萬家企業(yè)節(jié)能減排政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響及其內(nèi)在機制

賴小東　詹偉靈

關(guān)鍵詞 萬家企業(yè)政策；綠色技術(shù)創(chuàng)新；雙重差分法；計數(shù)數(shù)據(jù)模型

中圖分類號 F062. 2 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）04-0104-11 DOI：10. 12062/cpre. 20230126

2011 年，中國印發(fā)《萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動實施方案》（以下簡稱“萬家企業(yè)政策”），開始實施萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動。該政策是實現(xiàn)“十二五”能耗和碳減排約束性指標的重要支撐和保證，是目前中國最典型、最具有代表性的大規(guī)模節(jié)能政策之一。政策以“企業(yè)為主，政府引導”為基本原則之一，中央政府負責統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，地方政府按屬地管理原則負責組織實施。一方面，萬家企業(yè)政策直接管制企業(yè)的能源使用量，即根據(jù)綜合能源消費量將全國一萬多家企業(yè)納入政策實施范圍，并確定每家企業(yè)“十二五”期間需完成的節(jié)能減排目標；另一方面，該政策要求各地區(qū)節(jié)能主管部門加強監(jiān)管，并將政策企業(yè)的節(jié)能措施落實和目標達成情況納入地方政府節(jié)能目標責任考核評價體系。類似萬家企業(yè)政策的目標責任制政策是中國應(yīng)對氣候變化的常態(tài)化工具。綠色技術(shù)創(chuàng)新作為減少碳排放的一個關(guān)鍵驅(qū)動因素，具有巨大的溢出效應(yīng)［1］，可以帶來長久的經(jīng)濟與環(huán)境效益。企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新體系中占主體地位，萬家企業(yè)政策能否促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新？地方政府在其中扮演何種角色？文章基于萬家企業(yè)政策的實踐經(jīng)驗，以上市企業(yè)為樣本，研究萬家企業(yè)節(jié)能減排政策引致的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，并從政府行為視角探索其內(nèi)在機制。該研究可豐富和拓展環(huán)境規(guī)制作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新的機制理論，有利于相關(guān)碳減排政策設(shè)計優(yōu)化和推進產(chǎn)業(yè)低碳化轉(zhuǎn)型與升級。

1 文獻綜述

環(huán)境規(guī)制能否促進綠色技術(shù)創(chuàng)新是規(guī)制研究領(lǐng)域的經(jīng)典問題，現(xiàn)有大量文獻從政策、地區(qū)、行業(yè)和宏微觀層面等不同維度挖掘經(jīng)驗數(shù)據(jù)，采用前沿的計量方法，對該問題開展經(jīng)驗實證研究。在碳減排領(lǐng)域，文獻主要關(guān)注低碳城市試點［2-4］、碳排放權(quán)交易機制［5-7］等碳規(guī)制政策，較少文獻關(guān)注直接管制企業(yè)能耗量的政策。其中，F(xiàn)ilippini等［8］考察了千家企業(yè)節(jié)能行動對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，韓超等［9］研究了千家企業(yè)節(jié)能行動對污染排放的協(xié)同效應(yīng)以及影響機制，康志勇等［10］研究了萬家企業(yè)政策對企業(yè)出口的影響。在指標選取上，隨著數(shù)據(jù)獲取便利性的提高，綠色專利數(shù)據(jù)被研究者廣泛用于綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)研究［11-15］，但該數(shù)據(jù)的離散特征、零膨脹特征以及模型的估計方法等問題未受到重視。

相關(guān)文獻還重點研究了規(guī)制政策影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的機制和條件［16］。從資源的角度來看，環(huán)境規(guī)制具有“擠占效應(yīng)”，即環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)環(huán)境性投資、加重企業(yè)污染治理成本［17］，以及降低企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入［18］，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新；環(huán)境規(guī)制也具有“補償效應(yīng)”，即通過政策支持幫助企業(yè)彌補綠色創(chuàng)新部分成本，提高企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性和可行性［19］。從政策的強制性角度來看，環(huán)境規(guī)制具有“倒逼效應(yīng)”。如王班班等［15］認為市場型政策給企業(yè)帶來了類似于能源價格上漲的成本壓力或經(jīng)濟激勵，而命令型政策直接通過政策的實施增加企業(yè)的成本；李青原等［20］認為“倒逼效應(yīng)”源于利益相關(guān)者的外部壓力和企業(yè)內(nèi)部的激勵性因素。但現(xiàn)有文獻未從企業(yè)可選擇的合規(guī)路徑來系統(tǒng)分析環(huán)境規(guī)制如何“倒逼”企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新。

中央地方博弈是中國應(yīng)對氣候變化政策的主要特點之一［21］。許多文獻從中國環(huán)境管理體制的角度來評價環(huán)境規(guī)制政策。如Chen等［22］利用“十一五”減排政策變動來識別環(huán)境規(guī)制對地方官員治污行為的影響；在中國2007年開始實施的“國家重點監(jiān)控企業(yè)”政策實踐經(jīng)驗中，中央政府監(jiān)察提高了地方政府的環(huán)境執(zhí)法力度［23］，進而促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新［24］；陶鋒等［25］研究了對地方政府的環(huán)保績效考核能否實現(xiàn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的“增量提質(zhì)”。

綜上發(fā)現(xiàn)：其一，鮮有文獻基于萬家企業(yè)政策的實踐經(jīng)驗研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響；其二，在方法上，綠色專利數(shù)據(jù)存在離散、零膨脹等特征，但未能引起現(xiàn)有大部分文獻的重視；其三，環(huán)境規(guī)制作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新的機制還有待探索，鮮有經(jīng)驗研究考慮地方政府行為在環(huán)境規(guī)制政策影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的過程中發(fā)生的作用。該研究試圖從以上三個方面進一步拓展，以期對現(xiàn)有研究作出相應(yīng)的補充和完善。

2 研究設(shè)計

2. 1 提出假設(shè)

萬家企業(yè)政策是政府為了服務(wù)于社會發(fā)展規(guī)劃中的節(jié)能減排目標而制定的一項干預企業(yè)生產(chǎn)活動的節(jié)能減排規(guī)制，屬于命令型環(huán)境規(guī)制。該政策給企業(yè)下放減排目標，并通過加強監(jiān)管來提高企業(yè)違規(guī)成本，能否促使企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新，關(guān)鍵在于企業(yè)會選擇什么合規(guī)路徑。企業(yè)的選擇并非局限于技術(shù)創(chuàng)新，還包括產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移［26-27］、削減能耗［28-29］和技術(shù)采用［30］等。萬家企業(yè)政策是全國性的政策，意味著企業(yè)無法通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移來規(guī)避政策。企業(yè)為維護自身市場份額及未來發(fā)展，也不會輕易選擇大幅削減規(guī)模。因此，通過技術(shù)實現(xiàn)減排就成為企業(yè)的必然路徑選擇。技術(shù)采用的成本低于技術(shù)創(chuàng)新，但企業(yè)若選擇創(chuàng)新，其創(chuàng)新成果具有潛在收益，即創(chuàng)新企業(yè)可將其以專利等形式存在的綠色技術(shù)投放到技術(shù)市場上有償讓渡其他企業(yè)采用，從而獲取更高收益。綜上，提出基準假設(shè)1。

基準假設(shè)1：萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響，即該政策具有綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

萬家企業(yè)政策的一系列措施對地方政府督促形成硬約束，即地方政府不僅是“監(jiān)管者”，更是“被監(jiān)管者”。中央環(huán)保督察經(jīng)歷了由“督企”向“督政”的階段轉(zhuǎn)變［31］。根據(jù)晉升錦標賽理論［32］，地方政府作為被監(jiān)管者，需要平衡經(jīng)濟績效與環(huán)保績效考核。而出于前者的需要，地方政府多采用獎勵和補貼的方式促進屬地內(nèi)企業(yè)完成節(jié)能減排目標［21］。因此，為支持轄區(qū)內(nèi)的政策企業(yè)達標，地方政府傾向于對企業(yè)實施扶持，如給企業(yè)提供環(huán)保補助與研發(fā)補助，政府補助可彌補企業(yè)創(chuàng)新的部分成本，提高企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性和可行性［33］，對創(chuàng)新有積極作用［19］。其中，環(huán)保補助資金有專項的環(huán)保治理用途，不能對企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新提供激勵，甚至可能會對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新形成反向激勵。因為一旦企業(yè)可通過綠色技術(shù)創(chuàng)新以外的途徑達到節(jié)能減排的目的，就會削弱企業(yè)開展周期長、風險大的綠色技術(shù)創(chuàng)新的動力。故政府資金扶持中，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新起到激勵作用的是研發(fā)補貼。綜上，提出中介效應(yīng)假設(shè)2。

中介效應(yīng)假設(shè)2：地方政府的研發(fā)補助在萬家企業(yè)政策對企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生促進效應(yīng)的過程中發(fā)揮了中介的作用。即萬家企業(yè)政策會通過對地方政府的考核機制影響地方政府對政策企業(yè)的研發(fā)補貼行為，進而對企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

考慮政府政策的實施效應(yīng)存在滯后性，且該政策實施具有一定周期性，因此萬家企業(yè)政策實施后，其促進綠色創(chuàng)新的效應(yīng)可能具有動態(tài)性特征，對此提出動態(tài)特征假設(shè)3。

動態(tài)特征假設(shè)3：萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有動態(tài)特征。即萬家企業(yè)政策在實施期間，其綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)會逐步釋放、提高。政策結(jié)束后，綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)會有所收斂甚至消失。

高技術(shù)創(chuàng)新水平地區(qū)通常已經(jīng)擁有了良好的技術(shù)研發(fā)配套產(chǎn)業(yè)，企業(yè)在創(chuàng)新上更具有領(lǐng)先優(yōu)勢與規(guī)模優(yōu)勢，因此針對萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在創(chuàng)新水平上的邊際特征提出邊際特征假設(shè)4。

邊際特征假設(shè)4：萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在綠色技術(shù)創(chuàng)新水平上具有邊際遞增的規(guī)律。即對越高創(chuàng)新水平地區(qū)的企業(yè)而言，萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)越明顯。

萬家企業(yè)政策增加了企業(yè)的污染成本，在中央生態(tài)環(huán)保督查持續(xù)發(fā)力、中央對地方環(huán)保績效考核不斷加強的背景下，地方國有企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新從而減排增效的動力更足。此外，國有企業(yè)具有更多的資金和資源用于綠色創(chuàng)新。因此，針對企業(yè)產(chǎn)權(quán)特性上的異質(zhì)性特征提出異質(zhì)性假設(shè)5。

異質(zhì)特征假設(shè)5：萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在企業(yè)的產(chǎn)權(quán)特征上存在差異性，在國企中政策效應(yīng)更為顯著。

具體假設(shè)整體思路如圖1所示。

2. 2 模型構(gòu)建

2. 2. 1 基準模型

使用雙重差分（DID）及其擴展模型評估萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的平均效應(yīng)，基準模型構(gòu)建如式（1）所示：

2. 2. 2 計數(shù)數(shù)據(jù)模型

核心被解釋變量所使用的專利數(shù)據(jù)屬于計數(shù)數(shù)據(jù)，只可取包括零在內(nèi)的非負整數(shù)。文獻［2，20，36］對專利數(shù)據(jù)的處理方法多是加1后取自然對數(shù)。該研究亦采用了此方法，但考慮到對數(shù)化后的專利數(shù)據(jù)可能仍不符合經(jīng)典線性回歸模型的正態(tài)分布假設(shè)，故將模型設(shè)計的思路從經(jīng)典線性回歸模型擴展到廣義線性回歸模型（GeneralizedLinear Models，GLM）［37］。在該模型框架下，被解釋變量可以是計數(shù)數(shù)據(jù)，其分布屬于指數(shù)分布族，其期望值的函數(shù)即連接函數(shù)與解釋變量呈線性關(guān)系。在設(shè)計GLM模型時，須明確被解釋變量的分布類型和連接函數(shù)。

在眾多GLM模型中，當被解釋變量的取值為所有自然數(shù)時，多采用泊松回歸模型（Possion）［38］。泊松回歸現(xiàn)已成為對計數(shù)數(shù)據(jù)進行GLM建模的標準方法［39］，在創(chuàng)新研究領(lǐng)域受到越來越多學者的青睞［40-44］。泊松回歸假設(shè)被解釋變量服從泊松分布。該研究以對數(shù)函數(shù)作為連接函數(shù)，構(gòu)建泊松面板模型如式（3）所示：

其中：exp表示指數(shù)函數(shù)，X 表示等號右邊出現(xiàn)的所有解釋變量。計數(shù)數(shù)據(jù)模型使用極大似然估計法估計系數(shù)。

泊松回歸要求被解釋變量的數(shù)學期望等于方差。當數(shù)據(jù)存在“過度離散”現(xiàn)象（方差比理論值大）時，則一般考慮采用負二項回歸（Negative Binomial Regression， NB）加以修正。為應(yīng)對可能存在的數(shù)據(jù)過度分散問題，該研究在模型設(shè)計中加入負二項模型如式（4）所示：

以上計數(shù)數(shù)據(jù)模型假定被解釋變量服從某一指數(shù)分布族，很多情況下這一假設(shè)仍不能得到滿足。此時在一定條件下，使用“偽似然估計法”（Pseudo?maximum Likelihood，也稱“擬似然估計法”）仍可得到一致的估計結(jié)果。Gourieroux等［45］放松因變量分布的假設(shè)，提出了泊松偽極大似然（PPML），使泊松回歸不再局限于計數(shù)數(shù)據(jù)，可應(yīng)用于任何非負的被解釋變量。相關(guān)研究表明，當非負變量存在許多零值時，PPML是最好的選擇［46］，適用于研發(fā)支出、專利等數(shù)據(jù)［39］，且該方法可得到穩(wěn)健的標準誤［47］。經(jīng)Silva等［48］推薦，該方法被廣泛應(yīng)用于國際貿(mào)易領(lǐng)域的重力模型。該研究使用此方法進行估計，模型表達式同式（3）。在上述模型表達式中，仍然使用是否受萬家企業(yè)政策干預treatedit 和政策實施前后afterit 的交互項，即在計數(shù)數(shù)據(jù)模型中，仍然運用雙重差分的原理來識別政策效果。

2. 2. 3 作用機理模型

為檢驗環(huán)境規(guī)制的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)機制，參考溫忠麟等［49］提出的中介效應(yīng)檢驗思路，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，如式（5）和式（6）所示：

其中：Innindex_it表示企業(yè)所在城市的創(chuàng)新水平。為了簡潔與便于閱讀，式（7）省略了after_it、treated_it與Innindex_it這三個主變量及它們間的其他交乘項。若在after_it× treated_it的系數(shù)ρ₂仍顯著為正的基礎(chǔ)上，ρ₁的估計值顯著為正，則表明與城市創(chuàng)新指數(shù)較低的地區(qū)相比，萬家企業(yè)政策對創(chuàng)新綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在城市創(chuàng)新指數(shù)較高地區(qū)下影響更大，即說明政策效果在創(chuàng)新水平上存在邊際效應(yīng)。

企業(yè)的所有制屬性通常會對其研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。為檢驗萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響是否在企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征上存在差異性，使用企業(yè)的產(chǎn)權(quán)特征變量Ownership 構(gòu)建三重差分模型，原理與前述的三重差分模型相同。

2. 3 變量選取與說明

核心被解釋變量是以綠色專利為衡量指標的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。專利類型中，一般認為實用新型的創(chuàng)造性及創(chuàng)新性弱于發(fā)明專利；對比專利申請量與授權(quán)量，前者無須檢測與繳納年費，不受其他因素的影響，可更大程度地避免時間滯后問題，進而規(guī)避了一些不穩(wěn)定性與不確定性的影響［2，51-53］，兼具表現(xiàn)了創(chuàng)新主體的努力程度與創(chuàng)新成果。因此選取綠色發(fā)明專利申請量（GreInvia）作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的指標，并改用綠色實用新型申請量（GreUmia）作為穩(wěn)健性檢驗之一。

核心解釋變量是政策交乘項after × treated。其中treated 表示萬家企業(yè)政策實施范圍的虛擬變量。若某企業(yè)被列入萬家企業(yè)政策企業(yè)名單，則相應(yīng)的虛擬變量treated 記為1，否則記為0。after 表示萬家企業(yè)政策時間的虛擬變量，政策實施前即2011年之前記為0，政策實施后即2011 年及之后記為1。若某企業(yè)在政策企業(yè)名單內(nèi)，且時間在2011 年或之后，則該企業(yè)對應(yīng)的交互項after × treated 記為1，否則均為0。通過估計交乘項after ×treated 的系數(shù)，即可識別萬家企業(yè)政策的凈效應(yīng)。

考慮上市公司的財務(wù)與經(jīng)營狀況、地區(qū)發(fā)展水平對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，選取企業(yè)層面特征變量和城市特征變量作為控制變量。考慮企業(yè)所屬行業(yè)的技術(shù)水平、企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新水平、不隨時間變化的地區(qū)經(jīng)濟科技水平、整體科技水平的進步提高等因素的影響，在模型中加入行業(yè)、個體、省份、年份等固定效應(yīng)。主要變量名稱、含義及計算方法匯總見表1。

2. 4 數(shù)據(jù)來源與處理

研究樣本為上市公司中的政策企業(yè)與非政策企業(yè)，經(jīng)驗實證數(shù)據(jù)主要有三大部分：一是國家發(fā)展和改革委員會等部門聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于印發(fā)萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動實施方案的通知》中公布的萬家企業(yè)名單，全國共有16 076 家企事業(yè)單位。二是從中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）獲取的上市公司綠色專利數(shù)據(jù)，該綠色專利數(shù)據(jù)來自中國專利數(shù)據(jù)，“綠色”的界定依據(jù)是世界知識產(chǎn)權(quán)局公布的綠色專利分類號標準。三是從國泰安（CSMAR）獲取的上市公司其他數(shù)據(jù)，以及從EPS獲取的區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)，中國城市創(chuàng)新指數(shù)來自復旦大學產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心的研究報告［54］。數(shù)據(jù)時間跨度為2004—2018年。因2019年中國針對專利申請開展了整體監(jiān)管轉(zhuǎn)型，當年專利申請數(shù)量出現(xiàn)了二十多年來的首次下降［55］，故該研究未將2019年及其后的數(shù)據(jù)納入樣本研究。

將不同來源的數(shù)據(jù)匹配后，按照國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準，選取工業(yè)企業(yè)樣本，即采礦業(yè)、制造業(yè)以及“電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”這三大門類的企業(yè)樣本；刪除政策實施后才成立的企業(yè)樣本；剔除少于5年數(shù)據(jù)的企業(yè)樣本；剔除非正常上市的企業(yè)樣本；剔除規(guī)模極端的企業(yè)樣本。

3 實證結(jié)果

3. 1 統(tǒng)計描述和差異性分析

表2報告了核心變量的描述性統(tǒng)計。在經(jīng)過數(shù)據(jù)處理的10 517個樣本中，企業(yè)綠色發(fā)明專利申請量（GreIn?via）平均值為0. 946，標準差為6. 366，75% 分位數(shù)為0。說明樣本企業(yè)的綠色專利水平普遍較低，差異較大，零值占比大，零膨脹現(xiàn)象嚴重。政策變量treated 和after 平均值分別為0. 312 和0. 645，說明政策實驗組樣本占比較少，政策實施年度后的樣本占比較大。

表3顯示了政策實驗組與對照組在政策實施前后的組內(nèi)差異和組間差異的檢驗結(jié)果。萬家企業(yè)政策實施后，實驗組和對照組的綠色發(fā)明專利申請量均顯著增加，但實驗組增加更多。簡單雙重差分后的結(jié)果為正，且具有統(tǒng)計學意義上的顯著性，初步表明萬家企業(yè)政策促進了企業(yè)綠色專利數(shù)量的增加。

為初步檢驗雙重差分法的平行趨勢假定，繪制綠色發(fā)明專利申請量的均值趨勢如圖2所示。在萬家企業(yè)政策出臺前，實驗組和對照組的綠色發(fā)明專利申請量大致保持相同趨勢；政策出臺后，該趨勢發(fā)生較大改變，實驗組的增長高于對照組。平行趨勢假定得到初步驗證。

3. 2 基準結(jié)果分析

基準回歸結(jié)果見表4。其中，Control 表示是否控制企業(yè)層面特征變量和城市特征變量，F(xiàn)ixed_Effect 表示是否控制個體固定效應(yīng)，Year_FE 表示是否控制年份固定效應(yīng)，Ind_FE 表示是否控制行業(yè)固定效應(yīng)，Log 表示是否對被解釋變量進行對數(shù)化處理，Robust 表示是否采用聚類調(diào)整標準誤差，N 表示樣本量。文內(nèi)所有回歸均盡量采用聚類調(diào)整標準誤差，并盡可能地控制個體、時間、行業(yè)和省份效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，after_it× treated_it估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。說明萬家企業(yè)政策實施后，相比于不受監(jiān)管企業(yè)，受監(jiān)管企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平顯著提升。在萬家企業(yè)政策的監(jiān)管壓力下，被倒逼的企業(yè)并沒有完全選擇采用現(xiàn)有的技術(shù)，而是開展了綠色技術(shù)創(chuàng)新并取得了一定的成果。因此可得出萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響的結(jié)論，基準假設(shè)1得到驗證。

圖3展示了萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的動態(tài)效應(yīng)。從中可看出，政策實施前，after_it×treated_it估計系數(shù)不顯著。政策實施當年，政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)已初步顯現(xiàn)，原因可能是雖然該政策在2011才開始正式實施，但在確認名單過程中，企業(yè)已對政策產(chǎn)生預期；政策實施期間，企業(yè)綠色專利申請數(shù)量總體顯著增加，交互項系數(shù)均顯著為正且呈上升趨勢；政策結(jié)束后，交互項的系數(shù)有所回落，且顯著性有所下降。此結(jié)果表明，雙重差分估計的平行趨勢假設(shè)得到滿足。同時也表明，萬家企業(yè)政策在實施期間，其綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)顯著且顯著性隨時間增強。這與現(xiàn)實情況相符，即相對于研發(fā)投入，專利申請具有一定的時間滯后性。政策結(jié)束后，萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不顯著，該效應(yīng)不具有長期性、可持續(xù)性。因此，萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在時間上具有動態(tài)特征，假說3得以驗證。

計數(shù)數(shù)據(jù)模型的結(jié)果見表5。計數(shù)數(shù)據(jù)模型的系數(shù)含義不同于基準模型。以列（2）結(jié)果為例，它表明，與對照組相比，實驗組的綠色創(chuàng)新水平的自然對數(shù)的平均增加了約0. 76，其他列同理解釋。計數(shù)數(shù)據(jù)模型考慮了專利數(shù)據(jù)的離散特征、零膨脹特征以及估計方法的問題，所得到估計結(jié)果更為穩(wěn)健。從表5可看出，計數(shù)數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果依然支持了文章的基準假說1。

3. 3 穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)前文研究設(shè)計的思路，該研究從三個角度進行穩(wěn)健性檢驗。首先，將綠色技術(shù)創(chuàng)新的指標更換為實用新型專利的綠色申請數(shù)量，并使用更為穩(wěn)健的計數(shù)數(shù)據(jù)模型進行估計，結(jié)果依然穩(wěn)健（表6）。其次是安慰劑檢驗，為排除不可觀測特征的影響，參考Liu等［56］、周茂等［57］、宋弘等［58］的做法，采用隨機的思路，用500次隨機抽樣后的估計系數(shù)，繪制估計系數(shù)的核密度分布如圖4所示。估計系數(shù)基本服從正態(tài)分布，表明對企業(yè)樣本進行隨機分組后雙重差分的結(jié)果也服從隨機分布，符合安慰劑檢驗預期。最后，為提高實驗組與對照組的可比性，采用傾向性得分匹配法對實驗組和對照組進行匹配。考慮到可能影響企業(yè)是否入選為政策企業(yè)的因素，文章選取企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）、企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征（Ownership）、行業(yè)污染特征（ifhp）和市場勢力（Market）等企業(yè)特征變量作為協(xié)變量。匹配后的回歸結(jié)果見表7，符合穩(wěn)健性檢驗預期。其中，傾向性得分匹配前后變量的標準化偏差圖如圖5所示，匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)。

3. 4 作用機理分析

作用機理分析的回歸結(jié)果見表8。中介效應(yīng)模型結(jié)果見列（1）、列（2）。列（1）的結(jié)果展示了after_it × treated_it交互項系數(shù)顯著為正，即政策交互項對中介變量有顯著的正向影響，說明相比于非政策企業(yè)，受到萬家企業(yè)政策管制的政策企業(yè)能從地方政府獲得更高的補貼。而地方政府此行為的目的是通過獎勵和補貼的方式促進屬地內(nèi)企業(yè)完成節(jié)能減排目標，從而平衡經(jīng)濟績效與環(huán)保績效考核。列（2）中，grant 的系數(shù)表示在控制交互項的影響之后，中介變量grant 對綠色技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)。該系數(shù)顯著為正，說明政策企業(yè)所獲得的額外補貼進一步提高了企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。因此，政府補助這個中介變量存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)假設(shè)2得到驗證。

表8列（3）結(jié)果顯示，在after_it× treated_it 系數(shù)仍顯著為正的基礎(chǔ)上，treated_it×after_it×Innindex_it系數(shù)的估計值顯著為正，表明與城市創(chuàng)新指數(shù)較低的地區(qū)相比，在城市創(chuàng)新指數(shù)較高的地區(qū)，萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更為顯著。主要原因可能在于綠色技術(shù)創(chuàng)新水平高的地區(qū)的技術(shù)研發(fā)配套產(chǎn)業(yè)較為良好，創(chuàng)新要素齊全且流動性強。企業(yè)可接收到更多的創(chuàng)新溢出，更具有領(lǐng)先優(yōu)勢與規(guī)模優(yōu)勢。因此，萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在創(chuàng)新水平上的邊際特征顯著，邊際特征假設(shè)4得以驗證。

列（4）結(jié)果顯示，在after_it× treated_it系數(shù)接近正顯著的基礎(chǔ)上，treated_it×after_it×Ownership_it系數(shù)的估計值顯著為正，表明與私營企業(yè)相比，萬家企業(yè)政策對創(chuàng)新綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在國有企業(yè)中影響更大。說明國有企業(yè)更積極地響應(yīng)政府的節(jié)能減排號召，且國有企業(yè)在地方政府完成節(jié)能減排目標的過程中承擔了更多的責任。也有可能是，國有企業(yè)得到了更多用于綠色創(chuàng)新的資金和資源。異質(zhì)特征假說5得以驗證。

4 結(jié)論與啟示

基于萬家企業(yè)政策沖擊，以政策實施范圍內(nèi)的樣本企業(yè)為實驗組，政策實施范圍外的樣本企業(yè)為對照組，運用雙重差分法，從企業(yè)層面研究了萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及地方政府行為所起到的中介效應(yīng)。研究結(jié)果表明：①萬家企業(yè)政策顯著地促進了企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。考慮數(shù)據(jù)離散特征、零膨脹特征等因素后，該結(jié)論依然成立。在更換變量指標、安慰劑檢驗、經(jīng)匹配后回歸等一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論也依舊成立。②萬家企業(yè)政策的考核約束性影響了地方政府對企業(yè)的補貼行為，進而促進了企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。③萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)在政策期間顯著存在，政策結(jié)束后不顯著，具有動態(tài)特征。④萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有邊際特征。與城市創(chuàng)新指數(shù)較低的地區(qū)相比，在城市創(chuàng)新指數(shù)較高的地區(qū)，萬家企業(yè)政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更為顯著。⑤萬家企業(yè)政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有異質(zhì)特征。與私營企業(yè)相比，萬家企業(yè)政策對國有企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新促進作用更顯著。

上述研究發(fā)現(xiàn)，目標責任制在解決中國的環(huán)境問題和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮了積極的作用，由此得出政策啟示如下。

（1）優(yōu)化政策設(shè)計以積極引導企業(yè)提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。政策一方面要“堵住”企業(yè)的僥幸心理，另一方面要“疏通”企業(yè)走綠色技術(shù)創(chuàng)新之路的障礙。即政策要配套強硬的保障措施，加大違規(guī)懲罰力度，倒逼企業(yè)轉(zhuǎn)型。同時，積極利用研發(fā)補貼等政策手段，打通企業(yè)融資渠道，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)給予支持，降低企業(yè)創(chuàng)新成本，提高企業(yè)創(chuàng)新動力。

（2）構(gòu)建完善綠色發(fā)展導向的環(huán)保績效考核體系。切實強化節(jié)能減排績效考核，實行節(jié)能減排與經(jīng)濟增長雙掛鉤的綠色考核體系，提高對地方綠色技術(shù)創(chuàng)新績效的考核比重，引導地方轉(zhuǎn)變發(fā)展理念、開展良性競爭，警惕防范地方政府在環(huán)保問題上“逐底競爭”的不良現(xiàn)象。破除“唯GDP論”的思想，實現(xiàn)真正意義上的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（3）“因企制宜”地實施環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新激勵政策。制定手段靈活、強度相適的環(huán)境規(guī)制政策，充分了解企業(yè)痛點和難點，積極協(xié)助企業(yè)解決節(jié)能減排與綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中的問題。對創(chuàng)新水平較低、基礎(chǔ)較差地區(qū)的企業(yè)，其創(chuàng)新起步更為艱難，政府更需大力支持。高創(chuàng)新水平地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)更高，應(yīng)加強對該地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新的獎勵與激勵。要堅持解決民營企業(yè)融資難融資貴的問題。在對國有企業(yè)的監(jiān)管和考核中，應(yīng)加大綠色創(chuàng)新指標考核權(quán)重，以進一步提高國企的綠色創(chuàng)新積極性。

（責任編輯：王愛萍）