环境规制对企业绿色创新的影响研究

李青青 朱泰玉 高 兵

(1.中国自然资源经济研究院，北京 101149；2.山东省菏泽市自然资源和规划局，山东 菏泽 274000)

0 引言

十九大报告明确提出“构建市场导向的绿色技术创新体系”，阐明了绿色创新在生态文明建设中的关键作用。2019年3月19日，习近平总书记在中央全面深化改革委员会第七次会议上强调“要围绕抓重点、补短板、强弱项，更加注重抓好大保护，从中华民族长远利益考虑，把生态环境保护放到重要位置，坚持走生态优先、绿色发展的新路子。”为生态文明建设指明了方向，坚定了绿色发展的信心[1]。

20世纪90年代，Fussler和James将绿色创新定义为能够减轻对环境的负面影响并带给客户商业价值的新产品和新过程[2]。绿色创新属于转型创新，相较于传统创新而言，更倾向于节约能源资源、减少环境污染和提高生态质量，可以从根本上为产业转型升级提供绿色通道，促进可持续发展。由于绿色创新不单以经济指标衡量创新绩效，而是综合考虑了环境因素，涵盖产品加工工艺显著提升、服务水平明显改善、生产过程明显优化、管理理念与经营方式新颖度显著提高，能够提高资源利用效率、减少环境污染，所以大大降低对环境产生的负外部性。企业绿色创新作为一种有效的创新模式，是突破资源和环境约束，增强企业竞争力，促进经济高质量发展的重要手段[3]。

然而，绿色创新具有研发和环境保护的双重正外部性[4]、高投入性和高风险性等特征，加上多数企业受经济利益驱使，较少兼顾生态效益和社会效益，导致企业绿色创新主体缺位、动力不足、绩效不容乐观，普遍存在着生态工业关键技术创新缺乏、创新效率偏低的问题。企业作为污染排放的主要来源，产生了大量污染物，本着“谁污染谁治理”的原则，企业理应承担起绿色创新、减少污染排放的重任。但是，就我国长期实践来看，绿色创新活动主要集中在高等院校和科研院所，企业创新主体作用不明显。绿色创新的科技成果无法通过企业转化为社会生产力，制约了绿色创新技术的发展。可见，市场机制在促进企业绿色创新活动开展方面是失灵的，需要依赖于政府科学合理的环境规制。

因此，完善环境规制以激励企业绿色创新行为至关重要。相较于更为一般化的科技政策，环境规制对企业绿色创新活动的激励更具有针对性，发达国家普遍采取多种环境规制工具促进企业绿色创新。自20世纪70年代起，我国陆续在不同领域和环节出台了一系列环境规制。1979年，《环境保护法(试行)》的颁布表明我国环境规制法律框架基本形成。直至20世纪80年代末，我国一直以强制型环境规制防治环境污染。其概念明确、操作性强，在控制污染物排放和改善生态环境方面发挥了重要作用。随着市场经济不断发展，强制型环境规制“整齐划一”、忽略企业异质性的做法造成了社会资源的严重浪费，以市场机制和经济激励为手段的市场激励型环境规制应运而生。1987年，《上海市黄浦江上游水源保护条例实施细则》规定水污染物排放指标有偿转让制度，开启了排污许可权交易的大幕[5]。1996年，《国务院关于二氧化硫排污收费扩大试点工作有关问题的批复》提出扩大二氧化硫排污收费范围。2003年，《排污费征收使用管理条例》规定了排污费征收的范围、种类、数量和征收标准，并将排污费纳入财政预算，列入环境保护专项资金进行管理。2013年，我国先后建立7个碳排放权交易试点，市场激励型环境规制不断深化。2016年，我国正式颁布《环境税法》，通过税收调节作用为环境保护和发展方式转型提供制度性契机。近年来，由于我国环境污染的加剧和人口素质的提高，人民群众对环境质量有了进一步要求，也积极参与到环境管理中去。2015年，《中国环境统计年报》显示，我国环境问题来信数达到108985封，环境问题来访批次为106512次。总体来看，当前环境规制已经由形式单一的命令控制型环境规制转变为命令控制型和市场激励型环境规制为主要形式，公众参与初显的多层次的环境规制体系。

三种不同类型的环境规制对企业绿色创新产生哪些影响？三种环境规制影响企业绿色创新的内在机制是什么？政府应采用何种环境规制工具组合？准确回答以上问题，有助于加深对企业绿色创新行为发生过程的理解，增强政府环境规制工具的激励效果以及提升企业绿色创新能力。基于以上的现实背景，厘清环境规制对企业绿色创新的基本作用机制和影响路径，合理确定其组合及强度以激励企业绿色创新成为重要的理论和现实问题。

1 文献回顾与数理模型构建

Poter and Linde[6]最先提出“双赢”观点，指出设计合理强度适当的环境规制能引发创新，从而带来额外的生态收益并提升企业综合竞争力，产生创新补偿效应和先发优势效应。Xepapadeas and Zeeuw[7]、聂爱云和何小钢[8]、许士春等[9]构建数量模型论证了“波特假说”的合理性。徐建中等[10]、游达明和杨金辉[11]通过演化博弈指出绿色创新投入补贴与征收碳税这两种市场激励型环境规制和环保组织、媒体、公民等第三方积极参与的自愿协议型环境规制均能促进企业绿色创新。周晶淼等[12]、曹霞和张路蓬[13]模拟动态数值仿真得出加强环境规制有助于企业绿色创新。Kammerer[14]、Johnston[15]、Lanoie 等[16]分别利用德国电子电器制造商、全世界国家、OECD国家4200个设施的面板数据，研究表明环境规制对绿色创新具有很强的激励作用。Hamamoto[17]、Kneller[18]、Yang[19]、Pavel and Chirantan[20]、Ma Yuan等[21]实证发现政府强制监管及环境法规能够激励企业绿色创新。Nelson等[22]以美国1969-1983年期间运营的44家私营电力公司为样本，利用三方程模型研究指出没有环境监管污染排放量会增加34.6%。Popp[23]汇总美国1972-1997年186家企业的数据，研究发现环境规制提高了企业脱硫效率。Horbath[24]研究德国面板数据发现环境法规、环境管理工具和一般组织变革和改进引发了环境创新，环境管理工具有助于节省成本(特别是材料和能源的节省)，节约成本是环境创新的重要动力。

Palmer等[25]最先对Porter and Linde[6]的观点提出质疑，他们认为传统的成本收益分析是对环境问题的根本扭曲，通过实证研究得出：环境规制会抑制企业绿色创新行为。Schmutzler[26]、Mohr[27]在委托代理理论和有限理性理论的基础上发现，因环境政策产生的创新抵消的收益经常难以超过成本，即环境规制难以诱发完全抵消执行成本的创新活动。Conrad and Wastl[28]、Chintrakarn[29]、Ramanathan 等[30]分别以德国十大污染密集型行业、美国48个州制造业、美国16个工业部门为样本，指出严格的环境监管和环境法规会增加企业减排成本，产生“挤出效应”。Kneller and Manderson[31]利用英国2000-2006年的数据，估计企业绿色创新行为的动态模型，得出环境监管对总体研发或总资本积累没有积极影响，更严格的环境法规直接降低了非环境创新的最佳支出。Wagner[32]利用德国制造业数据应用负二项式和二元离散选择模型对代表企业绿色创新的专利数据和环境管理体系实施水平进行研究，分析得出环境管理体系实施水平与企业绿色专利产出水平呈负相关关系。王凤祥和张伟[33]基于我国2006-2015年30个省份的面板数据实证发现环境规制负向影响绿色技术创新。

为了验证环境规制在企业绿色创新过程中是“遵规成本效应”还是“创新补偿效应”占据主导地位，本文在新古典增长模型的基础上，借鉴梁劲锐[34]等的模型，并考虑到政府补贴对企业绿色创新的激励作用，探讨环境规制对企业绿色创新的影响，基本假设如下：

假设2：企业在完全竞争的市场环境中，产品价格P不会随产量波动，始终处于稳定状态。企业生产行为是理性的，追求利润最大化。

假设5：企业最终的污染排放总量为B(Y,E)，其随产出增加而增加，随绿色创新成本增加而减少，即B'(Y)>0,B'(E)<0。

根据以上假设，将企业的利润函数表示为：

π=PY-E+IE-r1KE-r2KNE-ω1LE-ω2LNE

(1)

其中，r1、r2分别为企业进行绿色创新和不进行绿色创新时的资本价格(利率)，ω1、ω2表示企业进行绿色创新和不进行绿色创新时的劳动力价格(工资)，则企业最优化行为表示为：

max(PY-E+IE-r1KE-r2KNE-ω1LE-ω2LNE)s.t.B(Y,E)=R

(2)

R表示环境规制上限，即政府规定的最高排污量。

构建拉格朗日函数如下：

L=(PY-E+IE-r1KE-r2KNE-ω1LE-ω2LNE)+λ[B(Y,E)-R](λ≠0)

(3)

其最优化条件要满足：

(4)

(5)

(6)

(7)

由式(6)得：

(8)

(9)

根据双重积分的特性，可得：

(10)

将式(10)代入式(9)整理化简得：

(11)

(12)

(13)

按照上述证明过程，亦可以得出在环境规制较弱，即θ<ξ/ψ时，政府强化环境规制会减少企业绿色创新的劳动力投入，造成企业绿色创新人才短缺，而当环境规制较强，即θ>ξ/ψ时，环境规制增强会刺激企业加大绿色创新人才培养和引进，激励企业绿色创新。

综上所述，环境规制对企业绿色创新的影响具有复杂的非线性关系，其对企业绿色创新是具有促进还是抑制效应取决于环境规制相对于拐点ξ/ψ的位置，在拐点左侧，环境规制负向影响企业绿色创新，在拐点右侧，环境规制正向激励企业绿色创新。总体来看，环境规制与企业绿色创新呈现出先抑制后促进的“U型”变化特征。

2 研究设计

2.1 模型设定

根据上文数理模型推导可知，环境规制对企业绿色创新具有先抑后扬的“U型”曲线关系，因此需要在模型中加入环境规制的二次项，研究我国现有的环境规制与企业绿色创新是否与理论相符。面板模型设定如下：

lnEIit=β0+β1ERit+β2ERit2+β3FDIit+β4ISit+β5FSit+β6ESit+εit

其中，i代表省份，t代表年份，lnEIit为企业绿色创新成果(包括企业实质性绿色创新lnMEI和企业策略性绿色创新lnSEI)，ER是环境规制指标(包括命令控制型环境规制CER、市场激励型环境规制MER和公众参与型环境规制PER)，FDI、IS、FS、ES分别代表外商直接投资、产业结构、要素结构和能源结构，εit是随机误差项。

2.2 变量选取及度量

基于数据的可获得性和完整性原则，本文选取中国30个省份(西藏除外)2005-2015年间的面板数据作为样本。其中，绿色创新水平衡量指标筛选自佰腾网专利服务平台，环境规制指标来源于《中国环境统计年报》，外商直接投资、三大产业产值、工业增加值来源于《中国统计年鉴》，煤炭和能源消耗总量来源于《中国能源统计年鉴》,所有经济性指标均以2005年为基期进行平减换算。涉及的主要指标具体如下：

(1)企业绿色创新成果(lnEI)。本文借鉴黎文靖和郑曼妮[36]的做法，将企业绿色创新分为企业实质性绿色创新lnMEI和企业策略性绿色创新lnSEI两种类型，筛选出佰腾专利网中有助于节约能源资源、保护生态环境和减少污染排放的企业发明专利、实用新型和外观设计三种专利申请数，用生态发明专利申请数衡量企业实质性绿色创新成果，用生态实用新型专利和生态外观设计专利的申请数总和衡量企业策略性绿色创新成果。

(2)环境规制(ER)。环境规制为本文的主要解释变量，环境规制对企业绿色创新既可能产生“遵规成本效应”，也可能产生“创新补偿效应”，环境规制究竟是促进还是抑制企业绿色创新，要靠实证检验。目前有关环境规制对企业绿色创新影响研究的文献十分丰富，但是学术界对于环境规制并未确定出统一的衡量指标，为了探究不同类型的环境规制对企业绿色创新的具体影响，将环境规制分为命令控制型环境规制CER、市场激励型环境规制MER和公众参与型环境规制PER三种类型，借鉴黄清煌等[37]的做法，将对应的衡量指标分别设置为环境行政处罚案件数、排污费、环境问题来信数与工业增加值的比值。

(3)其他控制变量。外商直接投资(FDI)以各省经营单位所在地进出口总额占GDP的比重衡量，并将以美元表示的各省经营单位所在地进出口总额用当年的平均汇率水平进行换算；产业结构(IS)用第三产业占三大产业总产值的比重表示，其值越大，说明产业结构越合理；要素结构(FS)采用单位能源的资本数来度量，其值越大，说明要素结构越合理；能源结构(ES)指各地区的煤炭消费量占其他能源消费总量的比重，该比值越大，说明能源结构越差。

各变量的定义及描述性统计如表1所示：

表1 各变量描述性统计分析

3 实证分析及结果

本文利用stata软件对计量模型进行豪斯曼检验，并根据豪斯曼检验结果判断应该选择固定效应模型还是随机效应模型。表2报告了三种环境规制对企业绿色创新的影响结果。其中模型(I)-(III)分别对应三种不同类型的环境规制：命令控制型、市场激励型和公众参与型环境规制对企业实质性绿色创新的影响估计结果。三个模型的F/Wald统计量均通过了显著性检验，说明模型整体具有显著性。R-sq的值分别为0.6588、0.684和0.7085，说明模型解释能力是能够接受的。回归结果表明，命令控制型、市场激励型和公众参与型三种环境规制对企业实质性绿色创新的一次项系数为负，二次项系数为正，且均通过了1%的显著性水平检验，其余变量也多数通过了显著性检验，说明模型设计总体来说是比较合理的。模型(Ⅳ)-(Ⅵ)分别对应命令控制型、市场激励型和公众参与型环境规制对企业策略性绿色创新的影响估计结果。由F/Wald统计量、R-sq的值看出模型整体显著且设计比较合理。回归结果表明，命令控制型、市场激励型和公众参与型3种环境规制对企业策略性绿色创新的一次项系数为负，二次项系数为正，且均通过了1%的显著性水平检验。

表2 三种环境规制对企业绿色创新的影响

由回归结果可以看出，三种环境规制对企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的影响呈现出先抑制后促进的“U型”变化特征，这与前文的数理模型分析结果相一致。通过观察环境规制对企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的一次项以及二次项的回归系数可知，三种环境规制对企业实质性绿色创新“U型”曲线的拐点分别为3.1887、53.3575和19.2988，对企业策略性绿色创新的“U型”曲线的拐点分别为3.0353、53.6916和20.0709。从三种环境规制的描述性统计结果来看，命令控制型环境规制的均值为0.4143，中位数为0.1247，最小值为0.00004；市场激励型环境规制的均值为12.7046，中位数为8.1137，最小值为0.7087；公众参与型环境规制的均值为2.4781，中位数为0.0072，最小值为0.00002。三种环境规制均未跨越“U型”曲线的拐点，说明我国现有的环境规制抑制了企业实质性和策略性绿色创新，环境规制的“遵规成本效应”大于“创新补偿效应”。

就控制变量而言，FDI显著抑制了企业绿色创新，这说明现阶段外商投资的污染避难所效应大于溢出示范效应和消化吸收效应，导致企业绿色创新资金不足和动力欠缺。产业结构显著促进了企业绿色创新，这是因为消费者绿色偏好催生的绿色需求使产业结构更加合理化和高级化，为企业绿色创新奠定了基础。要素结构正向促进企业绿色创新，原因在于要素价格的提升会对企业绿色创新产生倒逼机制。能源结构尚未对企业绿色创新产生显著影响，这说明我国传统的以煤炭为主要能源的能源消费结构“惯性”过大，未能通过能源结构调整促进企业绿色创新。

为了考察环境规制与企业绿色创新的关系是否具有稳健性，本文将命令控制型、市场激励型和公众参与型环境规制的衡量指标分别换为环境法规数、工业污染治理投资完成额、环境问题来访批次与工业增加值的比值，对计量模型进行稳健性检验，结果如表3所示。从稳健性检验结果可以看出，解释变量和控制变量的回归系数显著性未发生明显变化，不影响分析结果。

表3 三种环境规制对企业绿色创新的影响

4 研究结论

随着能源资源日益趋紧，生态环境保护治理加强，需从单一追求经济效益转向兼顾经济效益、社会效益和生态效益，满足人民群众对美好生态环境的期盼。在此背景下，研究环境规制对企业绿色创新的影响兼具理论和现实意义。本文在现状分析的基础上，通过构建数理模型研究环境规制对企业绿色创新的影响机制，并综合考虑三种不同类型的环境规制对企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的影响，然后以全国内地30个省份(西藏除外)2005-2015年的面板数据为样本进行实证检验，得出以下结论：第一，环境规制对企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的影响均呈现“U型”曲线关系。但目前我国绝大多数省份的三种环境规制均位于“U型”曲线拐点左侧，抑制了企业绿色创新行为，所以应该进一步增加环境规制供给。除此之外，需要优化环境规制组合，命令控制型环境规制在实施后期对企业绿色创新的影响有限，考虑到我国市场机制体制不断完善，未来应该主要增加市场激励型环境规制的供给。第二，就控制变量而言，外商直接投资抑制了企业绿色创新，产业结构和要素结构促进了企业绿色创新，能源结构尚未对企业绿色创新产生显著影响。

5 政策启示

第一，提高环境规制强度。通过前文的数理模型推导和实证结果来看，只有当环境规制强度到达一定程度时才会激励企业绿色创新，环境规制强度弱反而阻碍企业绿色创新。当前命令控制型、市场激励型和公众参与型三种环境规制均未跨越“U型”曲线拐点，尚未发挥环境规制对企业实质性绿色创新和企业策略性绿色创新的促进作用，未来应该加强三种环境规制的供给，提高环境规制强度，以突破企业绿色创新的“阈值”。但同时也要注意环境规制强度的提升必须与企业的承受能力相匹配，根据生产力发展水平、经济形势、环境保护的紧迫度、企业运营状况和企业实际情况及时变化调整。

第二，优化环境规制组合。命令控制型、市场激励型和公众参与型环境规制各有其优缺点，对企业绿色创新的影响也不尽相同。命令控制型环境规制见效快，目前仍然是我国环境规制的主要类型，且在跨越“U型”拐点之后，命令控制型环境规制对企业实质性绿色创新和策略性绿色创新的正向影响显著，所以应该继续提高命令控制型环境规制的实施效果，但命令控制型环境规制在实施后期对企业绿色创新的影响有限，考虑到我国市场机制体制不断完善，未来应该主要增加市场激励型环境规制的供给，并逐渐扩大群众的环境治理参与权, 探索制定公众参与相关标准或管理办法，明确信息公示的内容、方式、时效[38]。

第三，积极完善配套设施。一是制定合适的招商引资政策，扩大引进清洁型FDI的规模和种类，并着重将FDI的引入从增量导向转变为提质导向，优化外资利用结构，发挥FDI对企业绿色创新的示范效应和溢出效应；二是推动以清洁型产业为主的第三产业的发展，实现产业结构绿色化；三是推动资源价格市场化，提高资源要素价格，通过要素价格倒逼企业绿色创新；四是改变能源消费结构，减少一次性能源消耗，增加清洁型能源和可再生能源消耗，严格控制煤炭等传统能源的消耗量，加大对新型能源的补贴力度。