李国柱，张婷玉

（1.河北地质大学 经济学院，河北 石家庄 050031；
2.河北地质大学 自然资源资产资本研究中心，河北 石家庄 050031；
3.东南大学 经济管理学院，江苏 南京 211189）

改革开放以来，中国实现了从“追赶时代”到“引领时代”的伟大飞跃。然而，经济的快速增长伴随着严重的环境问题，如高污染、高能耗和高排放等。党的十九大报告和国家“十四五”规划都明确提出支持绿色发展，加快生态文明建设。绿色创新作为实现绿色发展目标的重要支撑，是指研发有利于节约资源、防控污染、提高能效、循环利用的产业技术体系。它能够促进传统产业升级，解决“三高”难题，减少生产模式资源的消耗，是实现经济发展与环境保护的有效手段。同时，与强化末端治理或引进低碳技术相比，绿色创新更有利于促进企业自主创新能力的发展。

在绿色创新的领导下，推动绿色发展和生态文明建设日益紧迫，如何加快推进绿色创新水平成为焦点问题。为此，政府和相关机构通过制定相关法律、政策和措施来控制和干预企业的经济行为。中国市场经济改革的不断推进，更加明确了政府在经济发展中的作用及其与企业的关系。环境监管工具和手段也越来越丰富成熟，具体可以分为正式环境规制与非正式环境规制。正式环境规制主要通过政府的强制力量解决公共产品等因素带来的环境保护市场失灵问题，在保护和改善生态环境的同时，势必会影响企业的微观行为决策。非正式环境规制主要通过公众（包括居民、媒体、环保团体等）等利益相关者的自愿力量对环境进行监督，给企业带来压力，进而影响企业的绿色创新行为。这两种环境规制会相互影响[1]，政府主导的正式环境规制形成的广泛社会影响促进了非正式环境规制力量的形成，公众参与的非正式环境规制也对正式环境规制起到监督作用，因此二者之间的协同作用也是环境规制体系的重要组成部分。

但由于不同政策工具的应用条件、作用机制存在差异，一些政策工具可能不符合区域或行业特点，政策组合不一定都能产生积极的“耦合效应”，搭配使用正式环境规制与非正式环境规制能够产生怎样的“耦合效应”？这种“耦合效应”对企业绿色创新又会产生了什么样的影响呢？这对于加快我国企业绿色创新发展进程有重要的理论及现实意义。

环境规制作为缓解环境污染的有效手段和有力武器得到了广泛的研究和应用，正式环境规制可以通过影响生产成本迫使企业选择环保型技术发展路径和生产经营方式，但在实践过程中，由于政企合谋、寻租等原因，规制可能会失去效力。早期研究表明，非正式环境规制是对正式环境规制失效或未完全执行时的补充，一般是社会团体或个人为了追求更高质量环境的利益，通过监督、举报、协商等，制约和惩罚污染者破坏环境的行为[2-4]。

政府对公众环保参与的重视程度能够激励公众积极参与环境保护[5]，非正式环保力量得到了进一步释放。公众自愿发起或参与的环保行动在改善区域环境质量方面发挥着越来越重要的作用[6]，非正式环境规制被认为是民众生态环境意识的外在表现[7]，并逐渐成为环境治理的重要手段，与正式环境规制之间具有联动性，而不仅仅是对正式环境规制的补充。多种环境规制同时实施能够产生“耦合效应”，搭配使用将产生额外的创新激励作用[8]。

环境规制与企业绿色创新之间呈现复杂的关系，影响效果呈现出“促进论”[9]“抑制论”[10]“非线性论”[11]和“不确定论”[12]四种纷争，学者们对于两者之间的关系尚未形成统一的认识。李青原和肖泽华[13]研究发现不同的环境规制工具对企业绿色创新激励的效果产生了截然相反的效果。苏昕和周升师[14]对企业层面数据进行研究，发现正式环境规制对企业创新的影响呈“U”型关系，非正式环境规制的影响呈倒“U”型关系。余东华和崔岩[15]、陶长琪和丁煜[16]也认为正式和非正式两种环境规制对技术创新的影响机制具有差异性。影响效果存在差异的原因除了不同的环境规制本身存在区别外，还可能是多种环境规制之间的相互促进或相互抑制作用导致的。不少学者都意识到了多种环境规制协同的重要性，Fang 等[17]发现某些环境规制政策由于市场失灵和交易成本的存在，达不到预期的理论效率，需要与其他环境政策相协调来减少不确定性。王珍愚等[18]的研究表明灵活性差异化的环境规制政策能够促进企业的绿色创新行为，董景荣等[19]也认为当政府通过搭配实施环境规制来激励企业绿色创新时，确保规制措施搭配有效是关键性问题。

本文以已有的研究作为逻辑起点，进行以下拓展：一方面，为了有效地衡量不同环境规制的“耦合协调效应”，首次引入环境规制耦合协调度，分析我国正式与非正式两种环境规制的耦合协调发展情况及其对企业绿色创新的影响效果，并对企业进行分样本讨论，研究这种影响是否会发生变化。另一方面，考虑到企业绿色创新的不同可能会导致环境规制耦合协调度对其的影响效应存在差异，而分位数回归相比于以往常用的OLS 回归能够根据被解释变量的不同分位数拟合多条直线，便于观察企业绿色创新在不同分位数上，环境规制耦合协调度和企业绿色创新关系的异质性，故选择分位数回归进行研究。

2.1 变量测度与来源

本文选择我国上市企业2011—2018年的样本数据来研究环境规制耦合协调度对企业绿色创新的影响，并对原始数据进行以下处理：（1）由于西藏的环境规制数据缺失严重，故剔除西藏的企业；
（2）剔除在研究期间内退市的企业；
（3）删去金融类企业样本；
（4）去掉样本期内被ST、*ST 企业；
（5）去除观测值缺失样本[13]；
（6）对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。经过筛选，共得到18 991 个企业年度样本。

2.1.1 被解释变量：企业绿色创新

本文的绿色创新通过手工收集和统计得到，首先从中国国家知识产权局（SIPO）手工检索企业专利的申请授权情况和IPC 分类号，然后通过世界知识产权组织（WIPO）在线工具“IPC Green Inventory”中的绿色专利IPC 分类号，与SIPO 检索得到的企业专利类型进行匹配，从而得出企业每年申请和授权的绿色专利数。该检索条目依据《联合国气候变化框架公约》（UNFCCC）对绿色专利分成了能源节约类等共七大类。借鉴徐佳和崔静波[20]的研究，识别并核算了企业每年的绿色发明专利授权数量，并加1 后取自然对数，从而作为企业绿色创新的衡量方式，用Gipau表示。

2.1.2 解释变量：环境规制耦合协调度

正式与非正式两个环境规制子系统的耦合协调度能够衡量环境规制的综合发展状况，首先通过熵值法计算两个子系统各个指标的权重，其次计算两个子系统的发展水平，最后评价出环境规制耦合协调度。由于企业层面的环境规制数据较难获取，因此使用企业对应所在地的省市层面的数据来衡量环境规制耦合协调度，数据来源于2012—2019年的《中国环境统计年鉴》和《中国环境年鉴》。

2.1.3 控制变量

借鉴于连超等[21-22]、冯根福等[23]的研究引入资产负债率等控制变量，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。上述所有变量的符号与定义如表1所示。

表1 变量符号与说明

2.2 方法介绍与模型构建

2.2.1 熵值法

熵值法度量了系统状态的混乱性，当通过信息熵值提取指标体系的固有信息时，信息熵值越大，表明系统状态越混乱，提取的有用信息越少，该指标权重越小；
反之，信息熵值越小，该指标权重越大。

借鉴郑晓舟等[24]的研究，具体计算过程如下：首先假设存在m个省份，n个指标，T个年份，xijt表示第t年省市i的第j个指标值。由于指标间的单位不同，并且存在逆指标，故采用极差化法对原始数据进行无量纲化处理：

由于处理后的数据存在零，为了使后续的运算有意义，对数据进行整体平移，即zijt=zijt+α，但为了保持原始数据的内在规律，最大限度地保留原始数据，α的取值需要尽可能地小，因此取α=0.000 1。其次对指标进行归一化处理得到pijt，然后计算熵值ej与差异性系数gj，最后确定指标的权重wj，涉及的公式如下：

2.2.2 耦合协调度

研究环境规制系统之间的耦合协调关系时，应从系统论的角度强调正式与非正式两个环境规制子系统之间的相互依存、有机统一。对两个子系统各个省份第t年的发展水平进行测度，公式如下：

f(Formal) 为正式环境规制综合发展水平，f(Informal)为非正式环境规制综合发展水平，分别为正式环境规制系统与非正式环境规制系统各指标的权重，为两个系统各指标的标准化值。

正式环境规制与非正式环境规制两个系统的耦合度计算公式为：

耦合度的取值范围在0～1，C=0 为系统之间关联不大且无序发展，0 ＜C≤0.3 为低耦合阶段，0.3＜C≤0.5 为拮抗耦合阶段，0.5 ＜C≤0.8 为良性耦合阶段，0.8 ＜C≤1 为高耦合阶段。

虽然耦合度反映了两个系统之间的相互作用强度，但是仅仅通过耦合度衡量协调状况可能会出现两者发展水平都很低的“伪耦合”现象。为了能更准确真实地体现两个系统的发展水平，需要进一步构建耦合协调度模型。鉴于两个系统同等重要，将正式环境规制与非正式环境规制两个子系统的发展水平进行简单加权平均衡量环境规制系统的综合协调指数T，将耦合度C与综合协调指数T结合起来，便可以测算系统的耦合协调度D。公式如下所示：

参考王芳[25]的研究划分耦合协调类型，如表2所示。

表2 环境规制耦合协调评价标准类型划分

2.2.3 分位数回归

为了检验环境规制耦合协调度对企业绿色创新的影响，首先通过最小二乘法（OLS）建立基准计量模型：

式中：Gipapit表示企业i在t年的绿色创新水平，Erccdit表示企业i在t年的环境规制耦合协调度，Xit为控制变量，εit为随机扰动项。α0表示模型的截距项，α1为环境规制耦合协调度的系数，αc代表控制变量的系数。

考虑到当企业绿色创新处于不同程度时，环境规制耦合协调度对企业绿色创新的作用很可能不同，因此借鉴阮素梅和张盟[26]的研究，利用分位数回归模型进一步分析环境规制耦合协调度对企业绿色创新的影响，分位数回归根据被解释变量的条件分位数进行拟合，能够对特定分位数上的线性关系和边际效应进行估计，模型设定如下：

式中：q代表分位点，Φit(Erccd) 代表影响企业绿色创新的因素，包括环境规制耦合协调度和控制变量，表示在各影响因素确定的情况下企业绿色创新在q分位点上的数值，αq为环境规制耦合协调度和控制变量在q分位点上的回归系数。为了估计αq，需要解决最小化问题：

式中：n表示样本量。为了更好地了解整个条件分布的全貌，参照秦放鸣和张宇[27]的做法，选取0.10、0.25、0.50、0.75 和0.90 五个分位点进行估计检验。

3.1 环境规制耦合协调度计算结果

借鉴郑晓舟等[24]、林婷和谌仁俊[28]和徐盈之等[4]的研究，构建环境规制耦合协调度指标体系，根据公式（1）～（5）计算各指标的权重如表3所示。

表3 环境规制系统的指标体系及权重

正式环境规制子系统中当年发布的地方环境保护标准数量所占比重最大，表明环保标准数量可以最大限度地反映政府部门对环境问题的重视。非正式环境规制子系统中人口密度所占比重最大，表明公众对环境质量的需求越来越高。绘制正式环境规制与非正式环境规制两个子系统的发展水平评价图如图1所示。

图1 正式环境规制系统与非正式环境规制系统发展水平评价图

在按年份划分的正式与非正式环境规制发展水平评价图中，2011年时正式环境规制较大，但2012年非正式环境规制的实施力度超过正式环境规制，原因可能是2012年之前随着国家战略调整，公众环境参与在形式、内容等多个维度得到了深化[29]。2013年至今，正式与非正式环境规制实施力度互相牵制，共同提高，政府与公众携手促进环境决策的民主性与公平性，对污染企业进行有效监督，促使其合法和科学排污，减少环境污染。

在按地区划分的正式与非正式环境规制发展水平评价图中，北京、天津和上海这三个地区的人口环境素质与受教育水平较高，故非正式环境规制水平较高，正式环境规制处于相对滞后的状态。河北和山东这两个地区的环境问题比较严重，地方政府不得不制定大量相关的环境治理措施，而公众的环境素质相比北京等地区较低，故非正式环境规制处于相对滞后的状态。

根据公式（6）～（10）计算环境规制耦合协调度，并列示各地区与各年份的评价标准如表4所示。北京等4 个地区处于基本协调，浙江等23 个地区处于濒临失调，宁夏等3 个地区处于严重失调。从2011—2018年，环境规制耦合协调度总体来说数值在不断增大，处于上升趋势，但仍为濒临失调。

表4 环境规制耦合协调度测算结果及排名

3.2 变量描述性统计

变量的描述性统计如表5所示，除了第一大股东持股比例（Large）的标准差较大之外，其他变量的标准差均较小，说明数据不存在较大波动，比较稳定。当企业按照性质分类时，国有企业相比于非国有企业的绿色创新水平更高，但环境规制耦合协调度后者较高。当企业按照地区分类时，东部地区相比于中西部地区的绿色创新水平更高，环境规制耦合协调度也更高。当企业按照行业分类时，重污染行业①重污染行业的分类标准主要借鉴陈晨[35]的做法，依据2012年修订的《上市公司行业分类指引》，包含16个小类，依次为B06、B08、B09、C13、C17、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C30、C31、C32、C33、D44。相比于非重污染行业的绿色创新水平较小，环境规制耦合协调度也较低。可见，在不同性质、地区和行业中环境规制耦合协调度与企业绿色创新均存在着差异，所以在后续的分析中有必要进行分样本研究。

表5 变量描述性统计

3.3 全样本回归结果

本文研究了环境规制耦合协调度对企业绿色创新影响效果，回归结果如表6所示，奇数列为单变量回归结果，偶数列为加入控制变量之后的回归结果。列（1）和列（2）为OLS 回归结果，描述了环境规制耦合协调度影响企业绿色创新的平均边际效果。列（3）～（12）为分位数回归结果，相比OLS 回归，能够厘清不同绿色创新能力下环境规制耦合协调度对企业绿色创新的边际影响。

表6 全样本回归结果

在OLS 回归中，列（1）和（2）中环境规制耦合协调度对企业绿色创新的回归系数分别为0.703 和0.704，并且在1%显著性水平上显著，表明环境规制耦合协调度对企业绿色创新具有显著的促进作用。政府通过正式环境规制，对各地存在的环境污染问题进行规范和监督，引导企业制定绿色创新计划并开展研发活动，通过纠正环境资源外部性导致的“市场失灵”来规范企业，从而最大限度地激发企业提高绿色创新效率，促进绿色发展。同时，居民的环保意识不断加强，民间主体发挥着越来越重要的作用，非正式环境规制也成为环境治理的重要手段，与正式环境规制之间具有联动性，即正式与非正式两种环境规制搭配使用的耦合协同力量越大，两种环境规制相互支持与促进的效果越好，对企业绿色创新起到的激励效应就越强。

在分位数回归中，无论是否加入控制变量模型中各变量的系数符号和显著性与OLS 模型完全相同，加入控制变量后环境规制耦合协调度在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 的分位点上的回归系数分别为0.610，0.667，0.751，0.968 和1.175，均在1%的水平上显著，表明随着企业绿色创新程度的提高，环境规制耦合协调度的促进效应在整体水平上呈现上升趋势，其中0.90 分位点上作用效果最强，同时表明OLS 模型的回归结果可靠性较高。之所以出现这种现象，是因为企业绿色创新水平越高的地区往往经济发展水平也越高，环境相关的制度政策也就越完善，公众的环境素质水平更高，在这种情况下，两种环境规制的耦合协调发展有利于企业进行绿色创新，影响系数也就逐渐增大。这与近年来企业绿色创新水平处于提高状态，且提高速度越来越快的国情相符合。

图2展示了不同分位数下各变量系数估计的波动情况，横轴为分位点，纵轴为回归系数，阴影区域为分位数回归系数的95%置信区间，虚线区域为OLS 回归的95%置信区间，可以较为直观地看出环境规制耦合协调度和资产负债率的系数基本在0 以上波动，表明这两个因素对企业绿色创新产生相对稳定的显著正向作用。企业成长性、第一大股东持股比例和二职合一的估计系数基本都在0 以下，对企业绿色创新产生负向作用。其余因素对绿色创新的影响不显著。

图2 企业绿色创新的影响因素分位数回归系数

3.4 分样本回归结果

前文中表5的变量描述性统计分析表明，本文的主要变量企业绿色创新、环境规制耦合协调度在不同的性质、地区和行业中均存在着明显的差异，进行分样本分析十分必要，回归结果如表7所示。

表7 分样本分位数回归结果

在按企业性质分样本分位数回归的结果中，国有企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均显著为正，非国有企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均不显著，故环境规制耦合协调度对企业绿色创新的促进作用主要表现在国有企业中。究其原因，在中国特色社会主义市场经济体制下，国有企业在稳定宏观经济等政府宏观调控中仍发挥着举足轻重的作用[32]。国有企业需要发挥榜样作用，更好地履行环境相关的社会责任。绿色技术创新比一般的技术创新更具公共价值属性、市场失灵程度更高，国有企业作为政府弥补市场失灵的重要工具，能够积极面对各种环境规制，更多地开展绿色技术创新活动，对绿色发展具有不可替代的作用。同时，环境规制一般对于国有企业具有很强的针对性，规制体系也比较完善，因此在国有企业中环境规制的实施效果更好[33]。而非国有企业不具有重要的战略地位和与政府间的联系，故不像国有企业更容易获得政府倾斜和财政扶持，没有雄厚的资金实力与技术实力[34]。

在按地区分样本分位数回归的结果中，东部地区企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均显著为正，中西部地区企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均不显著，故环境规制耦合协调度对企业绿色创新的促进作用主要表现在东部地区企业中。究其原因，可能是东部地区政府全力发展第三产业和尖端技术产业，社会整体环保意识更高，无论是正式环境规制还是非正式环境规制执行效果更加明显，两者的相互促进作用更强，有利于企业绿色创新水平的提升。中西部地区环境规制耦合协调度对绿色创新的影响效果并不明显。与东部地区相比，中西部地区的环境规制耦合协调度较差，并不能达到减少碳排放和保护环境的目的。因此需要加强政府的环境整治力度与公众的环保监督意识，防止生态环境的进一步破坏。

在按行业分样本分位数回归的结果中，重污染行业企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均不显著，非重污染行业企业Erccd在0.10，0.25，0.50，0.75 和0.90 分位点上的系数均显著为正，故环境规制耦合协调度对企业绿色创新的促进作用主要表现在非重污染行业企业中。究其原因，可能是由于重污染企业在面对较低的环境规制压力时会出现短视行为，忽略了创新补偿效应能够降低企业的长期成本和提高竞争力。短期内可以选择被动的方式，如缴纳较低的罚款或搬迁到环境规制强度相对较低的地区，此时企业依然可利用非环保技术生产经营，避免了高消耗和高代价的创新投入。而非重污染企业对环境影响较小，环境技术调整成本较低，较少的研发投入能产生较明显的环境效应。因此，环境规制对非重污染企业的绿色创新活动效果更好。

3.5 稳健性检验

本文利用更换企业绿色创新的衡量方式进行稳健性检验，选择绿色发明专利申请量（Gipap）、绿色实用新型专利申请量（Gupap）和绿色实用新型专利授权量（Gupau）作为企业绿色创新的替代变量进行OLS 回归分析，结果如表8所示。列（1）～（3）中环境规制耦合协调度对企业绿色创新均产生显著正向影响，与前面的全样本分析结论相似，因此结果较为稳健。

表8 稳健性检验

本文选取2011—2018年的上市公司作为研究对象，首先计算正式与非正式两个环境规制子系统中指标权重、发展水平及环境规制系统的耦合协调度。其次通过OLS回归和分位数回归探究环境规制耦合协调度对企业绿色创新的影响效果。最后分析这种影响效果在分样本中是否会存在差异。研究结果发现：第一，从地区来看，仅有北京等4 个地区的环境规制耦合协调度处于基本协调状态，其余地区都处于濒临失调或严重失调状态。从年份来看，2011—2018年的环境规制耦合协调水平虽然呈现上升趋势，但总体上看仍然处于濒临失调状态。第二，环境规制耦合协调度对企业绿色创新具有显著的促进作用，且随着企业绿色创新程度的提高，环境规制耦合协调度的促进效应在整体水平上呈现上升趋势。对全样本通过替换被解释变量进行稳健性检验，研究结论依然保持不变。第三，在按企业性质、地区和行业的分样本分位数回归的结果中，环境规制耦合协调度对企业绿色创新的促进作用主要表现在国有企业、东部地区企业和非重污染行业企业中。

得到的启示：首先，保持环境规制的有效性。虽然国家对环境问题十分重视，但是大部分地区的环境规制耦合协调度依然为失调状态。因此，应重视多种环境规制搭配实施的有效性。在确保政府制定的环境规制有效实施的基础上，完善公众参与环境保护的相关制度，建立环保绿色通道，减少公众环境诉求的后顾之忧，鼓励全体民众参与环境保护。其次，保持环境规制的协调性。环境规制的实施应以有效激励企业绿色创新为重要依据，不同环境规制的制定应以相互支持和推进为评价标准，充分发挥正式环境规制方式的多样性和灵活性，多措并举，共同提高企业绿色创新水平。注重非正式环境规制的循序渐进性，组织学校、企业、社区等观看环保公益视频和重大环境保护会议，培养公众与时俱进的环保理念，以保持环境规制的协调性。最后，保持环境规制的持续性。实现企业绿色产业化的伟大愿景并非一蹴而就，各项政策从实施到见效也非一朝一夕之功，多项环境规制能够高度协调共同发展往往需要经历多次的反复尝试与调整，因此要保持各项政策的持续性，做好打持久战的准备。

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