3顯示，我國三廢排放量雖然“波幅”和“拐點”較多，比如在2015-2016年工業廢水和工業二氧化硫排放量急劇下降，這可能是2015年10月提出“綠色發展理念”最直觀的表現，但是總體來說，三廢排放量呈逐年下降趨勢。進一步對比圖2和圖3，同樣顯示出三廢排放量的降低側面表現出環境監管力度的增強，綠色專利數量的增多也反映了企業綠色創新的提升。綜上，證明環境監管促進企業綠色創新的作用效果是可靠的。

5經驗性結果

在模型選擇基礎上，根據搭建的中介效應模型，對選取的變量和數據進行實證分析。首先，對數據進行相關性分析和多重共線性檢驗，驗證本文的核心問題，即環境監管增強是否能夠促進企業綠色創新；其次，利用Stata 16.0軟件進行基準回歸分析和中介效應回歸分析；再次，根據企業性質、地區分布和行業性質做異質性分析；最后，通過變量替換法對估計結果進行穩健性檢驗，并針對實證結果做進一步解釋。

5.1相關性分析和共線性檢驗

各變量的PEARSON相關系數如表3所示。從表3中可以初步判斷企業綠色創新（EnvrPat）與環境監管（Er）在5%的顯著性水平上呈正相關，與融資約束（Sc）在5%的顯著性水平上呈負相關；控制變量中與企業規模、資產收益率在1%的顯著性水平上呈正相關，與股權集中制、林業固定資產投資、綠地面積在5%的顯著性水平上呈正相關。且各控制變量間的相關系數大都不足0.5，初步判斷不存在嚴重多重共線性問題。

5.2回歸結果分析

為檢驗環境監管對企業綠色創新的影響效果以及融資約束在“環境監管影響企業綠色創新”中的中介效應，本文通過兩種計量模型對混合數據進行全樣本回歸分析，全樣本回歸分析估算如表4所示。

從表4模型（1）來看，通過構建一個包含五個控制變量的兩階段面板數據回歸模型，無論調節變量如何變動，環境監管對于企業綠色創新的作用均在1%顯著性水平上為正（α1=0.0755 ， p<0.01）。這充分說明政府環境監管力度的加強可以顯著地推動企業綠色創新。假設H1檢驗成立。模型（2）表明，環境監管力度綜合指標的系數顯著為負（β1=-0.0256 ， p<0.01），能夠在一定程度上說明環境監管力度的增強能夠顯著緩解企業所面臨的外部融資約束問題。本文還通過引入一個控制變量——融資約束來研究環境監管對企業創新的作用機理。再者，本文對模型（3）進行了融資約束中介效應的考察。結果發現，前者的系數仍顯著為正（η1=0.0738 ， p<0.01），后者的系數仍顯著為負（η2=-0.0842），此時環境監管的系數和顯著性均較模型（1）有所下降。這是因為：在模型（3）中，由于融資約束指標SA指數的增加，這時環境監管對于綠色創新的作用部分由SA指數來體現，從而造成模型（3）環境監管系數的大小及顯著性降低。同時，考慮到融資約束是由企業內部因素決定的，本文引入融資約束度作為外部變量來考察其對綠色創新的作用效果。由此得出融資約束對環境監管與綠色創新之間關系具有顯著部分中介作用。假設H2成立。因此研究結論可以作為政府制定綠色創新政策時考慮融資約束問題的一個參考依據。

5.3異質性分析

本文根據企業所有權性質、企業所在地區以及行業性質三種不同情況構建環境監管對綠色創新影響的異質性分析：（1）根據企業股權性質，將其劃分為國有企業與非國有企業，并對其進行異質性分析；（2）以企業注冊地所處城市作為劃分標準，對東部企業與中西部企業進行異質性分析；（3）根據行業性質，將其劃分為林業相關企業與非林業相關企業，并進行異質性分析。通過對數據進行分組回歸，獲取對比性回歸分析結果。

5.3.1企業性質異質性分析

上市公司股東是否存在國資背景，將會影響到公司獲取資源的程度和渠道。因此有必要根據企業股權性質的不同做相應的異質性分析。本文將國有企業與非國有企業進行分組檢驗，如表5所示。結果顯示，國有企業和非國有企業的樣本數量分別為13215和22786。對國有企業來說，環境監管對綠色創新具有顯著影響，融資約束在環境監管和綠色創新的關系中發揮了部分中介作用，與整體樣本一致。而對于非國有企業，環境監管對綠色創新的影響具有顯著性，但是融資約束在環境監管與綠色創新兩者間起到了完全中介作用，說明企業性質差異對于融資約束的中介作用具有一定影響。

由此可知，政府環境監管對企業綠色創新的激勵作用不存在企業性質異質性，但是融資約束的中介作用存在企業性質異質性。這是因為：第一，基于環境監管壓力和企業內在的盈利動機，政府環境監管對國有企業與非國有企業綠色創新的影響無顯著差別。第二，相對于非國有企業，國有企業綠色創新效率對環境監管的反應更為敏感。第三，中國國有企業資金來源比較穩定。相比于非國有企業，政府對國有企業的支持力度會更大，國有企業擁有的創新資源更充裕，其綠色創新意愿也更高。第四，對非國有企業來說，融資約束的壓力會使其形成短視行為，綠色創新意愿會變弱。

因此，當面臨政府環境監管與融資約束的壓力時，國有企業有充足的創新資源投入到綠色創新活動，而不用對所有資源進行重新配置，將研發等資源從企業其他技術創新（非綠色創新）轉移到綠色創新領域，也解釋了對國有企業的部分中介作用；而非國有企業沒有足夠的研發等資源進行綠色創新，只能將企業內部所有資源進行重新配置，轉移到綠色創新領域，造成了對于非國有企業的完全中介效應。

5.3.2地區異質性分析

由于我國中西部地區和東部地區的地理環境和先天位置，導致經濟發展水平具有一定的差距，本文將東部地區企業與中西部地區企業進行分組檢驗，企業所在地區異質性分析如表6所示。結果顯示，東部地區企業和中西部地區企業的樣本數量分別為24754和11247。對東部地區企業來說，政府環境監管對企業綠色創新具有顯著影響，融資約束在環境監管和綠色創新的關系中發揮了部分中介作用，與整體樣本一致。而對于中西部地區企業，政府環境監管對企業綠色創新的影響和融資約束是否起到中介作用的結果并不顯著，說明地區差異對于環境監管與綠色創新關系具有一定影響。

由此可知，政府環境監管對企業綠色創新的促進作用和融資約束的中介作用都存在地區異質性。這是因為：第一，相比于東部地區，中西部地區經濟發展較為落后，環境監管的政策法規硬約束落實不到位，導致政府環境監管對企業綠色創新的傳導機制不暢通。第二，中西部地區的信息披露公開程度低，造成了公眾對環境監管知之甚少。第三，環境監管體系不完備，相比于東部地區，中西部地區高新技術企業較少，企業的內部調節機制不完善。第四，中西部城市環保意識甚至綠色創新能力都比較薄弱，當面臨環境監管強度上升壓力時，中西部城市通常缺乏加大創新投入繼而促進自身綠色創新升級的意愿與能力。所以政府環境監管并沒有顯著促進中西部企業綠色創新。

5.3.3行業性質異質性分析

林業既是國家重要的公共事業，也是國民經濟重要的基礎產業。本文將林業相關企業與非林業相關企業進行分組檢驗。參考《上市公司行業分類指引（2012年修訂）》，本文將A門類（其中包括A01農業、A02林業、A03畜牧業、A04漁業以及A05農、林、牧、漁服務業）和C20木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業的企業劃分為林業相關企業，其他企業劃分為非林業相關企業。由于林業相關企業數量較少，本文對非林業相關企業進行隨機抽樣使兩組數量大致相等。行業性質異質性分析如表7所示，林業相關企業和非林業相關企業的樣本數量分別為515和500。結果顯示，對林業相關企業和非林業相關企業來說，政府環境監管對企業綠色創新具有顯著影響，融資約束在環境監管和綠色創新的關系中發揮了顯著的部分中介作用，與整體樣本一致。但是，林業相關企業的影響系數和影響效果（0.0258**<0.0768***，0.0222*<0.0753***）都弱于非林業相關企業。導致這一結果的原因可能是：由于林業相關企業的數量過少，政府對林業相關企業的關注度缺失以及林業相關企業對綠色創新的重視程度降低，從而弱化了環境監管的影響效果。

5.4穩健性檢驗

為了進一步檢驗研究結果的可靠性，使用替換變量的方法來檢驗穩健性。首先，以WW指數（WW）代替SA指數（SA）來度量融資約束，并加入該模型進行回歸。其次，選擇綠色發明型專利申請數量（EnvrinvPat）和綠色實用新型專利申請數量（EnvrUtyPat）替換綠色專利整體申請數量（EnvrPat）來度量綠色創新指標。

穩健性檢驗如表8所示。三次檢驗回歸結果和總樣本結論吻合較好，即環境監管力度增強顯著促進了綠色創新，證明假設H1的結論穩健且可信；并且三次檢驗都證明環境監管通過降低融資約束進而促進了企業綠色創新，故能解釋假設H2穩健且可信。

6研究結論、討論與政策啟示

本文通過收集2010-2022年中國所有A股上市公司數據作為研究樣本，系統分析環境監管如何影響綠色創新，融資約束如何中介二者，同時對企業的異質性分析展開深入研究。基于研究結果開展討論并提出針對性的政策啟示，為更好地提升環境監管、促進企業綠色創新提供了理論和實證依據。

6.1研究結論

本文針對環境監管對企業綠色創新的影響，在建立中介效應模型的基礎上，通過基準回歸、中介效應分析和異質性分析等實證操作，得出4點結論。

（1）基準回歸結果顯示，環境監管增強能顯著促進企業綠色創新。無論調節變量如何變動，環境監管對企業綠色創新的作用均在1%的顯著性水平上通過檢驗，影響系數為0.0755。

（2）中介效應分析結果顯示，環境監管增強可以降低企業融資約束，進而促進企業綠色創新。作用結果均在1%的顯著性水平上通過檢驗，融資約束在環境監管與綠色創新關系之間表現為部分中介作用。

（3）異質性分析結果顯示：第一，環境監管對國有企業和非國有企業的綠色創新作用均較顯著，分別為0.1058和0.0376，但融資約束在國有企業中表現為部分中介效應，在非國有企業中表現為完全中介效應，具有企業性質異質性。第二，環境監管對東部地區的綠色創新作用在1%的顯著性水平上通過檢驗，系數為0.1066，但環境監管對中西部地區的綠色創新作用系數為0.2081，但是沒有通過檢驗，并且融資約束在東部地區表現為部分中介效應，在中西部地區表現為不顯著，具有企業所在地區異質性。第三，環境監管對林業相關企業和非林業相關企業的綠色創新作用均較顯著，但是，環境監管對林業相關企業的綠色創新影響系數和影響效果弱于非林業相關企業，表現為在5%的顯著性水平上通過檢驗，影響系數為0.0258，遠遠小于非林業相關企業的影響系數0.0768；同樣地，融資約束在林業相關企業的中介效應表現為在10%的顯著性水平上通過檢驗，影響系數為0.0222，遠遠小于非林業相關企業的影響系數0.0753。

6.2討論

在參考前人理論及實證研究的基礎上，本文做了相應的創新和擴展：構建中介效應模型實證分析融資約束在環境監管與企業綠色創新兩者之間是否起到中介效應，并采用企業規模、性質、地區異質性分析以及變量替換法進行了穩健性檢驗，得出的大部分結論與已有研究一致，而部分結論則與已有研究相悖。此外，鑒于研究對象的不同，本文也得出了一些新結論。

本文從企業視角分析，檢驗了環境監管對企業綠色創新的直接影響效果，通過模型估計和一系列穩健性檢驗，得出環境監管增強能顯著促進企業綠色創新，這與段進軍等（2022）、程劍飛等（2023）的研究結論一致。鮮有研究針對企業的不同進行劃分，探討環境監管對綠色創新的影響效果，因此本文對企業在企業性質、所在地區和行業性質三方面異質性檢驗結果進行比較。首先，國有和非國有企業綠色創新均受到環境監管的正向影響，這與葉琴等（2018）、孫冰等（2022）的研究結論一致。其次，發現環境監管對中西部企業綠色創新的直接影響效果是不顯著的，這與張鑫等（2022）、華淑名等（2023）的研究結論相悖，原因可能是由于經濟水平不同所致。董景榮等（2021）認為，中西部地區的產業和經濟基礎相對薄弱，較高的環境監管強度會加大中西部企業的負擔，反而不利于企業綠色創新。最后，發現林業相關企業的綠色創新受環境監管的影響效果弱于非林業相關企業，這與王鋼等（2023）的研究結論一致。

本文進一步探討環境監管對企業綠色創新的傳導機制，通過中介效應分析，證明了環境監管通過降低企業融資約束來正向影響綠色創新，這與覃予等（2020）、肖建忠（2023）的研究結論一致。但在異質性分析中，融資約束在樣本研究中具有企業性質異質性，由于企業性質不同導致政府支持的力度不同，融資約束在環境監管與企業綠色創新兩者關系中的表現也不同，雖然已有部分研究考察了“融資約束”在環境監管與企業綠色創新兩者關系中的作用機制（趙丹丹等，2021；余得生等，2021），但未能深入探究不同性質企業的影響效果。因此，本文在一定程度上對現有研究的局限性進行了補充。

今后可從3個方面開展更為深入的研究：（1）本文缺少環境監管對企業綠色創新影響的“時間效應”，后續研究可通過長期和短期的時間劃分，分析影響效果。（2）鑒于數據的可獲得性和代表性，深入剖析環境監管對中西部地區企業的影響機制，研討對中西部企業的影響效果。（3）學界普遍以上市公司為研究對象，缺乏對非上市公司的關注。非上市公司和上市公司在資本結構、企業規模等方面存在顯著差異性，因此深入探討環境監管對非上市公司綠色創新的影響效果，能對現有研究進行更好的補充和完善。

6.3政策啟示

隨著我國經濟社會的不斷發展，環境監管已成為提高經濟效率時要考慮的必然問題，本文的研究為解決我國“環境監管不平衡”“政府支持力度不均”等問題以及制訂環境監管措施提供了新思路，具有重要的政策參考意義。基于上述研究結論和討論，本文提出4點政策啟示。

（1）實施環境監管措施，促進企業綠色創新。國家政府嚴格出臺政策性法規制度，推進企業內部自我調節，提高環境信息披露，公眾要對企業進行環境監督，做到“硬規則、軟方式”相結合。企業的運營和綠色創新活動離不開金融市場的支持。加強環境監管的同時，要拓寬企業向政府、金融機構的融資渠道。為了緩解融資約束帶來的負面影響，中國政府需要持續優化和完善金融市場體制。對于中西部地區企業來說，拓展其企業融資途徑，并努力減少融資的總成本。

（2）環境監管應對不同類型企業分類分因施策。政府在制定環境監管措施時，應深入研究本地區各企業在環境監管上的獨特性，認真聽取各企業在相關規定中的觀點和要求，并根據具體情況制定差異化策略，分類分因施策，以提高監管措施的針對性和實效性；對綠色創新的支持力度上，要做到一視同仁。國有企業和非國有企業都應發揮能動作用開展綠色創新，要在兼顧經濟效益與社會效益的前提下，進行高質量、高效率的綠色創新，才能更好地降低對環境的污染以及資源的消耗，不斷完善研發管理，提高綠色創新效率。

（3）針對綠色創新區域異質性問題，對于中西部地區企業，大力推進環境監管信息披露傳導機制，提升環境監管水平。各地方有關部門要結合實際出臺促進綠色創新政策，強化地方各級生態環境保護協調機制，構建上下結合、執行得力的工作體系，利用現有的綠色創新優勢進一步提升創新效率，不斷壯大綠色產業規模和改善綠色產業的發展品質，為中國實現低碳綠色可持續發展提供強力支持。

（4）依據環境監管對林業相關企業的異質性結果，支持林業企業依托環境監管促進綠色創新的力度。從政府的角度來看，要加大財政投入和環境監管力度，為林業相關企業的綠色創新提供大力支持。從企業的角度看，林業相關企業要不斷強化環境監管意識，尤其是對具有投資經營長期性的林業企業而言，要在創造企業綠色創新價值的同時兼顧對森林的保護，從而長久實現企業綠色創新的更大價值。

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（責任編輯康子昊）