市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究—基于上市公司绿色专利视角_郭秋秋VIP专享VIP免费

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2023-04-17
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技术经济与管理研究

2022 年第 9 期

市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究

——

—

基于上市公司绿色专利视角

郭秋秋，马晓钰

（新疆大学经济与管理学院，新疆乌鲁木齐830046）

摘要：文章基于中国上市公司绿色专利视角，以!"#"—!"$% 年&股上市公司为研究样本，实证探究了市场激励型环境

规制对企业绿色创新的影响特征以及作用机制，并进一步进行了绿色专利类型、企业行业类型与所有制的异质性分析。结果发

现：市场激励型环境规制能够倒逼企业绿色创新，即存在促进效应，同时研发投入对企业绿色创新产生了显著的正向影响，而

且市场激励型环境规制能够通过提高研发投入，促进企业绿色创新。企业异质性分析表明，市场激励型环境规制的倒逼效应和

研发投入的中介作用更倾向于企业绿色发明专利类型，同时在重污染行业企业、非国有控股企业的企业中表现得更加显著。因

此，政府应统筹市场调节机制，进行差异化管理，引导和激励企业进行绿色创新。

关键词：市场激励型环境规制；企业绿色创新；研发投入；企业异质性分析

中图分类号：’(!) 文献标识码：A文章编号：1004-292X（2022）09-0044-07

A Study on the Impact of Market-driven Environmental Regulation on the Green Innovation

of Enterprises：From the Perspective of Green Patent of Listed Companies

GUO Qiu-qiu，MA Xiao-yu

（School of Economics and Management，Xinjiang University，Urumqi Xinjiang 830046，China）

Abstract：*+,-. /0 1230+4, 53,6-. 7/89+03-, :;--0 9+6-06 9-;,9-763<- +0. 6+=30: 62- 53,6-. 7/89+03-, >;/8 !?$" 6/ !"$% +, ,+8@

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基金项目：国家社会科学基金西部项目（21XRK007）；国家自然科学基金项目（71663050）；新疆高校科研计划项目

（XJEDU2021S1002）。

作者简介：郭秋秋，新疆大学经济与管理学院博士研究生，研究方向：人口、资源与环境经济学；马晓钰（通讯作者），

博士，新疆大学经济与管理学院教授，博士生导师，研究方向：人口、资源与环境经济学。

一、引言

改革开放 40 多年来，中国经济取得飞速发展，同时伴随

着能源过度消耗、环境污染等负面效应的出现，增加了生态环

境自我净化的负担，与国家提倡的绿色发展理念相悖。在社会

经济活动中，企业不仅创造了社会财富，也是先进生产技术和

工具变革的推动者和制造者，但同时不可忽略其也是向生态环

境开采、使用资源的索取者与向大自然释放污染物的排放者，

是推动政府实现经济与环境和谐发展的关键微观因素[1]。为了

((

· ·

促使排污者加强经营管理，节约和综合利用资源，实现治理污
染、改善环境的目的，中国政府借鉴国外的做法，实施了“谁
污染谁付费”的市场激励型环境规制。在现有研究中，许多学者
将环境规制围绕政府和社会层面展开研究[2，3]，但鲜有学者从微
观企业角度进行考察。目前，企业将具有负外部性的环境污染
问题内部化的有效途径之一就是将环境规制纳入企业管理者的
生产决策函数中[4]。虽然中国政府已于 2018 年1月1日起开始
实施将现行排污收费标准作为环境保护税的税额下限，研究微
观企业基于缴纳排污费或环境保护税的市场激励型环境规制对
其环境保护行为的影响具有非常重要的现实意义。
企业是科技与经济紧密结合的主要力量，其作为技术创新
的主体地位应当进一步强化。“十四五”规划纲要提出，完善
技术创新市场导向机制，强化企业创新主体地位，促进各类创
新要素向企业集聚。企业的创新，尤其是和环境保护、绿色发
展相关的绿色创新，是中国经济实现绿色发展的重要着力点。
绿色创新是国家协调经济与环境和谐发展、企业实现经济效益和
绿色发展的重要途径。企业进行绿色创新不仅受外部环境保护
政策的影响，还与自身的内在因素有关[5]。那么，从微观层面
探索市场激励型环境规制是否会倒逼企业进行绿色创新，且存
在怎么样的作用机制？进一步，市场激励型环境规制对企业绿
色创新的影响对于不同类型的绿色专利、行业以及不同所有制
存在什么样的差异？对这些问题的研究能够为实现中国经济高
质量发展提供微观证据。
二、文献综述与研究假设
1. 文献综述
学者们通常将排污费作为市场激励型环境规制的测度方式之
一展开相关研究，一是直接采用排污费总额表征[6，7]；二是通过
将排污费与资源税、污染治理投资等指标构建综合指数衡量[8]；
三是采用排污费与 GDP 的比值或取排污费的自然对数表示[9，10]。
就环境规制对绿色创新产生的影响，现有研究对其持有的观点
主要存在三种：第一种，就二者间的关系，新古典经济学认为
环境规制会使得企业成本增加，主要表现在污染治理和制度遵
循两方面，进而抢占了企业用于生产方面的部分资金[11]，甚至
在环境规制强度过高的情况下，企业不得不停止部分生产活动
甚至倒闭关厂[12，13]；第二种，“波特假说”提出与之相反的观
点，明确指出适度的环境规制能够促进企业创新，使其获得更大
的竞争优势[14]，原因在于企业在环境规制带来的外部压力下能够
有效克服自身惰性，并能够将外部环境保护政策压力内化为创
新动力[15]；第三种，环境规制对企业创新产生非线性特征影响，
即两者之间存在“U”型、倒“U”型和“N”型等关系特征[16-19]。
此外，越来越多的学者按照不同的标准将环境规制分类进行研
究，认为环境规制与绿色创新两者关系表现不同的原因是其规
制工具的不同，如命令控制型环境规制在不同的研究对象、时
间区间等会产生线性和非线性两种截然相反的结论[20]。当然，
市场激励型、公众自愿参与型环境规制亦是如此。
就环境规制或不同规制工具对企业绿色创新的影响，学者
们采用测度环境规制的数据多是国家、省份、地级市等宏观层
面上的数据，继而采取计量方法（如动态面板系统 GMM、双重
差分 DID等）进行实证或政策评估分析，而采用微观企业缴纳
的排污费数据表征市场激励型环境规制对企业绿色创新影响的
学者少之又少。因此，文章创新性地以此为研究视角，以
2010—2019 年中国 A 股上市公司为研究样本，探究市场激励型
环境规制对企业绿色创新的影响。文章的边际创新为：第一，
为波特假说提供了中国的微观证据，拓展了其理论外延；第
二，为企业实现绿色发展和转型升级提供了参考价值，对于在
2030 年前实现“碳达峰”、2060 年前实现“碳中和”的“双
碳”目标下促进经济高质量发展具有一定的现实意义；第三，
环境保护税是按照“税负平移”的原则，由排污费平稳转移而
来的，故文章的研究能够为中国现行的环境保护税的不断完善
提供一定的参考依据。
2. 研究假设
当前，广泛提倡的绿色创新是节约能源、减少环境污染的
有效途径。“波特假说”指出，适宜的环境规制能够倒逼企业
进行绿色创新，会形成创新补偿效应，企业能够改变原有污染
性的生产方式，并将绿色创新成果用于生产过程，能有效地降
低或规避环境治理成本或政府环境监管成本[4]。正如 Ville-
gas-Palacio &Jessica(2010)研究发现排污税和可交易的排污许可
能够激励企业进行创新活动[21]；许士春等(2012)的研究也明确指
出排污税率和排污许可价格均对企业绿色技术创新表现为积极
的促进效应[22]。
相较于总资产和营业总收入，企业缴纳的环境保护相关费
用相对较少，但是企业实现绿色发展是国家方针政策以及市场
需求不断凸显的大势所趋。在绿色产品消费偏好越来越强烈、
缴纳的环保费用越来越多的情况下，企业就不得不从长期的战
略发展考虑，研发绿色创新技术、生产绿色产品是不二选择。
因此，基于市场激励的环境规制会使企业主动进行绿色创新，
进而提升其绿色形象，减少政府环保监管力度，满足消费者的
绿色产品偏好。综上，提出如下假设：
假设H1：市场激励型能够对企业绿色创新产生显著的正向
影响，即存在倒逼效应。
有付出才会有回报，对于企业同样如此。创新活动具有投
入大、周期长、风险高等不确定性特征，但是持续的创新为企
业带来的补偿效应是不可估量的[4]。基于熊彼特创新理论，企业
若想获得绿色创新的新技术、新产品或新服务，首先要进行研
发投入环节。研发投入环节是一个能够促进企业进行新技术、
新产品开发，并将其转化为实物的过程[23]。随着居民收入水平的
不断增加，生活质量逐渐改善，环保意识不断增强，同时政府
对绿色生产的标准愈来愈严格，企业越来越能意识到，仅对现
有的生产技术和产品做改良式的创新是一个无法使企业长期发
展下去的短视行为，企业必须通过加大研发投入进行绿色创新
才能提升自身在绿色新生产技术开发、使用等方面的能力，并
获得原创性、独特性的绿色创新成果，进而形成领先的竞争优
势，最终获得可持续的绿色竞争力。由此，提出如下假设：
假设H2：研发投入促进企业绿色创新。
随着生态文明的不断建设，环境保护力度的不断加强，企
业如何有效地应对环境保护压力成为学者关注的热点之一。将
市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究
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技术经济与管理研究
2022 年第 9 期
外部政策内部化的行为可以通过内部因素对绿色创新产生影响[24]。
但愈来愈严格的环境规制使得企业原有的生产技术和产品都受
到了一定程度的冲击，因其现有的技术和产品无法满足绿色产
品的标准和环境保护的要求，而且随着市场激励型环境规制等
规制手段的内部化效益日趋显现，企业不得不通过加大研发投
入力度，以应对越来越严格的环境保护要求，从而获得新的效
益增长点。总而言之，企业缴纳的环境保护方面的费用越多，
表明其面临的减污环保压力就越大，就越能促使企业主动增加
相应的研发投入，企业绿色创新就越能得到积累和提升。因
此，有如下假设：
假设H3：市场激励型环境规制能够通过增加企业的研发投
入间接促进企业绿色创新，即研发投入发挥中介效应。
三、研究设计
1. 样本与数据来源
文章以2010—2019 年中国 A 股上市公司作为研究样本，
为了保证数据的有效性，对样本进行以下处理：第一，剔除金
融保险类的上市公司；第二，为了保证数据的可利用性，将在
研究期间退市的公司和2010 年1月1日后上市的公司进行剔
除；第三，为了防止对结果造成较大的偏差，对变量数据缺失
严重的上市公司进行剔除。
文章的数据来源包括：一是上市企业绿色创新的数据源于
自国家知识产权(SIPO)专利数据库；二是排污费数据来自于上
市公司年报和社会责任报告，手工收集该项数据，虽然中国在
2018 年1月1日正式施行环保税，但在2018 年和2019 年的公
司年报和社会责任报告中仍有相关排污信息披露；三是其余变
量数据源于WIND数据库。
2. 变量说明
（1）被解释变量
企业绿色创新(GP)是文章的被解释变量，选择上市公司绿
色专利申请量加1取自然对数表征，主要通过对“国际专利分
类绿色清单”的IPC分类号和在 SIPO检索的企业名称以及专
利类型的匹配进而得到绿色专利的申请数。文章之所以选择专
利申请数而不选择专利授权数，一是因为一项专利从申请到授
权存在时间差，其时效性无法得到保证，而且专利授权数易受
到专利机构偏好、政治等方面的影响；二是因为相较于授权
数，专利申请数体现的是企业当期的创新绩效。
（2）解释变量
文章对于解释变量市场激励型环境规制(PC)采用企业排污
费这一数据表示，主要从上市公司年报及当期的社会责任报告
中通过手工收集整理得到的，为了减少企业规模的影响，采用
企业缴纳的排污费总额占总资产的百分比衡量，百分比的数值
越大，表明企业缴纳的排污费就越多，环境规制就越发严格。
（3）中介变量
企业研发投入(RD)是文章的中介变量，文章基于已有研究
选取企业研发支出占期末总资产的百分比作为其衡量指标，百
分比的数值越大，表示企业的研发投入就越大。
（4）控制变量
参考已有的研究，文章的控制变量有：资本结构(LEV)、股
权集中度(TOP)、资本密集度(DY)、高管激励(PAY)、总资产周
转率(TAT)、投入资本回报率(ROIC)。各变量定义见表1。
3. 模型构建
为了验证假设H1和假设H2，文章构建如下模型：
GPit=!0+!1LEVit+!2TOPit+!3DYit+!4PAYit+!5TATit+!6ROICit
+∑!7YEAR+∑!8P+"1it (1)
GPit=#0+$1PCit+$2LEVit+$3TOPit+$4DYit+$5PAYit+$6TATit
+$7ROICit+∑$8YEAR+∑$9P+"2it (2)
GPit=%0+%1RDit+%2LEVit+%3TOPit+%4DYit+%5PAYit+%6TATit
+%7ROICit+∑%8YEAR+∑%9P+"3it (3)
式(1)是控制变量对企业绿色创新的回归模型，式(2)和(3)分
别在式(1)的基础上探讨市场激励型环境规制与研发投入对企业
绿色创新的影响。其中，GP 为企业绿色创新，PC 代表市场激
励型环境规制，RD 为企业研发投入，LEV、TOP、DY、PAY、
TAT 和ROIC 分别表示企业的资本结构、股权集中度、资本密
集度、高管激励、总资产周转率和投入资本回报率。YEAR、P
分别为年份和省份虚拟变量，表示模型控制了企业所在省份效
应和年份效应。
为了验证假设H3，即验证研发投入中介的存在，文章设立
以下模型：
RDit=&0+&1PCit+&2LEVit+&3TOPit+&4DYit+&5PAYit+&6TATit
+&7ROICit+∑&8YEAR+∑&9P+"4it (4)
GPit=’0+’1PCit+’2RDit+’3LEVit+’4TOPit+’5DYit+’6PAYit+’7TATit
+’8ROICit+∑’9YEAR+∑’10P+"5it (5)
式(4)是市场激励型环境规制对企业研发投入的影响模型，
结合上文式(2)与式(4)、式(5)即可验证中介效应的存在与否，若
式(5)中的’2在式(2)和式(4)中$1、&1均显著的前提下显著，则表
示中介效应存在。
四、实证结果与分析
1. 描述性分析和相关性分析
变量的描述性统计结果见表2。由表2的结果可以看出，
样本企业绿色创新的均值为 0.247，中位数为0，超过一半的企
业没有绿色创新的产出，其最大值为 4.477，最小值是 0，表明
了企业绿色创新水平整体较低，而且存在较大差异。市场激励
型环境规制的均值为 0.066，中位数为0.006，最小值为 0，最
大值为 15.424，说明了企业间缴纳的排污费水平差别较大，侧
面体现了研究样本排放污染物数量整体处在一个较低的水平
上。企业研发投入均值、中位数均达到了1.000 以上，说明了
变量类型变量名称变量符号变量测度
被解释变量绿色创新GP 企业绿色专利申请数加1后取自然对数
解释变量市场激励型
环境规制PC 企业缴纳的排污费总额占总资产的百分比
中介变量研发投入 RD 企业研发支出占总资产的百分比
控制变量
资本结构 LEV 企业总负债与企业总资产的比值
股权集中度TOP 企业第一大股东持股比例
资本密集度DY 企业固定资产总额与企业员工人数比值的
自然对数
高管激励PAY 企业金额前三的高管薪酬总额的自然对数
总资产周转率TAT 企业营业收入与企业期初和期末资产总计
的均值的比值
投入资本
回报率ROIC 企业税后利润与企业所有要求回报的现金
来源的总和的比值
表1变量定义表
46
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技术经济与管理研究2022年第9期市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究———基于上市公司绿色专利视角郭秋秋，马晓钰（新疆大学经济与管理学院，新疆乌鲁木齐830046）摘要：文章基于中国上市公司绿色专利视角，以2010—2019年A股上市公司为研究样本，实证探究了市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响特征以及作用机制，并进一步进行了绿色专利类型、企业行业类型与所有制的异质性分析。结果发现：市场激励型环境规制能够倒逼企业绿色创新，即存在促进效应，同时研发投入对企业绿色创新产生了显著的正向影响，而且市场激励型环境规制能够通过提高研发投入，促进企业绿色创新。企业异质性分析表明，市场激励型环境规制的倒逼效应和研发投入的中介作用更倾向于企业绿色发明专利类型，同时在重污染行业企业、非国有控股企业的企业中表现得更加显著。因此，政府应统筹市场调节机制，进行差异化管理，引导和激励企业进行绿色创新。关键词：市场激励型环境规制；企业绿色创新；研发投入；企业异质性分析中图分类号：F425文献标识码：A文章编号：1004-292X（2022）09-0044-07AStudyontheImpactofMarket-drivenEnvironmentalRegulationontheGreenInnovationofEnterprises：FromthePerspectiveofGreenPatentofListedCompaniesGUOQiu-qiu，MAXiao-yu（SchoolofEconomicsandManagement，XinjiangUniversity，UrumqiXinjiang830046，China）Abstract：BasedonChina'slistedcompaniesgreenpatentperspectiveandtakingthelistedcompaniesfrom2010to2019assam-ples,thispaperempiricallyexploresthecharacteristicsandmechanismoftheimpactofmarketincentiveenvironmentalregulationonenterprises'greeninnovation,furthermore,theheterogeneityofgreenpatenttype,enterpriseindustrytypeandownershipisanalyzed.Theresultsshowthatmarket-drivenenvironmentalregulationcanforcegreeninnovationofenterprises,thatis,thereispromotioneffect,andR&Dinvestmenthasasignificantpositiveimpactongreeninnovationofenterprises,moreover,marketincentiveenvironmentalregulationcanpromoteenterprisegreeninnovationbyincreasingR&Dinvestment.Theanalysisofenterpriseheterogeneityshowsthat,thereverseeffectofmarketincentiveenvironmentalregulationandtheintermediaryeffectofR&Dinvestmentaremoreinclinedtothetypeofenter-prisegreeninventionpatent,andmoreobviousintheenterprisesofheavypollutionindustryandnon-stateholdingenterprises.Therefore,thegovernmentshouldcoordinatethemarketadjustmentmechanism,carryonthedifferentiationmanagement,guideandencouragetheenterprisegreeninnovatio.Keywords：Market-incentiveenvironmentalregulation；Enterprisegreeninnovation；R&Dinvestment；Enterpriseheterogeneityanalysis基金项目：国家社会科学基金西部项目（21XRK007）；国家自然科学基金项目（71663050）；新疆高校科研计划项目（XJEDU2021S1002）。作者简介：郭秋秋，新疆大学经济与管理学院博士研究生，研究方向：人口、资源与环境经济学；马晓钰（通讯作者），博士，新疆大学经济与管理学院教授，博士生导师，研究方向：人口、资源与环境经济学。一、引言改革开放40多年来，中国经济取得飞速发展，同时伴随着能源过度消耗、环境污染等负面效应的出现，增加了生态环境自我净化的负担，与国家提倡的绿色发展理念相悖。在社会经济活动中，企业不仅创造了社会财富，也是先进生产技术和工具变革的推动者和制造者，但同时不可忽略其也是向生态环境开采、使用资源的索取者与向大自然释放污染物的排放者，是推动政府实现经济与环境和谐发展的关键微观因素[1]。为了44··促使排污者加强经营管理，节约和综合利用资源，实现治理污染、改善环境的目的，中国政府借鉴国外的做法，实施了“谁污染谁付费”的市场激励型环境规制。在现有研究中，许多学者将环境规制围绕政府和社会层面展开研究[2，3]，但鲜有学者从微观企业角度进行考察。目前，企业将具有负外部性的环境污染问题内部化的有效途径之一就是将环境规制纳入企业管理者的生产决策函数中[4]。虽然中国政府已于2018年1月1日起开始实施将现行排污收费标准作为环境保护税的税额下限，研究微观企业基于缴纳排污费或环境保护税的市场激励型环境规制对其环境保护行为的影响具有非常重要的现实意义。企业是科技与经济紧密结合的主要力量，其作为技术创新的主体地位应当进一步强化。“十四五”规划纲要提出，完善技术创新市场导向机制，强化企业创新主体地位，促进各类创新要素向企业集聚。企业的创新，尤其是和环境保护、绿色发展相关的绿色创新，是中国经济实现绿色发展的重要着力点。绿色创新是国家协调经济与环境和谐发展、企业实现经济效益和绿色发展的重要途径。企业进行绿色创新不仅受外部环境保护政策的影响，还与自身的内在因素有关[5]。那么，从微观层面探索市场激励型环境规制是否会倒逼企业进行绿色创新，且存在怎么样的作用机制？进一步，市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响对于不同类型的绿色专利、行业以及不同所有制存在什么样的差异？对这些问题的研究能够为实现中国经济高质量发展提供微观证据。二、文献综述与研究假设1.文献综述学者们通常将排污费作为市场激励型环境规制的测度方式之一展开相关研究，一是直接采用排污费总额表征[6，7]；二是通过将排污费与资源税、污染治理投资等指标构建综合指数衡量[8]；三是采用排污费与GDP的比值或取排污费的自然对数表示[9，10]。就环境规制对绿色创新产生的影响，现有研究对其持有的观点主要存在三种：第一种，就二者间的关系，新古典经济学认为环境规制会使得企业成本增加，主要表现在污染治理和制度遵循两方面，进而抢占了企业用于生产方面的部分资金[11]，甚至在环境规制强度过高的情况下，企业不得不停止部分生产活动甚至倒闭关厂[12，13]；第二种，“波特假说”提出与之相反的观点，明确指出适度的环境规制能够促进企业创新，使其获得更大的竞争优势[14]，原因在于企业在环境规制带来的外部压力下能够有效克服自身惰性，并能够将外部环境保护政策压力内化为创新动力[15]；第三种，环境规制对企业创新产生非线性特征影响，即两者之间存在“U”型、倒“U”型和“N”型等关系特征[16-19]。此外，越来越多的学者按照不同的标准将环境规制分类进行研究，认为环境规制与绿色创新两者关系表现不同的原因是其规制工具的不同，如命令控制型环境规制在不同的研究对象、时间区间等会产生线性和非线性两种截然相反的结论[20]。当然，市场激励型、公众自愿参与型环境规制亦是如此。就环境规制或不同规制工具对企业绿色创新的影响，学者们采用测度环境规制的数据多是国家、省份、地级市等宏观层面上的数据，继而采取计量方法（如动态面板系统GMM、双重差分DID等）进行实证或政策评估分析，而采用微观企业缴纳的排污费数据表征市场激励型环境规制对企业绿色创新影响的学者少之又少。因此，文章创新性地以此为研究视角，以2010—2019年中国A股上市公司为研究样本，探究市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响。文章的边际创新为：第一，为波特假说提供了中国的微观证据，拓展了其理论外延；第二，为企业实现绿色发展和转型升级提供了参考价值，对于在2030年前实现“碳达峰”、2060年前实现“碳中和”的“双碳”目标下促进经济高质量发展具有一定的现实意义；第三，环境保护税是按照“税负平移”的原则，由排污费平稳转移而来的，故文章的研究能够为中国现行的环境保护税的不断完善提供一定的参考依据。2.研究假设当前，广泛提倡的绿色创新是节约能源、减少环境污染的有效途径。“波特假说”指出，适宜的环境规制能够倒逼企业进行绿色创新，会形成创新补偿效应，企业能够改变原有污染性的生产方式，并将绿色创新成果用于生产过程，能有效地降低或规避环境治理成本或政府环境监管成本[4]。正如Ville-gas-Palacio&Jessica(2010)研究发现排污税和可交易的排污许可能够激励企业进行创新活动[21]；许士春等(2012)的研究也明确指出排污税率和排污许可价格均对企业绿色技术创新表现为积极的促进效应[22]。相较于总资产和营业总收入，企业缴纳的环境保护相关费用相对较少，但是企业实现绿色发展是国家方针政策以及市场需求不断凸显的大势所趋。在绿色产品消费偏好越来越强烈、缴纳的环保费用越来越多的情况下，企业就不得不从长期的战略发展考虑，研发绿色创新技术、生产绿色产品是不二选择。因此，基于市场激励的环境规制会使企业主动进行绿色创新，进而提升其绿色形象，减少政府环保监管力度，满足消费者的绿色产品偏好。综上，提出如下假设：假设H1：市场激励型能够对企业绿色创新产生显著的正向影响，即存在倒逼效应。有付出才会有回报，对于企业同样如此。创新活动具有投入大、周期长、风险高等不确定性特征，但是持续的创新为企业带来的补偿效应是不可估量的[4]。基于熊彼特创新理论，企业若想获得绿色创新的新技术、新产品或新服务，首先要进行研发投入环节。研发投入环节是一个能够促进企业进行新技术、新产品开发，并将其转化为实物的过程[23]。随着居民收入水平的不断增加，生活质量逐渐改善，环保意识不断增强，同时政府对绿色生产的标准愈来愈严格，企业越来越能意识到，仅对现有的生产技术和产品做改良式的创新是一个无法使企业长期发展下去的短视行为，企业必须通过加大研发投入进行绿色创新才能提升自身在绿色新生产技术开发、使用等方面的能力，并获得原创性、独特性的绿色创新成果，进而形成领先的竞争优势，最终获得可持续的绿色竞争力。由此，提出如下假设：假设H2：研发投入促进企业绿色创新。随着生态文明的不断建设，环境保护力度的不断加强，企业如何有效地应对环境保护压力成为学者关注的热点之一。将市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究45··技术经济与管理研究2022年第9期外部政策内部化的行为可以通过内部因素对绿色创新产生影响[24]。但愈来愈严格的环境规制使得企业原有的生产技术和产品都受到了一定程度的冲击，因其现有的技术和产品无法满足绿色产品的标准和环境保护的要求，而且随着市场激励型环境规制等规制手段的内部化效益日趋显现，企业不得不通过加大研发投入力度，以应对越来越严格的环境保护要求，从而获得新的效益增长点。总而言之，企业缴纳的环境保护方面的费用越多，表明其面临的减污环保压力就越大，就越能促使企业主动增加相应的研发投入，企业绿色创新就越能得到积累和提升。因此，有如下假设：假设H3：市场激励型环境规制能够通过增加企业的研发投入间接促进企业绿色创新，即研发投入发挥中介效应。三、研究设计1.样本与数据来源文章以2010—2019年中国A股上市公司作为研究样本，为了保证数据的有效性，对样本进行以下处理：第一，剔除金融保险类的上市公司；第二，为了保证数据的可利用性，将在研究期间退市的公司和2010年1月1日后上市的公司进行剔除；第三，为了防止对结果造成较大的偏差，对变量数据缺失严重的上市公司进行剔除。文章的数据来源包括：一是上市企业绿色创新的数据源于自国家知识产权(SIPO)专利数据库；二是排污费数据来自于上市公司年报和社会责任报告，手工收集该项数据，虽然中国在2018年1月1日正式施行环保税，但在2018年和2019年的公司年报和社会责任报告中仍有相关排污信息披露；三是其余变量数据源于WIND数据库。2.变量说明（1）被解释变量企业绿色创新(GP)是文章的被解释变量，选择上市公司绿色专利申请量加1取自然对数表征，主要通过对“国际专利分类绿色清单”的IPC分类号和在SIPO检索的企业名称以及专利类型的匹配进而得到绿色专利的申请数。文章之所以选择专利申请数而不选择专利授权数，一是因为一项专利从申请到授权存在时间差，其时效性无法得到保证，而且专利授权数易受到专利机构偏好、政治等方面的影响；二是因为相较于授权数，专利申请数体现的是企业当期的创新绩效。（2）解释变量文章对于解释变量市场激励型环境规制(PC)采用企业排污费这一数据表示，主要从上市公司年报及当期的社会责任报告中通过手工收集整理得到的，为了减少企业规模的影响，采用企业缴纳的排污费总额占总资产的百分比衡量，百分比的数值越大，表明企业缴纳的排污费就越多，环境规制就越发严格。（3）中介变量企业研发投入(RD)是文章的中介变量，文章基于已有研究选取企业研发支出占期末总资产的百分比作为其衡量指标，百分比的数值越大，表示企业的研发投入就越大。（4）控制变量参考已有的研究，文章的控制变量有：资本结构(LEV)、股权集中度(TOP)、资本密集度(DY)、高管激励(PAY)、总资产周转率(TAT)、投入资本回报率(ROIC)。各变量定义见表1。3.模型构建为了验证假设H1和假设H2，文章构建如下模型：GPit=α0+α1LEVit+α2TOPit+α3DYit+α4PAYit+α5TATit+α6ROICit+∑α7YEAR+∑α8P+ε1it(1)GPit=β0+β1PCit+β2LEVit+β3TOPit+β4DYit+β5PAYit+β6TATit+β7ROICit+∑β8YEAR+∑β9P+ε2it(2)GPit=ψ0+ψ1RDit+ψ2LEVit+ψ3TOPit+ψ4DYit+ψ5PAYit+ψ6TATit+ψ7ROICit+∑ψ8YEAR+∑ψ9P+ε3it(3)式(1)是控制变量对企业绿色创新的回归模型，式(2)和(3)分别在式(1)的基础上探讨市场激励型环境规制与研发投入对企业绿色创新的影响。其中，GP为企业绿色创新，PC代表市场激励型环境规制，RD为企业研发投入，LEV、TOP、DY、PAY、TAT和ROIC分别表示企业的资本结构、股权集中度、资本密集度、高管激励、总资产周转率和投入资本回报率。YEAR、P分别为年份和省份虚拟变量，表示模型控制了企业所在省份效应和年份效应。为了验证假设H3，即验证研发投入中介的存在，文章设立以下模型：RDit=χ0+χ1PCit+χ2LEVit+χ3TOPit+χ4DYit+χ5PAYit+χ6TATit+χ7ROICit+∑χ8YEAR+∑χ9P+ε4it(4)GPit=λ0+λ1PCit+λ2RDit+λ3LEVit+λ4TOPit+λ5DYit+λ6PAYit+λ7TATit+λ8ROICit+∑λ9YEAR+∑λ10P+ε5it(5)式(4)是市场激励型环境规制对企业研发投入的影响模型，结合上文式(2)与式(4)、式(5)即可验证中介效应的存在与否，若式(5)中的λ2在式(2)和式(4)中β1、χ1均显著的前提下显著，则表示中介效应存在。四、实证结果与分析1.描述性分析和相关性分析变量的描述性统计结果见表2。由表2的结果可以看出，样本企业绿色创新的均值为0.247，中位数为0，超过一半的企业没有绿色创新的产出，其最大值为4.477，最小值是0，表明了企业绿色创新水平整体较低，而且存在较大差异。市场激励型环境规制的均值为0.066，中位数为0.006，最小值为0，最大值为15.424，说明了企业间缴纳的排污费水平差别较大，侧面体现了研究样本排放污染物数量整体处在一个较低的水平上。企业研发投入均值、中位数均达到了1.000以上，说明了变量类型变量名称变量符号变量测度被解释变量绿色创新GP企业绿色专利申请数加1后取自然对数解释变量市场激励型环境规制PC企业缴纳的排污费总额占总资产的百分比中介变量研发投入RD企业研发支出占总资产的百分比控制变量资本结构LEV企业总负债与企业总资产的比值股权集中度TOP企业第一大股东持股比例资本密集度DY企业固定资产总额与企业员工人数比值的自然对数高管激励PAY企业金额前三的高管薪酬总额的自然对数总资产周转率TAT企业营业收入与企业期初和期末资产总计的均值的比值投入资本回报率ROIC企业税后利润与企业所有要求回报的现金来源的总和的比值表1变量定义表46··表4全样本回归结果企业在研发这一方面的投入数额较为庞大，反映了上市企业非常重视其研发能力的提升。表2变量的描述性统计变量的相关性分析如表3所示。由表3可知，市场激励型环境规制和研发投入均与绿色创新在1%(P<0.01)水平上显著正相关，相关系数分别为0.022和0.119，这初步提供了研究假设方向上的验证依据。而且变量间的相关系数均小于0.2，同时通过方差膨胀因子检验发现，变量的方差膨胀因子最大为1.15，平均方差膨胀因子为1.08，均低于5，表明了变量间不存在多重共线性问题。表3变量的相关分析2.回归分析从表4模型1的回归结果发现，控制变量企业资本结构、股权集中度、资本密集度、高管激励和总资产周转率均正向影响企业绿色创新，均通过了显著性水平检验(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)，而投入资本回报率负向影响企业绿色创新，但未通过显著性水平检验(α6=-0.063，P6>0.10)。模型2和模型3分别列示了市场激励型环境规制和研发投入对企业绿色创新的回归结果，结果显示，第一，市场激励型环境规制在1%的显著性水平上正向影响企业绿色创新(β=0.168，P<0.01)，表明了市场激励型环境规制能够对企业绿色创新发挥“倒逼”效应，丰富了波特假说的研究内容；第二，研发投入对企业绿色创新的回归系数显著为正(ψ=0.08，P<0.01)，表明了研发投入能够对企业绿色创新产生积极的促进效应，即随着研发投入水平的增加，企业绿色创新水平也会增加，不仅能够增加企业的绿色创新成果，也会有利于企业进行绿色技术的积累。假设H1、假设H2均得到验证。根据中介效应模型的设定对表4中的模型2、模型4和模型5的回归结果进行分析，进而探讨研发投入中介作用是否存在。由文章对模型2回归结果分析可知，市场激励型环境规制显著正向影响企业绿色创新(β=0.168，P<0.01)。由表4模型4可知，市场激励型环境规制对研发投入的回归系数表现为显著为正(χ=0.477，P<0.01)。在模型5中，市场激励型环境规制对企业绿色创新的回归系数表现为显著为正(λ1=0.126，P<0.05)，研发投入对企业绿色创新的回归系数表现为显著为正(λ2=0.088，P<0.01)。结合模型2、模型4和模型5回归结果，说明了市场激励型环境规制能够通过研发投入对企业绿色创新产生积极的间接效应，即存在研发投入的中介作用，假设H3得到验证。文章选择Sobel中介检验方法对研发投入中介作用的存在做进一步验证，由于在该方法中无法固定年份和省份效应，中介效应的大小可能会存在偏差，所以文章只考虑是否通过了Sobel检验进而证明中介效应的存在，不考虑中介效应的大小，其检验结果见表5。由表5可知，Sobel通过了1%水平上的显著性检验(Z=4.586)，说明了中介效应是显著存在的。表5Sobel中介检验结果3.稳健性检验文章选取了以下方法进行稳健性检验。第一，根据Hausman检验结果(P=0.0002)选择固定效应模型进行稳健性检验，具体结果如表6所列。由表6可知，在模型2中，市场激励型环境规制对企业绿色创新的回归系数表现为显著为正的特点(β=0.244，P<0.01)；在模型3中，研发投入显著正向促进企业绿色创新(ψ=0.032，P<0.01)；在模型4中，市场激励型环境规制对企业研发投入产生积极的正向影响(χ=0.165，P<0.01)；在模型5中，市场激励型环境规制和研发投入分别与企业绿色创新在1%水平上呈现线性关系(λ1=0.239，P<0.01；λ2=0.031，P<0.01)，并结合模型2和模型4，可以发现研发投入在市场激励型环境规制与企业绿色创新二者间发挥着中介作用。结果没注：、、分别为在1%、5%和10%统计水平上显著。变量均值标准差最大值中位数最小值GP0.2470.6404.47700PC0.0660.30115.4240.0060RD1.4241.45910.3501.0140LEV0.5190.91246.1590.4970TOP0.3670.1540.9000.3580DY12.8931.03418.20012.8905.385PAY14.0980.74918.0354.11611.156TAT0.7090.57022.2360.6030ROIC0.0520.4085.0340.054-19.100变量GPPCRDLEVTOPDYPAYTATROICGP1.000PC0.0221.000RD0.1190.0761.000LEV0.0170.030-0.0441.000TOP0.101-0.018-0.0200.0021.000DY0.091-0.029-0.136-0.0460.0811.000PAY0.102-0.0300.148-0.0610.0360.1681.000TAT0.0900.00010.186-0.0010.162-0.0890.0741.000ROIC-0.0050.0140.060-0.1540.042-0.0200.0830.0741.000变量模型1模型2模型3模型4模型5GPGPGPRDGPPC0.1680.4770.126(2.73)(4.04)(2.02)RD0.0880.088(9.67)(9.59)LEV0.1440.1500.245-0.9830.250(2.94)(3.05)(4.39)(-9.35)(4.47)TOP0.2460.2550.2050.2920.217(3.39)(3.50)(2.64)(1.97)(2.79)DY0.0500.0490.077-0.1720.077(4.60)(4.50)(6.22)(-7.29)(6.15)PAY0.1090.1100.1030.1420.104(6.97)(6.97)(5.97)(4.31)(5.99)TAT0.0890.0880.0510.3860.050(4.66)(4.59)(2.43)(9.87)(2.39)ROIC-0.063-0.064-0.071-0.092-0.073(-1.64)(-1.67)(-1.48)(-1.01)(-1.51)YEARYESYESYESYESYESPYESYESYESYESYESCons-2.184-2.190-2.4990.935-2.515(-8.89)(-8.87)(-9.11)(1.78)(-9.12)F9.909.8811.6921.2811.61R20.1070.1090.1380.2260.140Adj-R20.0960.0980.1230.2150.128注：、、分别为在1%、5%和10%统计水平上显著，括号内的值为t值，下同。Sobel-GoodmanMediationTestsCoefStdErrZSobel0.0510.0114.586Goodman-1(Aroian)0.0510.0114.564Goodman-20.0510.0114.608市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究47··技术经济与管理研究2022年第9期表6稳健性检验I变量模型1模型2模型3模型4模型5GPGPGPRDGPPC0.2440.1650.239(3.80)(1.68)(4.20)RD0.0320.031(2.94)(2.93)ControlsYESYESYESYESYESCons-0.072-0.124-0.063-1.348-0.157(-0.26)(-0.44)(-0.19)(-2.29)(-0.46)F9.119.708.8924.839.71R20.0400.0450.0460.1200.053YEARYESYESYESYESYESPYESYESYESYESYES变量模型1模型2模型3模型4模型5GPGPGPRDGPPC0.0800.1400.069(2.64)(2.39)(2.30)RD0.0790.078(8.98)(8.84)ControlsYESYESYESYESYESF22.7120.5230.1646.6527.02R20.0360.0380.0600.0900.062Adj-R20.0340.0360.0580.0880.059表8稳健性检验III有改变文章的结论。第二，通过怀特检验(P=0.0000)发现异方差的存在，但是Ljung-BoxQ检验结果显示不存在自相关性(P=0.3595)，所以为了减少异方差的影响，选择更具有效性的加权最小二乘法(WLS)进行稳健性检验。由表7可知，在模型2中，市场激励型环境规制显著促进企业绿色创新(β=0.549，P<0.01)；在模型(3)中，研发投入对企业绿色创新表现为显著的促进作用(ψ=0.217，P<0.01)；在模型4中，市场激励型环境规制对企业研发投入在1%水平上产生积极的正向影响(χ=0.185，P<0.01)；在模型5中，市场激励型环境规制和研发投入分别对企业绿色创新在1%水平上产生显著的线性影响(λ1=0.538，P<0.01；λ2=0.064，P<0.01)，并结合模型2和模型4，可以发现市场激励型环境规制能够通过研发投入间接对企业绿色创新产生积极的促进效应。结果仍然没有改变文章的结论。表7稳健性检验II第三，改变自变量市场激励型环境规制的测度方式，采取排污费总额占营业收入的百分比衡量市场激励型环境规制，表示符号为PPC，结果见表8。结果发现，改变自变量的测度方式后，市场激励型环境规制、研发投入依然对企业绿色创新产生积极的影响，而且市场激励型环境规制通过提升研发投入水平这一渠道促进企业绿色创新仍成立。可见，结果依然没有改变文章的结论。4.企业异质性分析（1）绿色创新专利类型的异质性生产差异化产品、推动生产方式变革，进而提升竞争优势，这并不是所有企业进行绿色创新的追求，有的企业反而只是将其作为一种片面追求创新数量，不注重创新质量的“策略性”活动。许多学者认为，相比较于实用新型专利，发明专利才是企业创新实力的真正体现[25]，所以文章将企业绿色创新专利分为绿色发明和绿色实用新型两种类型专利，其中，绿色发明用其专利申请数加1取对数表示，符号为GIP；绿色实用新型用其专利申请数加1取对数表示，符号为GUP。然后分别带入模型中进行回归，具体结果见表9。表9中的模型1~模型5表示的是绿色发明专利作为因变量的回归结果；模型6~模型10列示的是绿色实用新型专利作为因变量的回归结果。由模型2~模型4可知，市场激励型环境规制显著促进企业绿色发明专利(β=0.183，P<0.01)；研发投入对企业绿色发明专利产生显著的正向影响(ψ=0.060，P<0.01)；排污费对企业研发投入的回归系数显著为正。在模型5中，市场激励型环境规制和研发投入对企业绿色发明专利的回归系数分别表现为显著为正的特点(λ1=0.160，P<0.01；λ2=0.059，P<0.01），与模型2和模型4的结果相结合可知，市场激励型环境规制可以通过促进研发投入的提升进而能够对企业绿色发明专利产生间接效应。在模型6中，市场激励型环境规制未能对企业绿色实用新型专利产生显著的直接影响，故间接效应也不存在；由模型8可知，研发投入对企业绿色实用新型专利产生积极的促进作用(ψ=0.059，P<0.01)，但其回归系数小于研发投入变量模型1模型2模型3模型4模型5GPGPGPRDGPPC0.5490.1850.538(71.09)(13.52)(64.49)RD0.2170.064(14.31)(6.16)ControlsYESYESYESYESYESCons-0.730-3.5700.764-8.509-3.333(-1.63)(-12.22)(1.57)(-15.95)(-10.13)F811.792009.93760.56681.521777.43YEARYESYESYESYESYESPYESYESYESYESYESR20.9080.9610.9130.9030.961Adj-R20.9070.9610.9110.9020.961GIPGIPGIPRDPC0.1830.477（3.81）（4.04）RD0.060（8.21）ControlsYESYESYESYESCons-1.638-1.637-1.8780.935（-8.35）（-8.32）（-8.53）（1.78）F8.939.1410.1121.28YEARYESYESYESYESPYESYESYESYESR20.0970.1020.1210.226Adj-R20.0860.0910.1090.215GIP0.160（3.20）0.059（8.09）YES-1.886（-8.53）10.25YESYES0.1260.113GUPGUPGUPRDGUP-0.0520.477-0.084（-1.21）（4.04）（-1.87）0.0590.060（8.95）（9.07）YESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYES-1.360-1.373-1.5850.935-1.602（-7.75）（-7.78）（-8.04）（1.78）（-8.07）8.908.6910.4921.2810.290.0970.0970.1250.2260.1260.0860.0860.1130.2150.114模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9模型10变量GIPGUP表9绿色创新专利类型的异质性48··表11企业所有制的异质性表10行业类型的异质性对企业绿色发明专利的回归系数。综上，市场激励型环境规制倾向于倒逼企业进行绿色发明专利创新活动。（2）不同行业类型的异质性企业所属行业不同，企业排污情况也会不同，面临的环保压力同样会不同，创新活动也会有差异，所以文章根据中国证监会公布的2012年修订的《上市公司行业分类指引》、环办函〔2008〕373号以及环办函〔2010〕78号等文件，将火电、钢铁、水泥、电解铝等16类行业分为重污染行业，其余划分为非重污染行业。由表10可知，在重污染行业上市公司样本中，市场激励型环境规制和研发投入均能在1%显著水平上对企业绿色创新产生积极的正向影响，结合模型2、模型4和模型5的回归结果可知，市场激励型环境规制能够通过促进研发投入的提升进而对企业绿色创新产生间接效应。而在非重污染行业上市公司研究样本中，市场激励型环境规制未能对企业绿色创新产生显著的影响(β=0.021，P>0.01)，其间接效应也就不存在；研发投入在模型8中仍然可以对企业绿色创新产生积极的促进作用。综上分析，相较于非重污染行业的上市公司，市场激励型环境规制更能对重污染行业的上市公司的绿色创新产生积极的直接促进效应和间接效应，市场激励型环境规制更能倒逼重污染行业上市公司进行绿色创新。这一结果也符合现实情况，重污染行业公司面临的排污压力更大，其转变生产方式减少污染物排放量的心理需求要更加具有迫切性。（3）不同企业所有制的异质性因所有制不同，企业所拥有的社会资源以及政府的支持也会存在很大差异。文章依据企业所有制将研究样本分为国有控股和非国有控股两组企业进行回归，具体结果见表11。由表11可知，在国有控股企业中，只有模型3的研发投入对企业绿色创新的回归结果通过了显著性水平的检验(ψ=0.125，P<0.01)，表明市场激励型环境规制未能对国有控股的企业绿色创新发挥倒逼效应，同时研发投入的中介作用也未得到验证。在非国有控股企业中，市场激励型环境规制对企业绿色创新的倒逼效应显著(β=0.237，P<0.01)，研发投入对企业绿色创新的促进效应通过了显著性水平检验(ψ=0.031，P<0.01)，结合模型7、模型9和模型10的回归结果发现，市场激励型环境规制能够对企业绿色创新产生显著的间接效应，即研发投入的中介作用得到验证。造成分析结果不同的原因可能是，相较于国有企业，非国有控股企业面临保护环境的压力时，更需要考虑自给自足因素，想要减少针对市场激励型环境规制造成的环保费用缴纳、减轻环保成本、适应社会需求，就更加需要进行清洁技术的研发及使用，也就是绿色创新，这样才不会被淘汰，因此其实现绿色转型的需要更加迫切。五、结论与启示文章基于2010—2019年中国A股上市公司数据探讨了市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响特征以及作用机制，并就绿色专利类型、行业类型与企业所有制的异质性做了进一步研究。研究结论如下：一是市场激励型环境规制能够对企业绿色创新产生积极的促进效应，即市场激励型环境规制具有增强企业绿色创新能力的作用；二是研发投入能够促进企业绿色创新；三是市场激励型环境规制通过促进研发投入的提升进而倒逼企业绿色创新的增强，即研发投入中介作用的存在；四是异质性研究发现：第一，相较于绿色实用新型专利，市场激励GPGPGPRDPC0.1980.582(3.26)(5.03)RD0.068(5.85)ControlsYESYESYESYESCons-2.149-2.163-2.4771.389(-7.15)(-7.18)(-7.38)(2.23)F8.218.358.6617.65YEARYESYESYESYESPYESYESYESYESR20.1340.1390.1550.274Adj-R20.1170.1220.1370.258GP0.176(2.80)0.066(5.60)YES-2.499(-7.42)8.76YESYES0.1610.142GPGPGPRDGP0.0210.368-0.030(0.09)(0.78)(-0.12)0.0840.085(5.50)(5.51)YESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYES-1.905-1.919-2.1980.224-2.230(-4.26)(-4.26)(-4.38)(0.23)(-4.40)7.387.188.889.638.650.1980.1980.2540.2700.2540.1710.1710.2250.2420.225模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9模型10变量重污染行业上市公司非重污染行业上市公司GPGPGPRDPC0.0270.074(0.21)(0.34)RD0.125(8.79)ControlsYESYESYESYESCons-3.436-3.469-3.7780.656(-7.73)(-7.74)(-7.94)(0.82)F7.557.3511.0311.81YEARYESYESYESYESPYESYESYESYESR20.1470.1470.2210.234Adj-R20.1270.1270.2010.214GP0.023(0.18)0.127(8.88)YES-3.834(-7.99)10.80YESYES0.2220.202GPGPGPRDGP0.2370.6120.219(4.15)(4.48)(3.62)0.0310.026(2.70)(2.29)YESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYES-1.160-1.159-1.3721.586-1.374(-4.29)(-4.30)(-4.25)(2.17)(-4.26)4.034.413.7017.313.990.0960.1070.0980.3380.1070.0720.0830.0720.3180.081模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9模型10变量国有控股企业非国有控股企业市场激励型环境规制对企业绿色创新的影响研究49··技术经济与管理研究2022年第9期型环境规制更倾向于对企业绿色发明专利产生显著的直接的促进效应，并通过研发投入这一中介变量对绿色发明专利产生显著的间接效应；第二，市场激励型环境规制的倒逼效应和研发投入的中介效应在重污染行业上市公司中具有显著特征；第三，市场激励型环境规制对企业绿色创新产生的直接效应和间接效应均在非国有控股企业表现得更为显著。文章基于以上结论得出如下启示：第一，应不断强化市场机制对企业环境污染行为的约束力。在充分发挥市场激励型环境规制倒逼效应的前提下，政府应积极探索更加合理的环境保护治污收费标准，使得企业加快绿色转型的步伐。同时，对取得绿色创新成果的企业给予一定的奖励，特别是针对一些生产技术方面的绿色发明，既可以是出具书面表彰，也可以是物质奖励。第二，加强政府对企业绿色创新活动的支持。企业在追求长期利益最大化的动力下会加大对绿色创新的投入，即对研发投入的增加，但这一过程周期较长、资金较大，若企业一直增加投入，可能会造成资金短缺，反而会打击其积极性，所以政府应提供一些资金、技术等方面的支持，减轻企业的成本负担，比如提供先进的技术与设备、建立合理的绿色创新评价机制等。第三，调整环境保护相关费用征收标准应考虑到行业类型不同。“一刀切”的征收标准是不合理的，无法充分发挥这一政策工具的“倒逼”效应。对于非重污染行业，政府应该适当调高环保征收标准，加强监管力度，同时拓宽其融资渠道，吸引更多的非政府性资本进入，使其进行更多的绿色技术研发活动；对于重污染行业，市场激励型环境规制这一规制手段会增加企业环境成本，可引导其建立有效的成本分摊机制，鼓励该行业继续增加研发投入，使用更加清洁的生产技术或服务第四，针对不同所有制的企业，应实施差异化的污染物排放政策。与非国有控股企业相比，市场激励型环境规制对国有控股企业的绿色创新的影响表现较不明显，可见其对这一规制工具容忍度较高，说明了对于市场规制这一工具的设计，可针对不同所有制企业制定相对应的激励措施，如将绿色技术创新或加大其权重在国有控股企业的绩效考核中，给国有控股企业施加较大的环保压力，激发其绿色创新的积极性。【参考文献】[1]李维安，张耀伟，郑敏娜，等.中国上市公司绿色治理及其评价研究[J].管理世界，2019，35(5)：126-133+160.[2]郭进.环境规制对绿色技术创新的影响———“波特效应”的中国证据[J].财贸经济，2019，40(3)：147-160.[3]YanSong，TingtingYang，MingZhang.Researchontheimpactofenviron-mentalregulationonenterprisetechnologyinnovation：Anempiricalanaly-sisbasedonChineseprovincialpaneldata[J].EnvironmentalScienceandPollutionResearch，2019，26(21)：21835-21848.[4]李青原，肖泽华.异质性环境规制工具与企业绿色创新激励———来自上市企业绿色专利的证据[J].经济研究，2020，55(9)：192-208.[5]吴建祖，华欣意.高管团队注意力与企业绿色创新战略———来自中国制造业上市公司的经验证据[J].科学学与科学技术管理，2021，42(9)：122-142.[6]李斌，彭星.环境规制工具的空间异质效应研究———基于政府职能转变视角的空间计量分析[J].产业经济研究，2013(6)：38-47.[7]LingyunHuang，ZhuojunLei.Howenvironmentalregulationaffectcorporategreeninvestment：EvidencefromChina[J].JournalofCleanerProduction，279(2021)：1-9.[8]李小平，余东升，余娟娟.异质性环境规制对碳生产率的空间溢出效应——基于空间杜宾模型[J].中国软科学，2020(4)：82-96.[9]HailingLi，XuehongZhu，JinyuChen，etal.Environmentalregulations，environmentalgovernanceefficiencyandthegreentransformationofChina'sironandsteelenterprises[J].EcologicalEconomics，2019，165：1.[10]范丹，孙晓婷.环境规制、绿色技术创新与绿色经济增长[J].中国人口·资源与环境，2020，30(6)：105-115.[11]KarenPalmer，WallaceEOates，PaulRPortney.Tighteningenvironme-ntalstandards：Thebenefit-costortheno-costparadigm?[J].JournalofEconomicPerspectives，1995，9(4)：119-132.[12]GiulioC，ValentinaD，RobertoG.Doesthedevelopmentofenvironmentalinnovationrequiredifferentresources?EvidencefromSpanishmanufactu-ringfirms[J].JournalofCleanerProduction，2015，94(1)：211-220.[13]PetroniG，BigliardiB，GalatiF.Rethinkingtheporterhypothesis：Theun-derappreciatedimportanceofvalueappropriationandpollutionintensity[J].ReviewofPolicyResearch，2019，36(1)：121-140.[14]PorterM，Vander，LindeC.Towardanewconceptionoftheenvironment-competitivenessrelationship[J].JournalofEconomicPerspectives，1995，9(4)：97-118.[15]李卫红，白杨.环境规制能引发“创新补偿”效应吗?———基于“波特假说”的博弈分析[J].审计与经济研究，2018，33(6)：103-111.[16]SalvadoJ，CastroG，LopezJ.Theimportanceofthecomplementaritybet-weenenvironmentmanagementsystemsandenvironmentalinnovationca-pabilities[J].TechnologicalForecastingandSocialChange，2015，96(4)：288-297.[17]董直庆，王辉.环境规制的“本地—邻地”绿色技术进步效应[J].中国工业经济，2019(1)：100-118.[18]石华平，易敏利.环境规制与技术创新双赢的帕累托最优区域研究———基于中国35个工业行业面板数据的经验分析[J].软科学，2019，33(9)：40-45+59[19]王珍愚，曹瑜，林善浪.环境规制对企业绿色技术创新的影响特征与异质性———基于中国上市公司绿色专利数据[J].科学学研究，2021，39(5)：909-919+929.[20]董景荣，张文卿，陈宇科.环境规制工具、政府支持对绿色技术创新的影响研究[J].产业经济研究，2021(3)：1-16.[21]ClaraVillegas-Palacio，JessicaCoria.Ontheinteractionbetweenimper-fectcomplianceandtechnologyadoption：Taxesversustradableemissionspermits[J].JournalofRegulatoryEconomics，2010，38(3)：274-291.[22]许士春，何正霞，龙如银.环境规制对企业绿色技术创新的影响[J].科研管理，2012，33(6)：67-74.[23]李广培，李艳歌，全佳敏.环境规制、R&D投入与企业绿色技术创新能力[J].科学学与科学技术管理，2018，39(11)：61-73.[24]WuganCai，XiaoliangZhou.Onthedriversofeco-innovation：EmpiricalevidencefromChina[J].JournalofCleanerProduction，2014，79：239-248.[25]齐绍洲，张倩，王班班.新能源企业创新的市场化激励———基于风险投资和企业专利数据的研究[J].中国工业经济，2017(12)：95-112.（责任编辑：WMJ）50··

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