“無廢城市”建設試點的企業(yè)綠色創(chuàng)新效應

關鍵詞“無廢城市”；綠色創(chuàng)新；雙重差分模型；融資約束；公眾環(huán)境關注中圖分類號F062.2 文獻標志碼A 文章編號 1002-2104（2025）04-0144-13 DOI：10. 12062/cpre.20241126

科技創(chuàng)新是緩解氣候變化與環(huán)境問題、促進新質生產力增長的重要手段，綠色創(chuàng)新將科技創(chuàng)新與綠色技術相結合，是低碳轉型過程中的核心力量和重要支撐[1-2]。2022年12月，國家發(fā)展改革委和科技部印發(fā)《關于進一步完善市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系實施方案（2023—2025年）》，提出進一步完善市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位。

在減排控排背景下，中國通過宏觀政策積極協(xié)調推進綠色低碳轉型工作。2018年，國務院辦公廳印發(fā)《“無廢城市\(zhòng)"建設試點工作方案》，對推動構建“無廢城市\(zhòng)"建設指標體系做出具象化部署。2019年4月，在綜合考慮地理位置、經濟發(fā)展水平等因素后，生態(tài)環(huán)境部選取廣東省深圳市等11個城市和河北雄安新區(qū)等5個地區(qū)，開展“無廢城市\(zhòng)"建設試點（以下簡稱試點政策）。試點工作致力于按照市場可行化和商業(yè)可持續(xù)化原則，開展綠色頂層設計和綠色供應鏈探索建設，完善廢棄物資源化循環(huán)化利用，從而遏制資源粗放消耗型生產，推動試點地區(qū)企業(yè)規(guī)模化、高值化、集約化發(fā)展，培育一批“無廢城市\(zhòng)"建設示范模式。試點政策實施以來，各地區(qū)積極響應“無廢城市\(zhòng)"發(fā)展理念，從制度、市場、技術和監(jiān)管體系等方面，有序推進政策實施工作。但該項政策能否對企業(yè)綠色創(chuàng)新效應產生影響？是促使企業(yè)追求綠色創(chuàng)新數(shù)量上的迎合，還是助推企業(yè)從質量出發(fā)潛心研發(fā)？這一問題受到學術界和政策制定者的密切關注。

1文獻綜述

“無廢城市\(zhòng)"建設試點政策是深化我國固體廢物綜合管理改革的重要政策工具，是提升生態(tài)文明、建設美麗中國的關鍵舉措[3]。目前，有關\"無廢城市\(zhòng)"建設試點的研究主要聚焦在建設路徑探討和政策效果評估兩方面。在建設路徑探討方面，“無廢城市”國際聯(lián)盟將“無廢城市\(zhòng)"建設目標確定為模仿自然循環(huán)的系統(tǒng)性變革，強調負責任的生產、消費和回收再利用[4。中國的無廢戰(zhàn)略涵蓋了所有類型的固體廢物，在深入推進時可能會面臨缺乏戰(zhàn)略規(guī)劃和頂層設計、管理體制運行不暢、技術創(chuàng)新不足等諸多挑戰(zhàn)5。部分學者提出，通過啟用工業(yè)固體廢物全生命周期數(shù)字管理系統(tǒng)等數(shù)字化平臺，有關部門能夠引領工業(yè)固廢減量與集中統(tǒng)籌處置，綜合管控企業(yè)廢棄物污染治理全過程，從而發(fā)揮資源節(jié)約與減廢降碳的協(xié)同效應。此外，綜合運用價格機制、財稅政策、金融等經濟手段，創(chuàng)新企業(yè)投融資渠道并加強科技創(chuàng)新及應用轉化也是引導“無廢城市\(zhòng)"建設項目順利實施的關鍵途徑[5.7]。這些措施不僅能夠激勵企業(yè)創(chuàng)建綠色園區(qū)、綠色工廠，還能實現(xiàn)經濟效益與生態(tài)效益的雙贏。鑒于“無廢城市\(zhòng)"建設對促進固廢管理和低碳轉型的重要性，衡量和評估試點政策的成效成為市場參與者、監(jiān)管機構和政策制定者感興趣的話題。在政策效果評估方面，試點政策能夠減少前端廢物產生量和終端廢物儲存量，提高廢棄物利用處置率，降低城市碳排放量，促進城市低碳轉型[8-10]。除了上述單一指標評價方法，學者們還利用多指標綜合評價法對\"無廢城市\(zhòng)"建設成效進行整體評價，在反映固體廢物源頭減量、資源化利用和最終處置等各項直接成效的同時，考慮各地區(qū)在建設過程中的政策保障能力、公眾滿意程度等間接指標，更加合理地評價基于不同經濟水平和資源再利用稟賦下的“無廢城市\(zhòng)"建設成效[9，11-12]。

綠色創(chuàng)新是兼具環(huán)境保護與技術創(chuàng)新的創(chuàng)新形式，也是生態(tài)建設與經濟發(fā)展之間的橋梁。它不僅能夠從技術層面提供解決污染物排放、回收與處理問題的方案，還能夠深入生產端經營和客戶端產品銷售環(huán)節(jié)，成為企業(yè)提升自身產品競爭力和推動綠色轉型的重要工具。現(xiàn)有關于企業(yè)綠色創(chuàng)新影響因素的研究文獻主要集中在以下兩個方面：一是企業(yè)層面微觀因素對綠色創(chuàng)新產生的影響。研究表明，加快企業(yè)數(shù)字化轉型進程[13]、完善內部治理機制14以及增強環(huán)境倫理意識15均是綠色創(chuàng)新效應的重要內部驅動因素，能夠正向影響企業(yè)綠色創(chuàng)新行為。另有學者基于研發(fā)聯(lián)盟組合視角出發(fā)，探究研發(fā)合作伙伴綠色創(chuàng)新的平均程度及離散程度對企業(yè)綠色創(chuàng)新產出的促進與阻礙作用[16]。二是環(huán)境規(guī)則、制度創(chuàng)新等宏觀因素。研究表明，碳排放權交易政策 SO₂ 排放權交易政策8等市場激勵型環(huán)境規(guī)制能夠通過價格引導機制，激勵企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。此外，不同的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動呈現(xiàn)不同的異質性影響，市場激勵型環(huán)境規(guī)制通過提升企業(yè)經營成本誘發(fā)綠色創(chuàng)新逐底競爭，而命令控制型環(huán)境規(guī)制所引致的綠色創(chuàng)新逐頂競爭則主要源于綠色研發(fā)投資增加的中介效應和經營成本提升的遮掩效應[19]。

通過梳理國內外研究現(xiàn)狀與發(fā)展趨勢發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻對探究試點政策執(zhí)行效果提供了有益參考，也為進一步研究提供了借鑒。本研究將從“無廢城市\(zhòng)"建設試點政策效應評估和綠色創(chuàng)新動機兩方面總結現(xiàn)有研究特色。① 由于“無廢城市\(zhòng)"建設不僅囊括工業(yè)綠色生產、農業(yè)綠色生產、居民生活垃圾治理等綜合管理，還包括政策資源配置、環(huán)境風險控制和產業(yè)模式培育等多項任務，以往文獻利用省市無廢指數(shù)和固體廢物物質流碳足跡等方法所得到的政策效應，更傾向于從宏觀和中觀層面評估，在度量微觀效應層面考慮不足。而企業(yè)作為市場參與主體，是政策施行的重要一環(huán)，考察政策能否精準落實到企業(yè)并真正促進其綠色創(chuàng)新，亟待進一步研究與探討。 ② 綠色創(chuàng)新是推動負碳減排的重要抓手，也是企業(yè)回應政府環(huán)境政策以及提高自身盈利能力的重要方式[20]。在企業(yè)綠色創(chuàng)新過程中，不同創(chuàng)新動機會產生差異化結果，除了以推動技術進步和保持產品競爭優(yōu)勢為目的的高質量科技創(chuàng)新行為外，還存在以獲取其他利益為目的的創(chuàng)新活動。因此，有學者基于企業(yè)創(chuàng)新動機的不同，將企業(yè)創(chuàng)新劃分為實質性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新[20-21]。現(xiàn)有文獻多聚焦于從企業(yè)綠色創(chuàng)新內容與強度的角度對企業(yè)綠色創(chuàng)新行為進行研究，并未進一步探討綠色創(chuàng)新動機及相應結果[22-23]。但事實上，要加快固廢治理和節(jié)能減碳技術的研發(fā)與推廣，更需要著眼于企業(yè)是否進行了有助于科技進步的實質性創(chuàng)新，而非以攫取政府綠色補貼和提高企業(yè)綠色聲譽為目的的策略性創(chuàng)新[21]。因此，從企業(yè)綠色創(chuàng)新動機的微觀視角考察政策實施效果，對加速企業(yè)利用技術手段控排減排，加快推動“無廢城市\(zhòng)"建設有著尤為重要的意義。

基于此，本研究以2018年《“無廢城市\(zhòng)"建設試點工作方案》的印發(fā)為準自然實驗，利用雙重差分模型，從綠色創(chuàng)新動機視角出發(fā)，考察“無廢城市”建設試點對企業(yè)實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的政策效應與作用機制。可能的邊際貢獻主要包括： ① 拓展\"無廢城市\(zhòng)"建設試點政策的研究視角。從企業(yè)綠色創(chuàng)新動機出發(fā)，將企業(yè)綠色創(chuàng)新分為實質性綠色創(chuàng)新與策略性綠色創(chuàng)新，深入討論“無廢城市\(zhòng)"建設試點對差異化動機下企業(yè)綠色創(chuàng)新的政策效應，有助于揭示該試點政策下企業(yè)差異化綠色創(chuàng)新動機是否能夠切實地推動企業(yè)綠色核心競爭力提高。 ② 污染密集型行業(yè)產生的大宗工業(yè)固體廢物是現(xiàn)階段“無廢城市\(zhòng)"建設的治理重點，其環(huán)保行為直接影響到“無廢城市\(zhòng)"建設成效。采用三重差分模型，從行業(yè)污染密集程度、企業(yè)規(guī)模及產權性質3方面進行異質性分析，直接展示試點政策對不同類型企業(yè)的綠色創(chuàng)新效應及組間差異。 ③ 從企業(yè)融資、研發(fā)投人和外部公眾關注視角研究“無廢城市\(zhòng)"建設試點對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，為提高政策實施精準度、促進企業(yè)固體廢物減排和可持續(xù)發(fā)展提供政策建議。

2理論分析與研究假設

2.1政策背景

我國固體廢物處置面臨資源利用效率低、協(xié)同處理不足等嚴峻挑戰(zhàn)，垃圾圍城現(xiàn)象日益嚴重。2018年，國務院辦公廳印發(fā)《“無廢城市\(zhòng)"建設試點工作方案》，將“無廢城市\(zhòng)"建設作為推進城市綜合固體廢物管理改革的有力工具。試點政策致力于推行綠色生產生活方式，從源頭減少固體廢物，提高資源利用率，從而最大限度減少環(huán)境污染。2021年，《中共中央國務院關于深入打好污染防治攻堅戰(zhàn)的意見》進一步強調穩(wěn)步推進“無廢城市\(zhòng)"建設，健全“無廢城市\(zhòng)"建設相關制度、技術、市場、監(jiān)管體系，推進城市固體廢物精細化管理。2024年，《中共中央國務院關于全面推進美麗中國建設的意見》提出，到2035年，“無廢城市”建設實現(xiàn)全覆蓋。同年10月，生態(tài)環(huán)境部明確表示，將“無廢城市\(zhòng)"建設面向全國推開。這標志著“無廢城市\(zhòng)"建設步入新階段。

2.2“無廢城市\(zhòng)"建設試點與企業(yè)綠色創(chuàng)新

試點政策以廢棄物減排和資源化利用為基礎，以生態(tài)環(huán)境保護為目標，影響企業(yè)技術創(chuàng)新轉型和產業(yè)結構升級，協(xié)調企業(yè)生產經營與污染排放，通過生產和消費方式的轉換，使經濟活動給生態(tài)環(huán)境帶來的負外部性降到最低[24-25]。“波特假說\"認為，合理的環(huán)境政策在抑制污染排放的同時，能夠促使生產者進行技術創(chuàng)新研發(fā)，以專利技術創(chuàng)新帶來的經濟效益，部分或全部補償環(huán)境污染防治額外耗費的成本，從而釋放經濟紅利和環(huán)境紅利，謀取企業(yè)綠色低碳轉型與利潤增長的雙贏局面[26-27]。“無廢城市\(zhòng)"建設試點通過增值稅、環(huán)境保護稅等稅收優(yōu)惠政策和綠色金融資金支持措施，引導企業(yè)通過綠色創(chuàng)新綜合減排，并加強對違法排污企業(yè)的監(jiān)督，同時發(fā)揮強制性與誘導性雙重效應，促進企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。基于以上分析，提出研究假設H1。

H1：“無廢城市”建設試點將顯著促進試點地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2.3實質性綠色創(chuàng)新與策略性綠色創(chuàng)新

根據(jù)組織合法性理論，在控排政策日益完善的背景下，企業(yè)需要主動地通過綠色創(chuàng)新等減排手段來滿足廢棄物監(jiān)管要求，響應相關環(huán)境政策和指導方針[20]。從企業(yè)綠色創(chuàng)新動機來看，可以將企業(yè)綠色創(chuàng)新劃分為實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新。由于政策制定者與企業(yè)間存在信息不對稱制約，無法獲知企業(yè)綠色創(chuàng)新具體投入產出情況。因此，在此基礎上的創(chuàng)新行為有時僅表現(xiàn)為策略性綠色創(chuàng)新，即追求“數(shù)量”而非“質量\"的綠色創(chuàng)新[21]。這類綠色創(chuàng)新風險小、投入少、周期短，能夠快速釋放綠色創(chuàng)新信號，增加企業(yè)尋租機會，為企業(yè)帶來綠色政策補貼與資金支持[28]。與策略性綠色創(chuàng)新相比，以科技發(fā)明和提升綠色核心競爭力為主的實質性綠色創(chuàng)新活動存在高風險、高投入、長周期的特性，通常不符合企業(yè)在短期內粉飾自身綠色創(chuàng)新能力、提高企業(yè)綠色聲譽、迎合環(huán)境政策目標，從而獲取政府環(huán)保補助與綠色資金的需要[29]。基于此，提出研究假設H2。

H2：“無廢城市\(zhòng)"建設試點對策略性綠色創(chuàng)新影響更大，對實質性綠色創(chuàng)新影響偏弱。

2.4“無廢城市\(zhòng)"建設試點影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機制

2.4.1融資約束路徑

企業(yè)進行綠色創(chuàng)新活動需要穩(wěn)定充足的資金支持，而綠色創(chuàng)新活動的動態(tài)性、復雜性及高風險性，使企業(yè)面臨嚴重的外部融資瓶頸，影響企業(yè)綠色創(chuàng)新效率[30]。為此，試點地區(qū)有關政府部門加大各級財政資金統(tǒng)籌整合力度，為企業(yè)提供綠色發(fā)展稅費優(yōu)惠服務，有助于增加企業(yè)稅后凈收益，進一步提高綠色技術研發(fā)資金投入水平，保持綠色創(chuàng)新投人持續(xù)性[31]。同時，引導金融和投資機構等社會資本在風險可控范圍內為當?shù)仄髽I(yè)提供綠色金融支持，通過資本分配、風險分擔等方式緩解企業(yè)融資約束程度，降低融資成本，提高融資效率，從而促進企業(yè)綠色創(chuàng)新產出提高[32]。基于上述分析，進一步提出研究假設H3a。

H3a：“無廢城市\(zhòng)"建設試點通過緩解企業(yè)融資約束促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2.4.2研發(fā)人員投入路徑

企業(yè)創(chuàng)新通常源自新知識、新技術、新信息的獲取、利用和突破。而研發(fā)人員通常具備專業(yè)背景，并且活躍于行業(yè)前沿一線科研之中，能夠促進企業(yè)對先進知識與技術的獲取[33]。因此，企業(yè)研發(fā)人員投入是影響自主創(chuàng)新能力的關鍵因素。試點建設方案中明確要求試點地區(qū)要重視節(jié)能減排、廢物利用等領域環(huán)保科研人才的培養(yǎng)，加大專項技術人才支持力度，出臺多項人才政策，吸引技術研發(fā)人才聚集。此類政策使政府部門承擔了更多人才激勵成本，從而一定程度上降低當?shù)仄髽I(yè)的研發(fā)人才雇傭成本，促使企業(yè)加大對研發(fā)人員的招聘和投入，利用人才要素聚集為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動提供人力資源支持[34-35]。基于上述分析，進一步提出研究假設 H3b 。

H3b：“無廢城市\(zhòng)"建設試點通過增加企業(yè)研發(fā)人員投入促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2.4.3公眾環(huán)境關注路徑

公眾環(huán)境關注體現(xiàn)了公眾的環(huán)境偏好，從而培養(yǎng)企業(yè)環(huán)保意識，鼓勵綠色創(chuàng)新投資，提高綠色創(chuàng)新水平[36]。作為受環(huán)境污染和廢棄物排放直接影響的個人，當公眾意識到環(huán)境問題帶來的負外部性對其自身環(huán)境權益產生不利影響時，公眾能夠通過“用錢投票”和“用嘴投票”來表達環(huán)境偏好，監(jiān)督企業(yè)減排行為并敦促企業(yè)綠色創(chuàng)新進步[37-38]。一方面，試點政策帶來的公眾環(huán)境關注能夠轉化為對綠色產品的偏好，通過“用錢投票\"提高綠色產品的市場競爭力，確保企業(yè)在綠色產品創(chuàng)新方面投資的長期價值，并增強企業(yè)增加綠色創(chuàng)新投資的信心[39]；另一方面，公眾“用嘴投票”可以借助輿論的力量反映環(huán)保訴求，向企業(yè)施加環(huán)保壓力，倒逼企業(yè)進行綠色創(chuàng)新以樹立可持續(xù)發(fā)展的企業(yè)形象[40]。基于上述分析，進一步提出研究假設 H3c 。

H3c：“無廢城市\(zhòng)"建設試點通過提高公眾環(huán)境關注促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

3 研究設計

3.1樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究以2012—2022年A股上市公司為研究對象，按照以下標準對樣本數(shù)據(jù)進行預處理： ① 剔除金融保險業(yè)和房地產業(yè)上市公司； ② 剔除非正常交易的上市公司（包括ST和*ST）； ③ 剔除相關數(shù)據(jù)嚴重缺失的上市公司。企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)源自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（Chineseresearchdataservicesplatform，CNRDS），公眾環(huán)境關注數(shù)據(jù)源自百度指數(shù)，其他公司財務數(shù)據(jù)源自國泰安數(shù)據(jù)庫。最終獲得2081家企業(yè)的19668個年度觀測值。為消除異常值影響，對連續(xù)變量進行上下 1% 縮尾處理。

3.2變量定義

3.2.1被解釋變量

本研究被解釋變量是企業(yè)綠色創(chuàng)新 （G） ，以綠色專利獲得數(shù)量進行衡量[41]。進一步地，從綠色創(chuàng)新動機出發(fā)，將企業(yè)綠色創(chuàng)新分為實質性綠色創(chuàng)新 （I） 和策略性綠色創(chuàng)新 （U） 。參照黎文靖等[21的做法，分別利用綠色發(fā)明專利獲得數(shù)量和綠色實用新型專利獲得數(shù)量進行衡量。

3.2.2 解釋變量

本研究解釋變量為“無廢城市\(zhòng)"建設試點，由試點地區(qū)虛擬變量 （X1） 和政策實施虛擬變量 （X2） 的交互項構成。 X1 表示試點地區(qū)虛擬變量，若企業(yè)位于試點地區(qū)，則X1=1 ，否則為0。 X2 表示政策實施虛擬變量，即2018年《“無廢城市\(zhòng)"建設試點工作方案》的印發(fā)，方案實施后 X2= 1，否則為 0 二者交乘項（ ?_X1×X2 的系數(shù)是雙重差分估計值，表示試點政策的企業(yè)綠色創(chuàng)新效應。

3.2.3控制變量

為控制影響企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的其他經濟特征指標，參考相關文獻[42-44]，選擇托賓Q值 （Q） 、資產負債率（D 、凈資產收益率 （R） 、獨立董事占比 （N） 、股權集中度（H） 、企業(yè)成長性 （o） 等企業(yè)層面特征變量作為控制變量。變量具體定義見表1。

3.3模型構建

本研究構建如下雙重差分模型，檢驗試點政策對不同動機下企業(yè)綠色創(chuàng)新的政策效應。

G_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

I_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

U_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： G_it?I_it 和 U_it 為被解釋變量，分別表示企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新； α₀α₁ 和 α₂ 表示待估計參數(shù)。 X1_i×X2_t 是核心解釋變量，表示“無廢城市\(zhòng)"建設試點，由試點地區(qū)虛擬變量 （X1_i） 和政策實施虛擬變量 （X2_t） 的交乘項構成。其系數(shù) α₁ 即為政策實施效應，若回歸得到的估計值 α₁ 顯著大于零，則表明與非試點地區(qū)相比，試點政策對試點地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效應存在顯著促進作用。 C_it 表示一系列企業(yè)層面控制變量， δ_i 表示個體固定效應， γ_ι 表示年份固定效應， ε_?i 表示誤差項。

4實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計結果見表2。樣本企業(yè)綠色創(chuàng)新 （G） 的最大值和最小值分別為68和0，平均值為3.979，標準差為10.018，表明綠色創(chuàng)新水平在樣本企業(yè)中存在差異。樣本企業(yè)實質性綠色創(chuàng)新 （I） 的最大值為25，平均值為1.020，均遠小于策略性綠色創(chuàng)新 （U） 的最大值49和平均值2.881，表明樣本企業(yè)綠色創(chuàng)新以策略性綠色創(chuàng)新為主。

4.2 雙重差分回歸

表3列（1）、列（2）報告了試點政策影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的回歸結果。列（1）中未加入控制變量，交互項估計系數(shù)顯著為正。列（2）加人控制變量后，交互項估計系數(shù)依舊顯著為正。表明試點政策能夠促進企業(yè)綠色創(chuàng)新，支持了研究假設H1。

4.3不同綠色創(chuàng)新動機下的政策效應

區(qū)分不同綠色創(chuàng)新動機后的回歸結果展示在表3列（3）一列（6。列（3）列（4）分別匯報了在未加入控制變量時，試點政策對企業(yè)實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。列（5）列（6）分別匯報了加入控制變量后，試點政策對企業(yè)實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。在控制公司層面特征變量后，策略性綠色創(chuàng)新的交乘項估計系數(shù)顯著為正，而實質性綠色創(chuàng)新的交乘項估計系數(shù)并未呈現(xiàn)顯著性。表明相較于實質性綠色創(chuàng)新，試點政策對策略性綠色創(chuàng)新的促進作用更加顯著。上述結果支持了研究假設H2。

4.4穩(wěn)健性檢驗

4.4.1平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是雙重差分模型應用的重要前提，即要求處理組和控制組的綠色創(chuàng)新在政策實施前應當不存在系統(tǒng)性差異。為保證事件前后窗口期的平衡、避免共線性問題和縮小估計偏誤，參考張子堯等[45]、任勝鋼等[46]的研究，將早于事件窗口觀測值的相對時期 （l?4） 的數(shù)據(jù)進行適當截斷，并在 95% 置信區(qū)間下進行平行趨勢檢驗。圖1繪制了平行趨勢檢驗結果，橫坐標代表年份，縱坐標代表政策影響系數(shù)。結果顯示，相關系數(shù)在試點政策實施前均不顯著，表明處理組和控制組在政策實施前并無明顯差異，滿足平行趨勢假設。政策實施后，估計系數(shù)從第3年開始顯著為正并逐漸增大，說明試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新效應的影響滯后兩年且逐漸增強。滯后原因可能是：綠色專利的立項、研發(fā)、申請和審批具有投資大、周期長的特點，反映在綠色專利獲得數(shù)量上可能存在一定滯后性。

4.4.2安慰劑檢驗

為檢驗試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進效應是否受到其他時間、地區(qū)層面不可觀測或控制因素的影響，選擇進行安慰劑檢驗。在全部地級市中隨機抽取與處理組數(shù)量相同的虛擬處理組，并由此構建虛擬交互項，重新進行模型（1）的雙重差分回歸。按上述過程重復1000次，得到如圖2所示的虛擬交乘項估計系數(shù)值以及相應 P 值。可以看出，安慰劑檢驗的回歸系數(shù)估計值基本分布在0附近，且雙重差分回歸系數(shù)估計結果1.259（圖中虛豎線所示）未包含在檢驗結果中。大多數(shù)估計值的 P 值在 10% 的水平上不顯著。基準回歸結論仍然穩(wěn)健。

4.4.3傾向得分匹配

為避免選擇偏誤所帶來的估計偏差，采用傾向得分匹配（propensityscorematching，PSM）和雙重差分（differ-ences-in-differences，DID）相結合的方法（PSM-DID）進行穩(wěn)健性檢驗[47]。選取前文控制變量作為特征變量，采用1：4最近鄰匹配為處理組匹配合理的控制組，以減少自選擇偏誤所帶來的內生性問題。在此基礎上，重新進行模型（1）雙重差分回歸。PSM-DID結果見表4列（1）—列（3）。企業(yè)綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的交乘項估計系數(shù)均顯著為正，而實質性綠色創(chuàng)新的交乘項估計系數(shù)并未呈現(xiàn)顯著性，表明試點政策顯著促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新效應，且對策略性綠色創(chuàng)新的促進更為顯著。在經過傾向得分匹配后，結果依然穩(wěn)健。

4.4.4Tobit回歸

考慮到企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)均大于等于0且在0處存在堆積現(xiàn)象，數(shù)據(jù)分布存在左截尾特點。參考解學梅等[48]、崔麗等[49]的研究，選擇控制個體固定效應和時間固定效應的雙重Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表4列（4）一列（6）。在列（4）中，交乘項估計系數(shù)顯著為正，表明試點政策顯著促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新。在區(qū)分綠色創(chuàng)新動機后發(fā)現(xiàn)，列（6）中交乘項估計系數(shù)顯著為正，而列（5）中交乘項估計系數(shù)并未呈現(xiàn)顯著性，表明試點政策對策略性綠色創(chuàng)新的促進作用更強，對實質性綠色創(chuàng)新的促進作用偏弱。進一步證實結果的穩(wěn)健性。

4.4.5排除其他政策干擾

為排除同期其他政策影響，參考許文立等50的研究，加入研究時間段中實施的碳排放權交易試點政策 （E1） 、用能權交易試點政策 （E2） 、電子商務示范城市試點政策（E3）和低碳城市試點政策 （E4） 的政策虛擬變量后重新進行回歸，回歸結果見表5列（1）一列（3）。在列（1）列（3）中，交乘項估計系數(shù)1.360和1.094均在 1% 的水平上顯著為正，而列（2）中，交乘項估計系數(shù)在 5% 水平上顯著且僅為0.161。結果表明，在排除同期其他政策干擾后，試點政策顯著促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新，且對策略性綠色創(chuàng)新的促進效應更顯著，依然證明主要結論是穩(wěn)健的。

4.4.6替換被解釋變量

考慮到綠色專利一旦開發(fā)出來，即使沒有得到國家知識產權局的授權批準，也可以直接用于企業(yè)的生產和銷售，對企業(yè)績效產生影響[25]。因此，為進一步確保基準回歸結果的穩(wěn)健性，通過替換被解釋變量為綠色專利申請量的方式進行穩(wěn)健性檢驗，結果見列（4）一列（6）。結果表明，替換被解釋變量后，交乘項估計系數(shù)仍顯著為正，驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

5 異質性分析

前文已經驗證了試點政策對試點地區(qū)企業(yè)不同動機下綠色創(chuàng)新效應的影響，但行業(yè)污染密集程度、企業(yè)規(guī)模、產權性質的不同是否會對試點政策的綠色創(chuàng)新效應產生一定差異？參考肖仁橋等[23]的研究，采用三重差分法對試點政策的綠色創(chuàng)新效應進行異質性分析，并構建如下三重差分模型：

G_it=θ₀+θ₁X1_i×X2_t×ω+θ₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： θ₀?θ₁ 和 θ₂ 表示待估計參數(shù)， ω 分別表示行業(yè)污染密集程度 （P） 、企業(yè)規(guī)模 （A） 和產權性質 （S） 。當 ω 表示行業(yè)污染密集程度時，若考察高污染密集程度行業(yè)的政策效應，則令高污染密集程度行業(yè) P=1 ，非高污染密集程度行業(yè) P=0 ；若考察非高污染密集程度行業(yè)的政策效應，則令非高污染密集程度行業(yè) P1=1 ，高污染密集程度行業(yè)P1=0 當 ω 表示企業(yè)規(guī)模時，若考察大規(guī)模企業(yè)的政策效應，則令大規(guī)模企業(yè) A=1 ，小規(guī)模企業(yè) A=0 ；若考察小規(guī)模企業(yè)的政策效應，則令小規(guī)模企業(yè) A1=1 ，大規(guī)模企業(yè)A1=0 。當 ω 表示產權性質時，若考察國有企業(yè)的政策效應，則令國有企業(yè) S=1 ，非國有企業(yè) S=0 ；若考察非國有企業(yè)的政策效應，則令非國有企業(yè) S1=1 ，國有企業(yè) S1=0 交乘項系數(shù) θ₁ 是重點關注的估計系數(shù)。其他變量含義與上文一致。

對于行業(yè)污染密集程度異質性，參考潘愛玲等[51]的研究，將煤炭開采和洗選業(yè)等16個行業(yè)作為高污染密集程度行業(yè)，其他行業(yè)作為非高污染密集程度行業(yè)。對于企業(yè)規(guī)模異質性，參考陳詩思[22]，以企業(yè)年末總資產來衡量企業(yè)規(guī)模，將年末總資產大于樣本企業(yè)年末總資產中位數(shù)的企業(yè)作為大規(guī)模企業(yè)，反之，則作為小規(guī)模企業(yè)。

5.1行業(yè)污染密集程度

表6報告了行業(yè)污染密集程度異質性回歸結果。列（1）一列（3）分別匯報了高污染密集程度行業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。列（4）一列（6分別匯報了非高污染密集程度行業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。結果表明，試點政策對高污染密集程度行業(yè)的綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新并無顯著影響，對實質性綠色創(chuàng)新則表現(xiàn)為顯著的約束效應，這一發(fā)現(xiàn)與崔惠玉等的研究相似。而相反地，試點政策對非高污染密集程度行業(yè)的綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新以及策略性綠色創(chuàng)新均表現(xiàn)為顯著促進效應。高污染行業(yè)的生產經營活動通常伴隨大量污染物排放，當響應試點政策帶來的補償性收益無法覆蓋企業(yè)環(huán)保成本時，基于經濟理性考量，企業(yè)可能逆向選擇生產線末端廢棄物治理或暫時停產減產等策略，而非開展技術性減排。而在環(huán)境政策驅動下，低污染行業(yè)更契合綠色投資要求，其市場認可度和融資能力的提升將有效激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新。

5.2企業(yè)規(guī)模

試點政策的企業(yè)規(guī)模異質性回歸結果見表7。列（1）一列（3）分別匯報了大規(guī)模企業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。列（4）一列（6分別匯報了小規(guī)模企業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。試點政策顯著促進了試點地區(qū)大規(guī)模企業(yè)的綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新以及策略性綠色創(chuàng)新，但抑制了小規(guī)模企業(yè)的綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新以及策略性綠色創(chuàng)新。與小規(guī)模企業(yè)相比，大規(guī)模企業(yè)依托規(guī)模經濟效應和融資渠道優(yōu)勢，能夠構建起持續(xù)穩(wěn)定的綠色創(chuàng)新支持體系，從而緩解綠色創(chuàng)新研發(fā)和轉化過程中的不確定性風險。而受制于資源稟賦約束的小規(guī)模企業(yè)，難以在資源有限市場上獲得足夠的創(chuàng)新補償，導致綠色創(chuàng)新效能弱化。

5.3產權性質

根據(jù)企業(yè)產權性質差異，將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)并進行三重差分回歸，結果見表8。列（1）一列（3）分別匯報了國有企業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。列（4）—列（6）分別匯報了非國有企業(yè)中，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的回歸結果。試點政策對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新、實質性綠色創(chuàng)新以及策略性綠色創(chuàng)新均產生顯著促進作用，對非國有企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新無顯著影響，但對非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新和實質性綠色創(chuàng)新表現(xiàn)為顯著抑制作用。相較于自負盈虧的非國有企業(yè)，地方官員在晉升錦標賽驅動下通過政策傳導機制定向賦能國有企業(yè)，能夠支持國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。此外，國有企業(yè)同時具有經濟績效和社會責任雙重目標，促使其主動內化政策要求，通過綠色技術手段降低排放強度，以創(chuàng)新實踐推動“無廢城市\(zhòng)"建設。

6 作用機制分析

基于前文理論分析，構建中介效應模型檢驗試點政策影響不同動機下企業(yè)綠色創(chuàng)新效應的作用機制[53]。模型設定如下：

G_ii=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

M_it=φ₀+φ₁X1_i×X2_t+φ₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： M_it 為中介變量，即融資約束 （M1^? 、研發(fā)人員投人 （M2） 和公眾環(huán)境關注（M3）。 φ₀?φ₁?φ₂?ψ₀?ψ₁?ψ₂ 和 ψ₃ 表示待估計參數(shù)。其他變量定義與上文保持一致。

6.1融資約束

鑒于WW指數(shù)與KZ指數(shù)包含現(xiàn)金流等內生性金融變量，易受到內生性因素干擾，本研究選取SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度[42.54]，檢驗結果見表9。結果表明，融資約束是試點政策影響企業(yè)綠色創(chuàng)新效應的作用機制，且該作用機制主要體現(xiàn)在對策略性綠色創(chuàng)新的影響中，從而驗證了假設 H3a_c 。試點政策通過激活綠色金融聚集效應，推動金融要素向綠色創(chuàng)新項目流動，構建多元化融資渠道以緩解融資約束，促使企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。

6.2 研發(fā)人員投人

研發(fā)人員投人是企業(yè)綠色創(chuàng)新的核心要素。參考曾萍等[55的研究，以研發(fā)人員占總員工人數(shù)之比的自然對數(shù)衡量科研人員投入，檢驗結果見表 10 結果表明，研發(fā)人員投入是試點政策促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機制，且這一機制更多地通過促使企業(yè)進行策略性綠色創(chuàng)新來提升綠色創(chuàng)新水平，從而驗證了假設 H3b 。試點地區(qū)通過人才引進政策促進企業(yè)人力資源存量積累和知識技術等智力要素加速聚集，持續(xù)賦能企業(yè)綠色創(chuàng)新進程。

6.3 公眾環(huán)境關注

隨著公眾環(huán)境關注度的提高，這種“自下而上\"的力量逐漸對企業(yè)的創(chuàng)新活動產生重要影響。參考徐妍等40和馬苓等39的研究，利用百度“環(huán)境污染\"搜索指數(shù)年均值的自然對數(shù)測度公眾環(huán)境關注，檢驗結果見表11。由于列（4）中交乘項系數(shù) ψ₂ 在 1% 水平上正向顯著，而公眾環(huán)境關注系數(shù) ψ₁ 并未呈現(xiàn)顯著性，因此，為了增強機制檢驗結果的可信度，參考溫忠麟等[53]、史亞雅等[56的研究，進行重復1000次的中介效應Bootstrap檢驗。直接效應的 95% Mon-teCarlo置信區(qū)間為（2.302，3.183），不包含0，表明試點政策對企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新存在影響。中介效應的 95%MonteCarlo置信區(qū)間為（0.275，0.387），不包含0，說明公眾環(huán)境關注的中介效應成立。結果表明，公眾環(huán)境關注是試點政策促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機制，且這一機制更多地通過促使企業(yè)進行策略性綠色創(chuàng)新來提升綠色創(chuàng)新水平，從而驗證了假設 H3c 。試點政策鼓勵公眾參與“無廢城市\(zhòng)"協(xié)同治理，提高公眾環(huán)境關注度，促使企業(yè)借助綠色創(chuàng)新回應公眾生態(tài)訴求，實現(xiàn)綠色創(chuàng)新和技術升級。

7研究結論與政策啟示

本研究以2012—2022年A股上市公司為研究對象，采用雙重差分法，檢驗了差異化創(chuàng)新動機下“無廢城市”建設試點的企業(yè)綠色創(chuàng)新效應，并分析了其影響機制。研究發(fā)現(xiàn)： ① “無廢城市\(zhòng)"建設試點能夠顯著推動企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。通過區(qū)分綠色創(chuàng)新動機，發(fā)現(xiàn)試點政策對策略性綠色創(chuàng)新的促進作用更為顯著，對實質性綠色創(chuàng)新的促進作用偏弱。該結論在經過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。 ② 異質性分析表明，試點政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用在非高污染密集程度行業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和國有企業(yè)中更為顯著。 ③ 機制分析表明，試點政策通過緩解融資約束、增加研發(fā)人員投入和提高公眾環(huán)境關注3個渠道對綠色技術創(chuàng)新產生正向影響，并且更多地通過促使企業(yè)進行策略性綠色創(chuàng)新來提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。

基于以上研究結論，得到如下政策啟示。

第一，試點政策有助于促進企業(yè)進行綠色創(chuàng)新，有必要推動新一批“無廢城市\(zhòng)"建設工作。在試點過程中應當構建“宏觀引導-微觀激活\"雙軌驅動機制，在強化政策供給端頂層設計的同時，建立企業(yè)實質性創(chuàng)新激勵機制，推動實質性綠色創(chuàng)新應用于工業(yè)廢物的處置與循環(huán)利用。

第二，試點過程中應綜合考慮企業(yè)異質性特征。例如，對高污染行業(yè)進行約束雖然能在短時間內減少工業(yè)廢棄物排放，但從長期視角來看，可能會使企業(yè)陷入難融資、難創(chuàng)新、難轉型的困境。因此，應制定科學合理的精準化政策體系，完善多元化融資渠道，積極培育產業(yè)發(fā)展新模式。

第三，構建成果轉化效益可觀的綠色創(chuàng)新變現(xiàn)機制。重點布局污染物源頭減量、資源化利用和無害化處置技術研發(fā)，發(fā)揮產業(yè)集群優(yōu)勢和人才集群優(yōu)勢，推行企業(yè)循環(huán)式生產、產業(yè)循環(huán)式組合、園區(qū)循環(huán)化改造的發(fā)展模式，實現(xiàn)由綠色創(chuàng)新資源到低碳經濟效益的順利轉變。

第四，培養(yǎng)社會公眾的環(huán)保參與意識，發(fā)揮公眾在“無廢城市”建設中的主體作用：引導社會公眾參與廢棄物管理，形成環(huán)境友好型生活習慣，減少廢棄物的產生；運用信息公開和監(jiān)督機制拓展公眾參與渠道，鼓勵社會公眾監(jiān)督廢棄物處理，提高公眾環(huán)保參與度。

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Impact of zero-waste pilot city constructionon corporate green innovation

CHAI Shanglei，ZHOU Qianqian1，WEI Wei23，CAO Mengjun1 （1.Business School，Shandong Normal University，Jinan Shandong 25oo14，China; 2.School of Management， Zhengzhou University，Zhengzhou Henan 45ooO1， China; 3.ConstructionInnovation CenterforPublic ManagementDiscipline，Zhengzhou University，Zhengzhou Henan45，China）

AbstractTheconstructionofzero-wastepilotcitisisasigificantinitativetopromotemunicipalsolidasteprevenionadeologi calcivilzationinChina.Usinganualpaneldatafrom2O81A-sharelistedcompaniesinChinafrom2O12to222，thisstudyemployeddiferes-direseotopcallstteipactofzrowasteptityonstructioorpategeniovtion.Thestuduteadterogeiyfsiactsdousyolitesitytepseduef propertyrights，fromtheperspectiveofthemotivationsforgreeiovatio.Aditionallthissudyexploredthemediatigehanismthroughhichthispolicypromotedgreeninnovationunderdiferentcorporatemotivations，onsideringfiancingconstaints，investment in Ramp;D personnel，and public environmental awareness.The findings revealed that： ① The pilot policy promoted corporate greeninnovationintepilotarea，withagreaterimpactostrategicgrenovationbutaweakerimpactonsubstantivegreenovation.Thesecolusisstilleldesrsofbusssstsuchsaraleltredtstlacebotst，-alisit gression，exclusion of other policy disturbances，and replacement of explained variables. ② The results of heterogeneity test showed thatthepositivincetiefetoftepilotpolcyoorpategniovationaoresigficantinonpoltintesiedus tries，large-scale enterprises，and state-owned enterprises. ③ The results of the mechanism tests indicated that the pilot policy positivelyaectedopoateeniovionbylvitigfaingonstaints，ceasingiesmntinamp;soel，ndsingublc environmentalawarens.Ispromotngefectwasparilyfctedintepromotiooftrategicninovationatertsustan tivegreeninnovationeireaseingreninvetionpatentsissstialforelgeterpsssietificallyontrolisiod ducepolutionhilesubstantivegreeninnovatinthatpromotestheprogessofgnproductiontecnologyanpromoteiguality corporatedevelopmentTrefore，itisecessryforteovermettoctivelypromoteewatchofpilotproectsfortecostructionofzero-wastecitsproidfancalsupporttoallandmem-sidprvateeterprssandplltiontesiveiust， motethetalentgegationefct，andfullylveragetesyeisticgoveanceefctsofpublicsupervisioTesemeasuestoe hance corporate green innovation， particularly in advancing substantive green innovation.

Keywordser-astecitynoatio;diereei-diferencsmodel;naninonstraint;publicviometala

（責任編輯：劉照勝）