环保“费改税”提高了企业绿色创新水平吗

付梦媛 薛钢

内容提要：绿色创新是实现环境和经济协调发展的关键推动力，科学研判环保“费改税”实施对企业绿色创新水平的影响，将为绿色税收体系的优化提供实践证据。文章基于2015—2019年沪深A股上市公司的面板数据，运用双重差分模型实证检验2018年环保“费改税”对企业绿色创新的影响并探讨内在影响机制。结果表明，环保“费改税”的实施促进了企业实质性绿色创新水平的提高，并且在国有企业、规模较大企业和重污染企业中更为明显，但对企业策略性绿色创新影响不显著。分析表明，这种促进作用并不是通过新增绿色创新实现的，而是挤出了原有非绿色创新。

关键词：环境保护税；费改税；绿色创新；波特效应；绿色税制

中图分类号：F812.422 文献标识码：A 文章编号：2095-1280（2024）02-0067-11

一、引言及文献综述

党的二十大深刻阐明中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化，必须牢固树立和践行绿水青山就是金山银山的理念，站在人与自然和谐共生的高度谋划发展。中国作为后现代化的发展中国家，创新是驱动经济和社会绿色发展，实现人与自然和谐共生的助推器。尤其是在当今全球绿色经济竞争的背景下，绿色经济已然成为全球竞争的制高点，绿色技术创新的竞争力就是国家竞争力的核心体现。因此，绿色创新是实现环境和经济协调发展的关键推动力，也是实现绿色可持续发展的第一动力。企业在市场经济体制中占有主体地位，是进行绿色创新的主体力量，政府通过政策工具的合理运用来激励企业的创新活力，推动绿色技术创新是实现绿色发展的重要途径。

2018年，我国第一部“绿色税法”——《环境保护税法》正式实施，传统的排污费制度被环境保护税所代替，以下简称“费改税”。与排污费相比，环境保护税对环境污染行为有了更强的监督和法律约束，法律规定了企业应当披露环境保护和污染排放的信息，提高了企业的排污成本。在“费改税”的过程中，国家仅仅规定了环境保护税税率的上限和下限，各个省份税率确定的自主权交给了地方政府，地方政府可根据自身实际情况来确定环境保护税税率。部分省份本着“税负平移”的原则仍然将排污费的征收标准作为环境保护税的税率。然而，河南、湖南、四川、重庆、贵州、海南、广西、山西、北京、河北、天津、江苏和山东等13个省、自治区和直辖市在原有排污费的基础上提高了税率。环境保护税征收标准的提高是否提高了企业的绿色创新水平是本文关注的核心内容。

目前，大多数文献主要集中在排污费制度对企业绿色创新的影响，而基于“费改税”对企业绿色创新的实证分析较少。于连超等（2021）基于重污染企业样本研究表明，“费改税”显著促进了企业绿色创新水平的提高。而谢贞发等（2022）却发现“费改税”对企业的绿色创新数量的影响不显著，仅对策略性绿色创新有影响。还有学者认为“费改税”对企业绿色创新的激励作用主要体现在过程创新，而对绿色创新的结果影响不显著（冷传莉等，2021）。上述文献对于“费改税”能否促进企业绿色创新的研究结论并未形成一致，基于此，本文基于2015—2019年中国沪深A股上市公司的样本分析“费改税”对企业绿色创新水平的影响并探讨具体的影响机制。

二、理论分析与研究假设

基于“庇古税”的基本理论，环境保护税征收标准的提高会直接增加企业的经营成本。企业在面临更高的环境规制成本时，通常有两种选择：一是从短期来看，企业选择继续保持现有的生产技术和排污水平，承担增加的环境保护税成本，从而可能挤占原本用于绿色创新研发投入的资金，从而抑制企业绿色创新（牛美晨等，2021）。具体来讲，环境保护税税率的提高给企业带来了资金负担，减少了企业的现金流，增加了企业的经济负担，同时对企业内部资金造成一定的挤压（Petroni等，2019），企业因此缺少购入清洁节能设备、生产工艺绿色升级的资金，企业进行绿色创新的动力不足，从而抑制企业的绿色创新（张平等，2016）。与此同时，企业也不愿意承担环境保护税的税收成本，企業可能会通过压缩产能或者提高产品价格将税负转嫁给消费者两种方式来应对，但最终都会损害到经济效益，导致现金流减少，甚至存在资金断裂的风险，不利于企业后续的研发创新活动。

二是企业从长远考虑，通过整体的成本收益分析做出利益最大化决策。基于波特假说的创新补偿理论，当环境规制成本增加时，企业迫于环境压力会通过绿色创新的补偿效应以实现利益最大化（Porter，1991；于连超等，2019）。为了缓解长期的税负痛感，企业将通过生产设备、生产工艺及流程的绿色创新最终实现绿色产品创新（李晓红等，2023），在这个过程中，不仅减少了对高能耗、高污染生产方式的依赖，也提高了企业整体的绿色竞争力，促进了企业绿色创新（温湖炜和钟启明，2020）。在企业绿色创新水平提高的同时，也提升了企业的自身形象，不仅降低了企业的税收负担，节省了经营成本，还获得了额外收益，对企业绿色创新具有一定的促进作用。

当企业面临环境保护税这一更严格的环境规制时，基于成本收益分析的考虑，企业会通过绿色创新补偿效应以实现整体利益最大化。企业要开展绿色创新活动势必需要增加绿色创新领域的投入，包括货币资金和人力资本等非货币性资本（李青原和肖泽华，2020）。一方面，企业可能在现有创新活动的基础上新增绿色创新投资以促进绿色创新，即“杠杆效应”。杠杆效应是指企业在面临更加严格的环境规制时，会通过额外增加绿色创新投入促进企业绿色创新。即环境保护税提高了企业的生产成本，为了实现利益最大化，企业可能在现有创新投入的基础上进一步追加绿色投资，在不改变现有创新活动的基础上增加绿色创新，以提高企业整体的绿色竞争力。具体来讲，环境保护税税率提高后，面对环境规制成本的增加，企业在既有创新的基础上叠加绿色创新，以实现整体创新水平的提高（刘金科和肖翊阳，2022）。这就要求企业进一步额外的追加绿色创新投资为开展绿色创新活动提供资金基础，这时，环境保护税诱发了企业绿色创新的杠杆效应。杠杆效应的实现需要两个条件，一是企业面对更高的环境成本时，有额外新增绿色投资的意愿；二是企业的资源约束程度较低，能负担得起额外的投资成本和投资风险。

另一方面，企业在资源约束的情况下，可能會对现有资源分配结构做出调整，具体体现为增加绿色创新领域的资源分配比例，这可能会对原有的非绿色创新形成“挤出效应”。环境保护税通过对污染物征税的方式提高了污染型生产工艺和污染型产品的价格，企业想要通过绿色创新来提高整体的绿色竞争力。但企业由于资源约束等原因，在缺少资金或创新风险抵抗能力较低的情况下，只能通过对现有创新资源的重新配置以规避环境规制成本的提高。具体体现为，企业会将更多的货币资本和非货币资本分配到绿色创新领域，集中资源推动绿色创新活动，这确实促进了绿色创新，但是以挤出原有的非绿色创新为代价的。

基于以上分析，本文提出研究假设如下：

假设1a：“费改税”减少了企业的现金流，对企业绿色创新产生了抑制作用。

假设1b：“费改税”增加了企业开展绿色创新活动的动力，对企业绿色创新产生了促进作用。

假设2a：“费改税”通过“杠杆效应”促进了企业的绿色创新。

假设2b：“费改税”通过“挤出效应”促进了企业的绿色创新。

三、模型构建与数据说明

（一）模型构建

“费改税”使得污染物的征收标准在不同的地区之间产生了较大的区别，形成了不同程度的政策冲击，企业在面临这一冲击时会做出怎么样的经济决策值得关注。为了检验环境保护“费改税”对企业绿色创新的影响，将2018年“费改税”实施作为准自然实验，运用双重差分模型（DID）的方法进行实证检验。具体地，本文将提高了污染物征收标准的地区作为实验组，其余的作为控制组，构建以下计量模型：

（1）

在模型1中，Ginnovit是企业i在t年的绿色创新水平，在样本期内，如果企业i所在的地区提高了污染物的征收标准，则为处理组，treati=1，否则为控制组，treati=0。在处理组中，如果t在“费改税”政策之后，即t>2017，则postt=1，否则postt=0，treati×postt代表该政策的实施，α1是本文重点关注的系数。Xit为控制变量的集合，γi为企业个体固定效应，ηt为时间固定效应，εit为随机扰动项。

（二）变量说明

1.被解释变量：本文的被解释变量为企业绿色创新水平，已有文献大都采用专利数量作为度量指标。由于本文想要估计“费改税”是否增加了绿色创新占整体创新的比例，因此选用企业绿色专利申请数量占当期总体专利申请数量的比例来衡量企业绿色创新水平。参考已有文献对创新的分类（黎文靖和郑曼妮，2016），本文采用企业绿色发明专利占比（Ginnov1）代表实质性绿色创新，企业绿色实用型专利占比代表策略性绿色创新。

2.核心解释变量：本文的核心解释变量是“费改税”政策处理效应变量treati×postt。

3.控制变量：本文参考田利辉等（2022），分别在企业层面和城市层面选取了一系列的控制变量，变量的定义及度量见表1所示。

（三）数据来源

企业绿色专利申请量和企业总体专利申请量的数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）数据库。目前数据库中可以获得的企业专利数据截至2019年。同时，2020年新型冠状病毒肺炎疫情会对企业形成一个较大冲击，影响估计结果的准确性。因此，本章选取了2015—2019年中国沪深A股上市公司作为研究样本，为了使样本更符合研究目标，剔除了金融保险行业和ST、SST和*ST的企业，另外还剔除了一些数据缺失较为严重的企业，最终得到5266个样本观测值。其中，企业层面的控制变量数据来源于国泰安数据库（CSMAR）、中国研究数据服务平台（CNRDS）数据库，地区层面的控制变量数据来源于EPS数据库。各变量的描述性分析见表2所示。

四、实证分析结果

（一）基准回归结果分析

基于模型（1），运用双重差分的方法实证检验了“费改税”实施对企业绿色创新水平的影响，回归结果见表3所示。由列（1）和列（2）的结果可知，无论是否加入控制变量，交互项treat×post的系数在1%的显著性水平上为正，说明“费改税”后，征税标准的提高显著提高了企业绿色发明专利占比。由列（3）和列（4）的结果可知，交互项treat×post的系数不显著，说明“费改税”对企业绿色实用型专利占比影响不显著。这代表的经济意义是，与征税标准平移的地区相比，征税标准的提高显著促进了企业的实质性绿色创新，而对策略性绿色创新影响不显著。可能的原因在于，对于征税标准提高地区的企业来说，减排成本提高，经济压力增加，从长远的成本收益分析来看，绿色创新是降低减排成本，提高经济收益的有效解决方法。在全球倡导绿色、低碳、可持续的经济发展背景下，绿色技术革命是未来经济发展的主旋律，绿色创新是企业保持竞争力的强有力工具，在有效降低污染排放量的同时也提高了企业的经济效益，实现了环境效益与经济效益的双赢（Hart，1995）。以列（2）的估计结果为准，“费改税”之后，征税标准提高地区的企业的绿色发明专利占比提高2.79%①，而对绿色实用型专利影响不显著的原因在于相较于实用型专利，发明专利的技术含量更高，更能为企业解决实际问题，因此企业可能将更多的资金、人力资本投入到发明专利的申请方面。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验

双重差分识别策略运用的重要前提是平行趋势假定成立，即实验组和控制组在政策实施前不存在明显差别或变化趋势相同。为了验证实验组与控制组在“费改税”政策实施前是否满足平行趋势假设，本文采用事件研究法构建以下模型，进行实证检验：

（2）

在该模型中，timek为时间虚拟变量，当观测值为k年时，timek取值为1，其余时间取值为0。{λk}刻画了在政策实施前后实验组和控制组差异的变动趋势，为了避免多重共线性对平行趋势检验产生的影响，本章剔除了基期，即政策实施的前一年2017年。图1展示了λk的估计值在2015—2019年的变化趋势，即平行趋势的检验结果①。图中的点代表的是λk在各时期的估计值，上下两条线表示置信区间。结果表明，在“费改税”政策实施前，即在2015—2016年之间，系数λk的估计值在0的附近波动，这意味着在政策实施前，实验组和控制组的绿色发明专利申请量占比的差别变动不明显。而在2018年“费改税”政策冲击之后，系数λk的估计值发生了明显的跳跃，即实验组和控制组的绿色发明专利申请量占比的差别变动明显，具体表现为“费改税”后，提高征税标准地区的企业绿色发明专利申请量占比显著高于没有提高征税标准地区的企业。2019年系数大小与2018年持平，可能是“费改税”对绿色创新的促进作用是企业短期内的一个行为决策，“费改税”的政策效应在长期持续性方面仍存在改善空间。总体而言，本研究满足平行趋势检验，也就是说本研究估计的结果排除了实验组和控制组的事前差异，尽可能地估计了政策冲击的净效应。

平行终

2.替換被解释变量

基准回归中通过专利申请量来衡量创新水平。这一作法可能存在高估的问题，因为专利申请量是企业自主申报的体现，并不是每一个专利申请都能得到授权。因此，采用专利授权量来衡量创新水平，即采用企业绿色发明专利占整体发明专利授权量的比例来衡量企业绿色创新水平。替换被解释变量后再次对模型1进行回归，回归结果见表4的列（1）所示，估计系数在5%的水平上显著为正，且估计系数略大于基准回归的系数，说明基准回归的结果是稳健的。

3.基于双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）的稳健性检验

基于征税标准是否提高来划分实验组和控制组并不具有完全的随机性，并且征税标准提高的地区和没有提高地区的环境政策存在一定差异，这就会使得估计结果有偏，并不是“费改税”政策冲击的净效应。为了解决这一问题，本章将进一步采用双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）重新进行实证检验。倾向得分匹配的基本思想是从控制组中找到与实验组中个体i的可测变量尽可能相似的个体j，使xi≈xj，则个体i和个体j进入处理组的概率相似，具有一定的可比性，因此可将yj作为yoi的估计量，即，可将，yi-yj作为对个体i处理效应的度量。按照这一方法将处理组和控制组的个体都如此进行匹配，对每个个体的处理效应进行平均，得到“匹配估计量”。选用企业的资产规模、财务状况等一系列公司特征和经济发展水平和产业结构地区特征作为匹配变量，通过Logit计算出倾向匹配得分，再通过近邻匹配的方法进行匹配，得到3855个样本。基于匹配后的样本再进行双重差分估计，倾向得分匹配的估计结果见表4的列（2）所示。从表中可以看出，倾向得分匹配系数在5%的显著性水平上为正，且与基准回归相比，倾向得分匹配系数略大于基准回归，进一步证实了结论的稳健性。

4.排除其他政策干扰

为了进一步排除其他因素的干扰以得出“费改税”冲击对企业绿色创新的净效应，本文梳理了同期其他相关的可能会影响企业绿色创新水平的环境政策，有两方面的政策值得关注。有研究表明，环保督察政策和碳排放交易权制度都会对企业绿色创新产生影响（宋鹏等，2022；唐国平等，2022）。环保督察于2015年启动，以河北省为试点，在2015—2018年期间分批次逐步覆盖全国范围内的其他省市，共问责超18000名相关负责人。①为了排除环保督察对本研究结果的影响，设置环保督察虚拟变量（supervision），具体做法为，假设在地区r在t时期实施了环保督察，则令supervision=1，否则为0，将环保督察变量加入到模型1中进行回归，回归结果见表4的列（3）所示。除此之外还有碳排放交易权制度。2011年，碳排放交易市场在全国7个省市试点②，各试点省市的碳排放交易市场先后于2013年到2014年上线。为了排除碳排放交易制度对研究结果的影响，同样设置了碳排放权交易虚拟变量（carbon），若省市r属于碳排放权交易试点城市，则carbon=1，否则为0，将碳排放权交易虚拟变量加入模型1中进行回归，结果见表4的列（4）所示。由列（3）和列（4）可得，双重差分估计量的系数与基准回归中系数的显著性和大小相差不大，这意味着环保督察和碳排放权交易制度对基准回归的结果没有产生影响，排除了竞争性政策的干扰，进一步证实了本研究结论的稳健性。

（三）进一步分析

1.异质性分析

为了进一步探讨“费改税”政策对企业实质性绿色创新的异质性影响，本文主要考虑了三方面的异质性。一是产权性质。国有企业和非国有企业除了在出资主体、营利方式等方面存在差别以外，更重要的是，国有企业被我国的特色制度赋予了一定的社会属性。对于政府的环境规制，国有企业面临着更强的监管压力，但同时也具备和政府讨价还价的能力，而非国有企业通常要承担融资约束和市场竞争的压力。这可能会导致“费改税”改革对产权性质不同的企业产生差异性影响（Cai等，2016）。二是企业规模。企业规模在一定程度上反映了企业的发展状况、经营能力。“费改税”实施后，不同规模的企业做出的反应可能有所不同。三是行业性质。“费改税”改革意味着更强的环境规制，行业不同的企业对环境规制的敏感度也不同，重污染行业和非重污染行业的企业面对更强的环境规制时所做出的选择也不同。

本文根据产权性质将样本分为国有企业和非国有企业，根据资产规模将样本分为规模较大的企业和规模较小的企业①，根据行业性质划分为重污染行业和非重污染行业②，回归结果见表5所示。从产权性质异质性来看，列（1）中“费改税”政策的回归系数为0.2836，略大于列（2）中回归系数0.2514，并且列（1）的显著性也更高，这意味着“费改税”改革对企业绿色创新的促进作用在国有企业中更加明显，而在非国有企业中的促进作用较弱。原因在于，与非国有企业相比，国有企业拥有更加丰富的社会资源和融资渠道（刘瑞明，2011），为国有企业开展创新活动提供了条件。同时，监管压力和责任意识提高了国有企业进行绿色创新的积极性。从企业规模来看，列（3）中“费改税”政策回归系数的大小和显著性都大于列（4），说明“费改税”在规模较大企业中能够更好发挥对绿色创新的促进作用。而对于规模较小企业，“费改税”对绿色创新的作用并不显著。究其原因可能是，与规模较小企业相比，规模较大企业为企业创新提供了更好的平台、更加丰富的资源；同时，规模较大企业往往被环保部门督察的概率更高，在面临“费改税”这一更强的环境规制时开展绿色创新活动的动机更强烈。从行业性质来看，列（5）中“费改税”政策回归系数的大小和显著性都大于列（6），这表明“费改税”改革对重污染行业企业的绿色创新促进作用更大，对于非重污染行业企业的影响并不显著。这可能是因为重污染行业对税收成本的敏感性更高，当“费改税”这一更强的环境规制开始实施时，与非重污染行业企业相比，重污染行业的企业进行绿色创新的迫切性更强。

2.机制检验

基于基准回归结果可知，“费改税”改革促进了企业的实质性绿色创新，这是否验证了“波特假说”呢？“波特假说”的创新补偿理论认为适当的环境规制可以促进企业通过增加在环保方面的投入，以技术改革来弥补环境成本，还能产生额外的经济效益，实现“四两拨千斤”的效果。但绿色发明专利占比③的提高并不一定是在原有整体专利申请量的基础上额外增加绿色专利的申请量，也可能是在原有整体专利申请量不变的基础上，将企业的货币资金和非货币资源更多地分配到绿色创新领域，对其他的创新（原有的非绿色创新）形成“挤出效应”（Link，1982），这意味着原有的非绿色创新项目面临着延期或取消。

为此，本文首先选取了整体发明专利的申请量作为被解释变量，如果“费改税”改革对整体发明专利申请量的影响不显著或者显著为负，说明“费改税”对企业的绿色创新的促进作用属于“挤出效应”，否则不是。其次，选取了衡量企业创新投入的变量作为被解释变量，包括环保投资、研发投入和研发人员。如果“费改税”改革对企业绿色创新的促进作用属于“杠杆效应”，则环保投资、研发投入和研发人员的估计系数应显著为正，否则不是。最后，“费改税”改革这一更强的环境规制意味着增加企业的污染排放成本，加重资金压力，减少企业的现金流，因此选取了现金流作为被解释变量。

研究结果见表6所示，“费改税”对企业整体发明专利申请量的影响不显著，显著增加了企业与绿色环保、节能减排相关的环保投资；对整体研发资金和人力资本投入的影响并不显著，显著减少了企业现金流。这表明，企业在面临更强的环境规制和更高的污染排放成本时，并没有在原有基础上增加环保投资，而是提高了对绿色创新的重视度，将资金和人力资源从其他非绿色创新转向绿色创新，也就是说绿色创新的增加可能是企业取消或推迟了原有的非绿色创新项目，形成了“挤出效应”。

基于上述分析，“费改税”改革对企业实质性绿色创新的促进作用并不是通过新增研发投入和研发人员实现的，而是通过调整研发资金和研发人力资本的投向，将原有用于其他非绿色创新的资源转移到绿色创新领域，绿色创新的增加是以牺牲非绿色创新为代价的。这可能是企业在短期内的一个策略性选择。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

基于2015—2019年沪深A股上市公司的面板数据，本文运用双重差分模型实证检验了2018年“费改税”的实施对企业绿色创新的影响并探讨了内在影响机制。结果表明，“费改税”实施后，相较于税负平移的省份，征税标准的提高促进了企业实质性绿色创新水平的提高，而对企业策略性绿色创新影响不显著。异质性分析发现，“费改税”对企业实质性绿色创新的促进作用在国有企业、规模较大企业和重污染企业中更为明显。机制检验发现，“费改税”实施对企业实质性绿色创新的推动作用并非是通过新增绿色创新触发的“波特效应”，而是在原有创新不变的情况下挤出了非绿色创新。

（二）政策建议

1.合理确定环境保护税的征收规模。就目前来看，一些税负平移地区的征税标准仍然较低，可以逐步提高征税标准。此外，当前环境保护税适用的是浮动税率，这可能会形成税收洼地，改为固定税率对企业形成的约束力度更强。除提高征收标准外，扩大环境保护税的征收范围也可以起到对企业绿色创新的激励作用。目前环境保护税的征收范围主要涉及二氧化硫、氮氧化物等大气污染物、水污染物和固体污染物等，尚未涉及二氧化碳。可考虑将二氧化碳纳入征收范围，倒逼企业在新能源行业进行绿色创新，以实现减污降碳协同效应。同时，增加对环境的征税可以减少对劳动和资本的扭曲程度，进一步释放绿色创新活力。

2.充分体现环境保护税政策的差异化。环境保护税的制定要充分考虑到政策差异性，根据企业的产权性质、行业属性和企业规模特征制定相应的税收政策。加强对非国有企业的政策约束力度，保证环境保护税制度的有效执行，强化企业降污减排的意识。要进一步提高对重污染行业的征收标准，针对行业特征和企业行为制定更具有调控作用的政策，另外，尽可能减少省际间环境保护税的征收标准差异，加强重污染企业跨省投资的税收约束。针对规模较小企业要搭配相应的资金支持政策，包括以政府为依托的政府补助、绿色税收优惠和以市场为导向的绿色信贷等，为中小企业提供资金保障。

3.建立环境保护税的长效激励机制。从长期来讲，要建立起环境保护税的长效激励机制，从根本上激发企业的绿色创新活力，在提高环境保护税税收约束的同时，也要搭配税收优惠政策增强鼓励作用，对主动降污减排的企业给予更多税收优惠支持。因此，可以进一步加大环境保护税的税收优惠力度，污染物排放低于国家或地方排放标准30%的，减按60%征收，低于50%的，减按40%征收，低于80%的，减按10%征收环境保护税（田玉林和马菊花，2022）。此外，还可以进一步扩大环境保护税的减免范围，对从事绿色科研设备研究和生产的科研机构和企业基于更多的税收减免。

参考文献：

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（责任编辑：易一）

*基金项目：国家社会科学一般项目“次优税制视角下中国环境保护税的效应评估研究”（项目编号：21BJY070）；河南省科技计划软科学研究项目“推动绿色创新的财政政策研究”（项目编号：242400410248）；中国财政学会2023年度自主性课题“我国环境财税政策的绿色创新效应研究”（项目编号：2023032）；河南省社会科学院基本科研费项目“双碳”背景下政府环保补贴的绿色创新效应”（项目编号：24E069）。

作者简介：付梦媛，女，河南省社会科学院助理研究员，经济学博士；薛 钢，男，中南财经政法大学财政税务学院教授、博士生导师。

①为了增加文章可读性，估计系数扩大了10倍，因此列（2）原来的系数为0.02787。

①由于基准回归中“费改税”政策对绿色实用型专利占比不存在显著影响，平行趋势检验以及本章后续的一系列实证分析只分析政策冲击对绿色发明专利占比的影响。

①数据来源于《中国环境报》。

②分别是北京、上海、天津、重庆、广东、湖北和深圳。

①资产规模大于中位数的为规模较大企业，小于中位数的为规模较小企业。

②具体分类方法参照中华人民共和国生态环境部印发的《关于印发<上市公司环保核查行业分类管理名录>的通知》，重污染行业的行业代码为B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、C28、C29、C30、C31、C32和D44。

③绿色发明专利占整体发明专利申请量的比例，下同。