張永安,關(guān)永娟

(北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100124)

能源短缺與環(huán)境污染是制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵,因此清潔能源的開發(fā)與利用逐漸成為各國關(guān)注的焦點(diǎn)[1]。太陽能光伏發(fā)電作為成本低、潛力大的一種清潔能源發(fā)展迅速,在促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)調(diào)整和推進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展方面發(fā)揮重要作用。截至2019年底,中國光伏總裝機(jī)容量已達(dá)到20 430 萬k W,其迅速崛起對(duì)全球光伏產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響[2],但產(chǎn)業(yè)規(guī)模快速發(fā)展的同時(shí)也呈現(xiàn)盈利能力較弱、產(chǎn)能利用率出現(xiàn)分化等特點(diǎn)[3],面對(duì)一系列發(fā)展問題,亟需提升光伏企業(yè)創(chuàng)新能力以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的戰(zhàn)略[4]。

研究發(fā)現(xiàn),提升企業(yè)創(chuàng)新績效、推進(jìn)可持續(xù)發(fā)展需要更廣泛的政策組合,以引導(dǎo)企業(yè)成為科技創(chuàng)新主體,逐步形成推進(jìn)自主創(chuàng)新的政策合力。政策組合主要指不同政策間相互作用以加強(qiáng)對(duì)單個(gè)政策的影響[5],這種影響呈現(xiàn)不同特征：一方面,政策工具正向協(xié)同效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)長期發(fā)展的目標(biāo)[6]；另一方面,政策工具負(fù)向協(xié)同效應(yīng)引起學(xué)者的廣泛關(guān)注[7-8]。盡管對(duì)政策組合有一定的研究,但都以概念性研究、國家層面比較研究等為主[9],運(yùn)用實(shí)證方法分析政策組合對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響不多[10-11],且主要集中在同一類別政策范圍內(nèi)[12-13],但何種政策組合能夠有效促進(jìn)光伏企業(yè)的創(chuàng)新績效,尚屬未知。

光伏發(fā)電是清潔高效的可再生能源,與傳統(tǒng)能源行業(yè)相比,太陽能光伏產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)培育周期長、研發(fā)投入高、研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)大、外部性強(qiáng)等特點(diǎn),受這些特點(diǎn)影響,光伏企業(yè)僅依靠市場驅(qū)動(dòng)很難跨過初創(chuàng)階段與傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)抗衡。因此,光伏企業(yè)發(fā)展亟需政府政策支持。政策影響具有產(chǎn)業(yè)差異性,政策對(duì)光伏產(chǎn)業(yè)的影響要明顯高于其他行業(yè)。為促進(jìn)光伏產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展,政府持續(xù)出臺(tái)一系列政策,其中扶持性創(chuàng)新政策發(fā)揮了重要作用,但同時(shí)光伏產(chǎn)品在生產(chǎn)、使用及廢棄過程中對(duì)環(huán)境造成嚴(yán)重的危害又亟需政府高度關(guān)注,并采用環(huán)境規(guī)制政策加以制約,政府通過不斷提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,迫使相關(guān)企業(yè)改善其對(duì)環(huán)境的污染行為,以促進(jìn)光伏產(chǎn)業(yè)真正實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展,故本文針對(duì)光伏企業(yè)進(jìn)行研究更具現(xiàn)實(shí)意義。環(huán)境管制政策如何影響企業(yè)的創(chuàng)新績效? 政府補(bǔ)助是否能促進(jìn)企業(yè)從創(chuàng)新數(shù)量的提高轉(zhuǎn)向創(chuàng)新質(zhì)量的提升? 兩種政策同時(shí)實(shí)施又會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生怎樣的影響? 政府的作用到底是促進(jìn)了光伏企業(yè)量的擴(kuò)張還是質(zhì)的提升?

為回答上述問題,本文基于政策組合視角,挖掘創(chuàng)新政策與環(huán)境政策及其組合對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機(jī)理,以期為光伏企業(yè)實(shí)現(xiàn)降污增效提供決策依據(jù),并為政府進(jìn)一步完善創(chuàng)新政策和環(huán)境政策提供理論參考。

本文的創(chuàng)新之處在于：①研究視角基于政策組合,探究扶持性創(chuàng)新政策與管制性環(huán)境政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響；②研究內(nèi)容不同于現(xiàn)有文獻(xiàn),本文從創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量兩個(gè)維度評(píng)價(jià)創(chuàng)新績效；③研究方法基于面板門檻回歸模型,從非線性視角研究政策組合作用效果,豐富了研究結(jié)論；④研究樣本數(shù)據(jù)選取方面,立足于微觀層面光伏企業(yè)數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)政府創(chuàng)新政策和環(huán)境政策及其組合對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 政策組合研究

政策組合是目前政策研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題,但已有研究對(duì)政策組合概念尚未形成定論,Flanagan等[14]和Rogge等[15]從政策制定、政策實(shí)施、政策計(jì)劃、政策工具以及政策目標(biāo)等方面構(gòu)建創(chuàng)新政策組合框架。政策通常由不同級(jí)別的政府決策者進(jìn)行設(shè)計(jì)和實(shí)施[16],Dragana等[17]的研究結(jié)果表明,不同級(jí)別的政府補(bǔ)貼組合有利于企業(yè)研發(fā)投入的增加,但對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響并不顯著；Ossenbrink等[18]提出了自下而上以及自上而下兩種不同的分析框架用以分析復(fù)雜的政策組合；Lanahan等[19]研究了動(dòng)態(tài)環(huán)境下多層次創(chuàng)新政策組合,考慮了不同政府層級(jí)以及同一層級(jí)政府間多層次創(chuàng)新政策組合的響應(yīng)方式。也有學(xué)者在研究過程中關(guān)注到了政策組合的動(dòng)態(tài)性,Huang[20]的研究結(jié)果表明,不同層級(jí)的政策組合模式由簡單的單向模式向更為復(fù)雜的雙向模式過渡,決策者要重視政策組合的動(dòng)態(tài)性和協(xié)同進(jìn)化性；Montmartin 等[21]從不同區(qū)域內(nèi)政策之間的相互作用角度,研究政策組合的效果。

目前所知,已有研究較多地探討了不同治理層級(jí)的政策組合作用效果,部分文獻(xiàn)涉及到政策組合作用區(qū)域以及政策組合的動(dòng)態(tài)性,但現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮見對(duì)于不同類別政策組合的研究,缺乏完整的分析框架來確定行之有效的政策組合。

1.2 創(chuàng)新政策、環(huán)境政策及其組合對(duì)創(chuàng)新績效的影響

考慮到創(chuàng)新具有較強(qiáng)的外部性及較高的風(fēng)險(xiǎn),政府某種程度上成為推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新的重要力量。政府補(bǔ)助作為政府推動(dòng)創(chuàng)新的重要?jiǎng)?chuàng)新政策工具,被各級(jí)政府廣泛采用,但對(duì)其有效性的爭論尚未結(jié)束。魏長升等[22]和Lee等[23]認(rèn)為政府補(bǔ)助能夠有效降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的增加,且政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用明顯；但呂久琴等[24]認(rèn)為政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出具有負(fù)向影響。另外,有研究結(jié)果表明,政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響具有非線性特征[25-26]。

對(duì)于環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系主要有如下3種觀點(diǎn)：①基于波特假說提出的規(guī)制-創(chuàng)新-績效的基本邏輯,環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效具有正向激勵(lì)作用。設(shè)計(jì)合理的環(huán)境政策能減少污染,提高區(qū)域生產(chǎn)率[27-28],促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升[29]。②基于新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中制約假說理論,環(huán)境規(guī)制在一定程度上增加了企業(yè)成本費(fèi)用,抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入,從而降低了企業(yè)的創(chuàng)新績效[30]。③基于不確定性假說理論,提出由于行業(yè)不同和企業(yè)差異等因素的影響,環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系呈現(xiàn)非線性或相關(guān)關(guān)系不顯著的特征。文獻(xiàn)[31-32]中的研究均證實(shí)了上述觀點(diǎn)。

政策組合效果的研究是當(dāng)前政策科學(xué)研究的重點(diǎn),部分學(xué)者關(guān)注到政策組合的內(nèi)涵[14-15],及政策組合特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[33],但如何確定有效的政策組合,學(xué)術(shù)屆尚未達(dá)成共識(shí)。政策組合具有協(xié)同效應(yīng),具體表現(xiàn)為正協(xié)同[34-35]、負(fù)協(xié)同[36-37]以及無協(xié)同[38],政府補(bǔ)助與環(huán)境規(guī)制政策組合效果還未有實(shí)證檢驗(yàn)。

由于學(xué)者選取的樣本及市場環(huán)境差異等因素,對(duì)政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系尚未形成一致的結(jié)論。并且,在對(duì)創(chuàng)新績效的研究方面未延伸到創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量,已有研究結(jié)論多集中于線性效應(yīng)的視角,實(shí)際上,政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新數(shù)量以及創(chuàng)新質(zhì)量的影響并非簡單的線性關(guān)系。

綜上所述,本文利用中國上市光伏企業(yè)面板數(shù)據(jù)探究創(chuàng)新政策與環(huán)境政策組合效果,進(jìn)一步運(yùn)用面板門檻回歸技術(shù)研究政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量以及創(chuàng)新質(zhì)量的非線性影響效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

采用兩步回歸法,首先,基于基礎(chǔ)面板回歸模型,實(shí)證分析創(chuàng)新政策與環(huán)境政策組合對(duì)光伏企業(yè)創(chuàng)新績效的影響；其次,進(jìn)一步建立面板門檻回歸模型[39],分別以環(huán)境規(guī)制和政府補(bǔ)助作為門檻變量,考察環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系。

2.1 面板回歸模型

選用面板回歸模型為基礎(chǔ)模型,分別以創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量作為被解釋變量,以政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制以及兩者的交互項(xiàng)作為解釋變量。具體數(shù)學(xué)模型為：

式中：i為企業(yè)；t為時(shí)間；INnumit表示創(chuàng)新數(shù)量；INquait表示創(chuàng)新質(zhì)量；Subit表示政府補(bǔ)助；EIit表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；Controlsit是控制變量,主要包括省市規(guī)模(Scale)、盈利能力(Prof)、企業(yè)杠桿(Lev)、人口素質(zhì)(Quality)和企業(yè)成長性(Grow)。

2.2 面板門檻回歸模型

前文通過面板回歸模型初步判斷政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響關(guān)系,本部分進(jìn)一步判斷這種影響是不是一成不變的,是線性影響還是非線性影響,并運(yùn)用門檻回歸技術(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體模型為：

式中：γ1,γ1,…,γn為待估的門檻值；I(·)是指標(biāo)函數(shù),其取值依據(jù)為括號(hào)內(nèi)表達(dá)式,若表達(dá)式為真則值為1,若表達(dá)式為假則值為0；其余變量含義同模型式(1)。

2.3 數(shù)據(jù)來源與變量定義

選取2015～2019年中國光伏A 股上市企業(yè)作為研究對(duì)象,并按如下原則對(duì)樣本初始數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：①剔除所有ST、*ST 類企業(yè)；②剔除環(huán)保投入等數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重企業(yè),③剔除具有明顯異常值數(shù)據(jù)企業(yè)；④剔除有重大違規(guī)行為的企業(yè)樣本。最終獲得138家企業(yè),690個(gè)觀察值。

本文數(shù)據(jù)來自萬得、CCER 數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)及相關(guān)企業(yè)網(wǎng)站。選取上市公司作為研究樣本主要原因在于其財(cái)務(wù)狀況的公開性、全面性,以及數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完備性。數(shù)據(jù)分析使用Stata14.0軟件。

(1)被解釋變量。創(chuàng)新績效,從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個(gè)維度進(jìn)行度量。創(chuàng)新數(shù)量代表創(chuàng)新的規(guī)模,采用新產(chǎn)品銷售收入進(jìn)行測量[40]；創(chuàng)新質(zhì)量代表創(chuàng)新水平,采用發(fā)明專利數(shù)量與專利申請(qǐng)數(shù)量比值進(jìn)行度量[41]。

(2)門檻變量。本文門檻變量為政府補(bǔ)助和環(huán)境規(guī)制。其中,政府補(bǔ)助數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫,環(huán)保投入數(shù)據(jù)一部分來自萬得數(shù)據(jù)庫以及CCER 數(shù)據(jù)庫,另一部分?jǐn)?shù)據(jù)分別來自企業(yè)官網(wǎng)及公司年報(bào)中手工搜集整理獲得。考慮到企業(yè)規(guī)模的不同,其所獲得的政府補(bǔ)助以及其對(duì)環(huán)保的投入存在差異,故本文創(chuàng)新政策采用政府補(bǔ)助與資產(chǎn)總額占比表示,環(huán)境政策采用環(huán)保投入與資產(chǎn)總額比值表示,比值越大,表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大。

(3)控制變量。創(chuàng)新績效水平除受政策變量影響外,還受企業(yè)自身因素的影響,參考已有的研究成果,引入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模,考慮規(guī)模不同創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量都會(huì)受到影響,用企業(yè)資產(chǎn)總額表示；盈利能力,考慮企業(yè)盈利能力會(huì)直接影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng),采用利潤總額與資產(chǎn)平均總額比值來衡量；企業(yè)杠桿,以負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比重進(jìn)行衡量；人口素質(zhì),考慮人是促進(jìn)創(chuàng)新的決定性因素,引入人口素質(zhì)控制變量,采用研發(fā)人員與員工總數(shù)比值來衡量；企業(yè)成長性,采用營業(yè)收入成長率表示。

為緩解異方差帶來的影響,對(duì)上述變量中的所有絕對(duì)量均取對(duì)數(shù)。變量說明如表1所示。

表1 變量說明及定義

2.4 描述統(tǒng)計(jì)分析

表2給出了模型中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息。由表2數(shù)據(jù)可以看出：在報(bào)告期內(nèi)所有企業(yè)均獲得了政府資助,這與光伏企業(yè)受到政府較大的關(guān)注與扶持現(xiàn)狀相符,但極差很大,表明光伏企業(yè)之間獲得政府補(bǔ)助的差別比較大；樣本企業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度均值較低,說明目前政府對(duì)光伏企業(yè)環(huán)境制約程度普遍較低；光伏企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量最大值為23.711,平均值為21.610,說明創(chuàng)新數(shù)量較高,且創(chuàng)新數(shù)量差別不大；但創(chuàng)新質(zhì)量最大值為2.672,均值為0.991,均值較低,說明總體創(chuàng)新質(zhì)量水平較低,且極差較大。這表明,光伏企業(yè)之間創(chuàng)新質(zhì)量水平差異很大。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

模型的確定方法,首先進(jìn)行Chow 檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果p≤0.01,拒絕原假設(shè),表明本研究內(nèi)容不宜選用混合模型；下一步進(jìn)行Husman檢驗(yàn),結(jié)果依然拒絕原假設(shè),意味著本文不宜選用隨機(jī)效應(yīng)模型,故采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。鑒于本文是研究創(chuàng)新政策與環(huán)境政策及其組合對(duì)創(chuàng)新績效的影響,政策類因素具有明顯的隨時(shí)間變化趨勢,故研究模型確定為時(shí)間固定效應(yīng)模型,表3所示為回歸結(jié)果。

表3 政府補(bǔ)助、環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

由表3可以看出,政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)分別為0.103(p≤0.05)和0.138,這意味著政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了光伏企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的增長,對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量雖表現(xiàn)為正向促進(jìn)作用,但未通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新數(shù)量為正向促進(jìn)作用,但統(tǒng)計(jì)上不顯著,其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量表現(xiàn)為顯著正向促進(jìn)作用。從兩者交互項(xiàng)來看,創(chuàng)新政策與環(huán)境政策的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)為0.184,且通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),兩者組合正協(xié)同效應(yīng)顯著；對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響系數(shù)為-0.476,且通過了顯著性檢驗(yàn),兩者組合負(fù)協(xié)同效應(yīng)顯著,意味著兩者組合在創(chuàng)新的不同階段組合效果具有顯著異質(zhì)性。在創(chuàng)新數(shù)量積累階段,能夠顯著促進(jìn)創(chuàng)新數(shù)量的提高,正協(xié)同效應(yīng)顯著；在創(chuàng)新質(zhì)量提升階段,顯著抑制創(chuàng)新質(zhì)量的提升,負(fù)協(xié)同效應(yīng)顯著。

3.2 門檻效應(yīng)實(shí)證結(jié)果及分析

前文已經(jīng)驗(yàn)證得出創(chuàng)新政策、環(huán)境政策及其組合對(duì)創(chuàng)新績效的影響作用,本部分進(jìn)一步利用面板門檻回歸模型檢驗(yàn)這種影響作用是線性的還是非線性的。根據(jù)Hansen的研究思路,應(yīng)用面板門檻回歸模型需要兩個(gè)方面的檢驗(yàn),一是檢驗(yàn)變量是否存在門檻效應(yīng),二是檢驗(yàn)門檻估計(jì)值的真實(shí)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表4、5所示。

表4是采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣300次得到的結(jié)果。表4數(shù)據(jù)顯示,模型(3)～(5)和模型(7)的單門檻和雙門檻均顯著,三門檻效應(yīng)不顯著,模型(6)、(8)均不存在門檻效應(yīng),故模型(3)～(5)和模型(7)均采用雙門檻模型分析。表5為門檻值估計(jì)結(jié)果及相應(yīng)的置信區(qū)間。由表5數(shù)據(jù)可知,模型(3)的兩個(gè)門檻值為2.742和2.749,模型(4)的兩個(gè)門檻值為3.036和3.043,模型(5)的兩個(gè)門檻值為3.035和3.041,模型(7)的兩個(gè)門檻值為2.958和3.065。

表4 門檻效果檢驗(yàn)

表5 門檻值及置信區(qū)間估計(jì)

表6所示為門檻回歸結(jié)果。由表5、6的結(jié)果可見,創(chuàng)新政策對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量、創(chuàng)新政策與環(huán)境政策組合對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量不存在門檻效應(yīng),但環(huán)境政策與創(chuàng)新政策及其組合對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響、環(huán)境政策對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響并非簡單的線性關(guān)系,而是存在復(fù)雜的非線性關(guān)系。

表6 雙門檻模型估計(jì)結(jié)果

(1)政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量有著正向的非線性影響,且這種正向影響呈現(xiàn)倒U 型特征。具體體現(xiàn)在：當(dāng)政府補(bǔ)助強(qiáng)度小于2.742時(shí),其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量影響系數(shù)為0.401,且通過了顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)政府補(bǔ)助強(qiáng)度大于2.742小于2.749時(shí),其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量影響系數(shù)最大且顯著為正,說明其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的促進(jìn)作用達(dá)到最大值；當(dāng)政府補(bǔ)助強(qiáng)度大于2.749時(shí),其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的促進(jìn)作用明顯降低,影響系數(shù)為0.34,且通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

(2)環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響呈現(xiàn)正向的非線性效應(yīng),且具有邊際效率遞減特征。當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平低于3.036時(shí),其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的促進(jìn)作用最大,且通過顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平大于3.036小于3.043 時(shí),其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的促進(jìn)作用減小,且在5%的置信水平下顯著；當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平大于3.043時(shí),其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響開始不顯著。這說明,環(huán)境規(guī)制水平并不是越高越好,存在邊際效率遞減效應(yīng)。

(3)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在差異時(shí),政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響呈現(xiàn)U 型的非線性關(guān)系。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于3.035時(shí),影響系數(shù)顯著為負(fù),說明在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度第一門檻內(nèi),政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量表現(xiàn)為顯著的負(fù)向效應(yīng)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于3.035低于3.041時(shí),影響系數(shù)為-0.885,且通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),表明在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度第二門檻內(nèi),政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的負(fù)向促進(jìn)作用明顯降低；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于3.041時(shí),影響系數(shù)為0.210,且通過了顯著性檢驗(yàn),說明政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量表現(xiàn)出顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)。這說明,當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度發(fā)生變化時(shí),政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化而變化,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度逐漸升高,政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量呈現(xiàn)先抑制后促進(jìn)的作用。

(4)環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量有著顯著的倒U 型特征。當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平低于2.958時(shí),其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著正向促進(jìn)作用；當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平大于2.958小于3.065時(shí),其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的正向促進(jìn)作用達(dá)到最大,且在1%的置信水平下顯著；當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平高于3.065時(shí),其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用明顯降低,且通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

4 結(jié)論

政府在推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展過程中一直發(fā)揮著重要作用?；?015～2019年中國138家光伏企業(yè)的面板數(shù)據(jù),運(yùn)用面板固定效應(yīng)回歸模型以及面板門檻回歸模型,本文研究了創(chuàng)新政策與環(huán)境政策組合對(duì)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量以及創(chuàng)新質(zhì)量的影響。首先運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì),得出如下研究結(jié)論：對(duì)于中國光伏企業(yè)而言,政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)其創(chuàng)新數(shù)量的提高,環(huán)境規(guī)制顯著促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量的提升,環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新數(shù)量與政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響均未通過顯著性檢驗(yàn),但兩者組合對(duì)創(chuàng)新數(shù)量表現(xiàn)為顯著促進(jìn),但對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量為顯著抑制。面板門檻回歸模型結(jié)果表明：政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量有著正向的非線性影響,且這種正向影響呈現(xiàn)倒U 型特征；環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新數(shù)量之間存在正向的非線性關(guān)系,且這種正向影響呈現(xiàn)邊際效率遞減特征,環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響存在顯著的倒U 型特征；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在差異時(shí),政府補(bǔ)助對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的影響呈現(xiàn)U 型的非線性關(guān)系。

依據(jù)本文的研究結(jié)論,政府在制定針對(duì)光伏企業(yè)可持續(xù)發(fā)展政策時(shí)可以借鑒如下建議：

(1)政府補(bǔ)助的作用是幫扶企業(yè)完成前期創(chuàng)新數(shù)量積累,因此,政府補(bǔ)助的主要幫扶對(duì)象應(yīng)該是具有創(chuàng)新意愿的企業(yè)初創(chuàng)階段,在企業(yè)完成創(chuàng)新數(shù)量積累之后政府應(yīng)及時(shí)減補(bǔ)或斷補(bǔ),以促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)由創(chuàng)新數(shù)量提高到創(chuàng)新質(zhì)量提升的跨越,且政府補(bǔ)助并非越多越好,要注意政府補(bǔ)助的強(qiáng)度區(qū)間,以將政府補(bǔ)助的激勵(lì)效應(yīng)發(fā)揮到最優(yōu)水平,2018 年以來,國家對(duì)光伏企業(yè)實(shí)施的531新政,也基本符合這一邏輯。

(2)本模型結(jié)果顯示,環(huán)境規(guī)制能夠顯著促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量的提升,但這種影響呈現(xiàn)倒U 型特征,隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大,對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢,說明應(yīng)合理設(shè)置環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,適當(dāng)提高環(huán)境規(guī)制水平,但需注意環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制水平會(huì)降低其對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。

(3)創(chuàng)新政策與環(huán)境政策組合作用顯著,但要注意不同階段的影響異質(zhì)性。在創(chuàng)新數(shù)量積累階段,正協(xié)同效應(yīng)顯著,發(fā)揮1+1＞2 的政策組合效應(yīng),在創(chuàng)新質(zhì)量提升階段,尚需挖掘新的創(chuàng)新政策工具以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升,同時(shí)注重其與環(huán)境規(guī)制政策組合作用。

(4)政府在制定促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新政策時(shí),要不斷強(qiáng)化政策組合的影響,且不同政策在組合時(shí)應(yīng)明確各政策的適度區(qū)間。

本文存在的局限和不足：①政策方面僅關(guān)注了環(huán)境政策和創(chuàng)新政策,實(shí)際上還有其他政策交互作用,未來研究可進(jìn)一步擴(kuò)展政策范圍；②本文研究結(jié)論只說明2015～2019年時(shí)間段的結(jié)果,未來研究可考慮增大樣本容量,擴(kuò)大樣本范圍,加強(qiáng)結(jié)論的普適性。