謝 波，劉曉琴

（昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)院，云南 昆明 650500）

一、引言

當今氣候變化是國際社會普遍關(guān)注的問題，也是人類面臨的最嚴峻挑戰(zhàn)之一。二氧化碳排放是氣候變化的主要驅(qū)動因素，如何有效地減少碳排放已成為人們討論的重點問題。近年來，探索低碳發(fā)展的驅(qū)動路徑成為人們關(guān)注的熱點，普遍認為綠色技術(shù)創(chuàng)新是發(fā)展低碳經(jīng)濟的重要途徑。

在18 世紀工業(yè)革命之前，大氣中的二氧化碳濃度為280×10-6，而目前已超過了400×10-6，根據(jù)2019 年5 月莫納羅亞天文臺記錄的大氣中二氧化碳濃度達到了414.7×10-6。大氣中二氧化碳濃度急劇增加，可能造成嚴重的經(jīng)濟損失和生態(tài)破壞［1］。為了應(yīng)對日益增長的碳排放和全球氣候變化，中國在2009 年哥本哈根會議上承諾，到2020 年將單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放量在2005年的基礎(chǔ)上減少40%～45%，在2015 年正式公布中國國家自主貢獻預(yù)案《強化應(yīng)對氣候變化行動—中國國家自主貢獻》（INDC）中提出，到2030 年減少60%～65%［2］。為實現(xiàn)這一目標，各行各業(yè)積極進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，中國政府將降低單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放納入“十二五”規(guī)劃和“十三五”規(guī)劃。為了降低碳排放，綠色技術(shù)在低碳生產(chǎn)中的應(yīng)用將會促進工業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型以及新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。綠色技術(shù)創(chuàng)新將有助于企業(yè)開發(fā)新的資源，如風能、太陽能和潮汐能，以取代高排放的化石燃料。但是，如果技術(shù)創(chuàng)新的目標不是為了節(jié)能減排，而是為了提高生產(chǎn)效率、擴大產(chǎn)量規(guī)模，這將會增加能源消耗和碳排放量。因此，為降低碳排放，需要各行各業(yè)積極進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響問題值得探討，碳減排約束將如何影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新？碳減排約束是直接促進或抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新還是通過其他因素對其產(chǎn)生間接影響？針對這些問題，本文首先構(gòu)建了碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響的理論框架，圍繞這一框架又建立固定效應(yīng)模型和門檻回歸模型來探究其影響機制。本文試圖做出以下幾點貢獻：①在分析碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響時，不僅分析了直接影響，還進一步分析了碳減排約束通過企業(yè)預(yù)期對綠色技術(shù)創(chuàng)新的間接影響，比以往僅考慮兩者直接關(guān)系的研究更加全面。②將地級市層面的碳減排約束目標匹配到各企業(yè)建立平衡面板數(shù)據(jù)，分類分析國有企業(yè)、私營企業(yè)以及具有碳排放權(quán)交易的試點城市與不具有碳排放權(quán)交易的城市的碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，并且從專利授權(quán)總量、專利申請總量、發(fā)明專利授權(quán)量和申請量、實用新型授權(quán)量和申請量等角度進行區(qū)分。現(xiàn)有文獻大多僅僅研究地級市、企業(yè)單一層面，或者僅從專利授權(quán)、專利申請等單一方面進行研究。③通過尋找合適的工具變量進行最優(yōu)GMM 估計檢驗，解決了存在的內(nèi)生性問題?，F(xiàn)有研究大多在尋找工具變量方面存在困難，本文為此提供了一定的理論依據(jù)和研究思路。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）碳減排約束與綠色技術(shù)創(chuàng)新

關(guān)于環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的相關(guān)研究，目前學(xué)術(shù)界存在三種觀點，即波特假說、抑制性假說和不確定性假說。

（1）波特假說認為，環(huán)境規(guī)制是促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主要驅(qū)動因素。黃平和胡日東（2012）［3］認為，環(huán)境規(guī)制一方面通過時期效應(yīng)和強度效應(yīng)促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，另一方面通過保護產(chǎn)權(quán)、激勵創(chuàng)新資源的有效利用和流動引導(dǎo)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新；黎智慧（2019）［4］基于中國上市工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，基于Dagum 基尼系數(shù)模型研究認為，降低能源消耗和增加污染治理投資對工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提高具有顯著驅(qū)動作用；Feng和Li（2019）［5］研究發(fā)現(xiàn)，以技術(shù)創(chuàng)新為閾值變量構(gòu)建面板閾值模型加以分析，研究表明，技術(shù)創(chuàng)新會影響環(huán)境規(guī)制的碳減排效果，技術(shù)創(chuàng)新程度越高，環(huán)境規(guī)制的碳減排效果越強；熊航等（2020）［6］研究得出，環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均發(fā)揮了不同程度的促進作用，且呈現(xiàn)出一定的結(jié)構(gòu)和時序特征，部分驗證了波特假說“弱”版本；辛?xí)匀A和呂拉昌（2021）［7］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制均能強化技術(shù)創(chuàng)新對環(huán)境污染的改善作用，技術(shù)創(chuàng)新對環(huán)境污染的影響更多的是通過技術(shù)進步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而減少環(huán)境污染。

（2）抑制性假說認為，環(huán)境規(guī)制能夠抑制技術(shù)創(chuàng)新。伍格致和游達明（2019）［8］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制抑制技術(shù)創(chuàng)新，強和弱波特假說均不成立；Lin 等（2021）［9］研究發(fā)現(xiàn)，空氣污染指數(shù)（分別以人均二氧化硫排放量、人均煙塵排放量和人均工業(yè)廢氣排放量衡量）的增加顯著阻礙了技術(shù)創(chuàng)新，空氣污染對創(chuàng)新資金具有顯著的擠出效應(yīng)，從而降低創(chuàng)新產(chǎn)出；Zhao 等（2021）［10］通過構(gòu)建動態(tài)面板模型并采用系統(tǒng)的廣義矩量法（GMM），實證檢驗了不同來源技術(shù)進步對霧霾污染的整體影響以及影響的區(qū)域異質(zhì)性，研究發(fā)現(xiàn)，對于全國而言，自主創(chuàng)新對霧霾污染具有顯著的抑制作用，技術(shù)引進在一定程度上加劇了霧霾污染；楊小東（2020）［11］基于2005—2016 年271 個地級市面板數(shù)據(jù)建立動態(tài)空間杜賓模型，研究結(jié)果表明，城市創(chuàng)新水平提升對環(huán)境污染存在明顯的抑制作用；Wang 等（2021）［12］基于2009—2015 年中國工業(yè)企業(yè)的綜合數(shù)據(jù)集，采用K-最近鄰傾向得分匹配-差異中差異（PSM-DID）方法，探討了新安江生態(tài)補償對賭協(xié)議（ECGA）對企業(yè)技術(shù)進步的影響及其驅(qū)動機制，實證結(jié)果表明，ECGA 抑制了上游工業(yè)企業(yè)的技術(shù)進步，對重污染企業(yè)的抑制作用更為明顯；Feng等（2017）［13］研究表明，碳排放交易政策的實施總體上會顯著降低企業(yè)創(chuàng)新，并分別采用了穩(wěn)健性檢驗、差異中差異法、安慰劑檢驗和排列檢驗來證實這些結(jié)果。

（3）不確定性假說認為，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不確定性影響。蔣伏心（2013）［14］等基于制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)先下降后提升的“U”型動態(tài)特征，隨著環(huán)境規(guī)制強度上升而由弱變強；Wang 和Luo（2020）［15］認為，外商直接投資（FDI）數(shù)量和FDI 質(zhì)量為雙閾值時，技術(shù)創(chuàng)新能力與環(huán)境污染之間存在復(fù)雜的非線性關(guān)系；Ouyang 等（2020）［16］采用雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型對邊緣影響和異質(zhì)性影響進行了研究，結(jié)果表明，環(huán)境調(diào)控與技術(shù)創(chuàng)新之間存在“U”型關(guān)系，短期內(nèi)環(huán)境監(jiān)管對我國產(chǎn)業(yè)部門的研究和創(chuàng)新能力具有“抵消效應(yīng)”；黃天航等（2020）［17］研究認為，在不同的時間段，環(huán)境規(guī)制政策的存在與否對專利申請受理量和工業(yè)SO2排放量兩者產(chǎn)生不同的影響。

綜上所述，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系錯綜復(fù)雜。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：碳減排約束能促進、抑制或者對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不確定性影響。

（二）碳減排約束、企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期與綠色技術(shù)創(chuàng)新

上述觀點表明，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新具有不確定性影響，因為創(chuàng)新本身就具有不確定性、高風險、投資大、投資回報晚等特點，是一個復(fù)雜的過程，單靠市場力量是無法實現(xiàn)預(yù)期轉(zhuǎn)型的。為了使技術(shù)變革朝著更可持續(xù)的方向發(fā)展，有必要了解這種創(chuàng)新過程的動態(tài)。熊彼特早在1990 年就提出企業(yè)創(chuàng)新的重要前提是一定的收益預(yù)期，包括對未來創(chuàng)新收益的預(yù)期和對實際獲得這種收益的預(yù)期［18］；后來，Tomaszewski 和Swiadek（2017）［19］從經(jīng)濟社會學(xué)和金融社會學(xué)的最新發(fā)展對此加以解釋，形勢看好的技術(shù)期望和愿景在技術(shù)創(chuàng)新中產(chǎn)生重要驅(qū)動作用，提出與收入相關(guān)的預(yù)期比實際收入水平在促進創(chuàng)新活動中發(fā)揮更重要的作用，當企業(yè)感覺經(jīng)濟狀況預(yù)期變好時，創(chuàng)新活動就會增加，如果企業(yè)預(yù)期未來經(jīng)濟衰退，則情況相反，即企業(yè)對未來經(jīng)濟形勢的預(yù)期是促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新最重要的因素；沈能和劉鳳朝（2012）［20］建立門檻模型研究表明，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用存在地區(qū)差異，“波特假說”在較落后的中西部地區(qū)難以支持，而在較發(fā)達的東部地區(qū)則得到了很好的支持；Zhou 等（2020）［21］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制抑制了公司的財務(wù)活動，環(huán)境規(guī)制與公司的非財務(wù)績效也呈負相關(guān)，這種作用在西部地區(qū)重污染行業(yè)和企業(yè)中更為明顯；王淑杰和邵磊（2020）［22］通過建立企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期收益與其自主創(chuàng)新驅(qū)動力的門檻和中介效應(yīng)模型進行研究，表明激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的主要動力是預(yù)期收益；Li 和Ouyang（2021）［23］研究表明，碳稅與技術(shù)進步相結(jié)合可以實現(xiàn)2030 年碳強度目標，但會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。

綜上，企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期能夠影響技術(shù)創(chuàng)新，當預(yù)期向好時，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平會顯著增加；當預(yù)期衰退時，則會抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并且環(huán)境規(guī)制的實施也會對企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期產(chǎn)生影響。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：碳減排約束能夠通過企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

三、數(shù)據(jù)指標與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文通過2011—2020 年城市CO2排放量以及GDP 指標得到城市碳減排約束目標進而計算獲得企業(yè)碳減排約束目標，同時對所選數(shù)據(jù)進行篩選：①剔除已退市的企業(yè)；②剔除金融保險業(yè)企業(yè)；③剔除缺失值嚴重的企業(yè)。最終獲得N=1406、T=10的中國上市企業(yè)平衡面板數(shù)據(jù)，并對部分存在缺失值的數(shù)據(jù)通過移動平均法補齊。地市級數(shù)據(jù)來自各地級市《統(tǒng)計年鑒》和統(tǒng)計公報，上市企業(yè)數(shù)據(jù)來自《國泰安數(shù)據(jù)庫》《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》、巨潮資訊等網(wǎng)站以及企業(yè)年報等，所用數(shù)據(jù)均為手工整理計算所得。

（二）變量測度

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新（Tech）。借鑒陶峰等（2021）［24］、王洪慶和張瑩（2020）［25］的相關(guān)研究，以2011—2020 年我國上市企業(yè)的綠色技術(shù)專利授權(quán)量來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。綠色專利標準是根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織提出的“國際專利分類綠色清單”進行匹配獲得，并以此衡量企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。隨著專利數(shù)據(jù)可得性的提高以及研究者對專利信息的深入挖掘，專利數(shù)據(jù)所具有的優(yōu)勢使其成為衡量創(chuàng)新的關(guān)鍵指標。

2.解釋變量

本文解釋變量為碳減排約束（CRC）。本文將碳減排政策分為兩個時期：一是“十二五”時期，到2015 年實現(xiàn)碳排放強度（CI）比2010 年下降17%；二是“十三五”時期，計劃到2020 年實現(xiàn)CI 比2015年下降18% 的碳減排目標。借鑒王明喜等（2015）［26］、謝波和賈佳豪（2021）［27］的研究方法，碳排放強度選取各地市單位GDP 的CO2排放量來表征。碳減排約束目標CRC 由五年規(guī)劃的總碳排放強度CI 降低值，通過指數(shù)計算得到每年下降約3.5%的目標后與每年各企業(yè)生產(chǎn)總值相乘得到。

3.門檻變量

本文門檻變量為企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期（SEE）。借鑒王淑杰等（2020）［22］、邵磊和唐盟（2019）［28］的做法，用企業(yè)平均杠桿率的調(diào)整速度來表示企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期穩(wěn)定性。

計算公式為：

企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期計算公式的含義為：若杠桿率調(diào)整頻繁則表示SEE 不穩(wěn)定，若調(diào)整緩慢則說明SEE 穩(wěn)定。當SEE 不穩(wěn)定時，企業(yè)需要不斷根據(jù)預(yù)期調(diào)整自身資本結(jié)構(gòu)；當SEE 穩(wěn)定時，則表明企業(yè)不需要對自身資本結(jié)構(gòu)進行大規(guī)模調(diào)整。

4.控制變量

參考Wang等（2021）［12］、徐佳和崔靜波（2020）［29］等的研究，設(shè)置相關(guān)控制變量。各變量定義具體見表1所列。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

1.固定效應(yīng)模型

為驗證H1 即碳減排約束能夠促進、抑制或?qū)G色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不確定性影響，設(shè)定如下模型：

其中：i為企業(yè)；t為年份；CVi,t表示控制變量；γi、λt分別表示地區(qū)和年份固定效應(yīng)；εi,t表示估計的殘差。

2.門檻效應(yīng)模型

為驗證H2即碳減排約束能夠通過對企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期產(chǎn)生非線性門檻效應(yīng)進而影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，建立門限面板模型如下：

其中：企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期SEE 為門限變量；r為門限值；SEE 在r1水平以下時，碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為ω1，SEE在r1與r2水平之間時影響系數(shù)為ω2，SEE超過r2水平時影響系數(shù)為ω3。

四、實證結(jié)果

（一）固定效應(yīng)檢驗

本研究已將數(shù)據(jù)進行相關(guān)處理，研究變量均通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗，并且不存在多重共線性。此外，通過雙向固定效應(yīng)檢驗可知，研究變量的時間固定效應(yīng)不顯著。

為驗證碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制，建立固定效應(yīng)面板模型作為基本模型，并且從多方面的影響因素出發(fā)，探究碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機制。郭紅欣等（2021）［30］基于碳排放權(quán)交易試點的準自然實驗研究發(fā)現(xiàn)，中國低碳技術(shù)創(chuàng)新在東中部地區(qū)表現(xiàn)出明顯的空間集聚效應(yīng)，碳排放權(quán)交易試點的建立顯著促進了區(qū)域的低碳技術(shù)創(chuàng)新水平；胡珺等（2019）［31］提出，碳排放交易機制的實施能夠顯著推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。因此，具有碳排放權(quán)交易試點的城市（記為1）與不具有碳排放權(quán)交易的城市（記為0），其碳減排約束政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新可能產(chǎn)生不同的影響。

此外，碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響還可能受到企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的制約，不同的企業(yè)股權(quán)屬性可能導(dǎo)致企業(yè)對碳減排約束的態(tài)度產(chǎn)生差異，進而影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。因此，本文將建立若干模型通過計算進行具體分析，結(jié)果見表2所列。

表2 固定效應(yīng)結(jié)果

表2 中模型（1）是針對所有企業(yè)的估計結(jié)果；模型（2）是具有碳排放權(quán)交易的城市碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響結(jié)果；模型（3）是不具有碳排放權(quán)交易的城市碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響結(jié)果；模型（4）是股權(quán)屬性為國有企業(yè)時，碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響結(jié)果；模型（5）是私營企業(yè)的影響結(jié)果。

為了確定碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響作用，首先需要驗證β1的正負性，若β1>0，那么碳減排約束將會對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。從模型（1）（2）（4）可以看出，CRC 對Tech 的影響系數(shù)均顯著為正，即碳減排約束的提高能夠推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，但是也可以從表2 所列的5 個模型得知，碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響程度存在差異。模型（1）是針對所有企業(yè)而言，碳減排約束每增加1 個單位就能促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新增加3.447 個單位；模型（2）是具有碳排放權(quán)交易的試點城市，其碳減排約束每增加1 個單位能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新增加10.57 個單位；模型（3）是不具有碳排放權(quán)交易的城市，其碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著，其他控制變量均沒有較大差別，這說明碳排放權(quán)政策的實施有助于碳減排約束，促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；模型（4）（5）是國有企業(yè)、私營企業(yè)的碳減排約束，每增加1 個單位會促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新增加10.42 個單位，私營企業(yè)卻會因此降低1.026 個單位。碳減排約束對國有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的推動作用明顯超過私營企業(yè)，這可能是因為：國有企業(yè)不以盈利為最終目標，其身負更重要的社會責任，因此在國家頒布碳減排政策時，國有企業(yè)會積極響應(yīng)政府號召，重點進行綠色技術(shù)創(chuàng)新的開發(fā)，促進碳減排政策的實施；而私營企業(yè)大多以盈利為目的，碳減排約束會增加私營企業(yè)的環(huán)保減排成本，因此會對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，因此對私營企業(yè)來說，碳減排約束只會使得其綠色技術(shù)創(chuàng)新水平降低。

此外，對于所有企業(yè)而言，常數(shù)項和企業(yè)年齡對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向影響，企業(yè)經(jīng)營規(guī)模、托賓Q值以及企業(yè)監(jiān)事規(guī)模都會抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，這可能是因為企業(yè)產(chǎn)生了規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)，包括企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、管理體制和管理能力等達到極限，使得管理效率降低，從而造成管理人員浪費，管理費用增加。企業(yè)經(jīng)營規(guī)模和企業(yè)監(jiān)事規(guī)模在國有企業(yè)與私有企業(yè)間存在差異。其中，私營企業(yè)的監(jiān)事規(guī)模對綠色技術(shù)創(chuàng)新不產(chǎn)生顯著影響，但是企業(yè)經(jīng)營規(guī)模能夠?qū)ζ渚G色技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著促進作用，這是因為私營企業(yè)相比國有企業(yè)更能避免規(guī)模不經(jīng)濟行為，更能夠促進管理效率的提升、促進人才的合理安排與分配，私營企業(yè)規(guī)模擴大可能使得企業(yè)自身資本結(jié)構(gòu)發(fā)生變動，從而有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新。

如表3 所列為了更清楚地研究碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的作用機制，本文將碳減排約束可模型（a）綠色發(fā)明專利授權(quán)量、模型（b）綠色實用新型授權(quán)量、模型（c）綠色發(fā)明專利申請量和模型（d）綠色實用新型申請量分別進行對比剖析。結(jié)果表明，碳減排約束明顯促進綠色發(fā)明專利授權(quán)量和申請量的增加，對綠色實用新型授權(quán)量和申請量不產(chǎn)生顯著影響；隨著企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的擴大，只有綠色實用新型申請量顯著增加，抑制了綠色發(fā)明專利授權(quán)量、綠色實用新型授權(quán)量和綠色發(fā)明專利申請量的增加，托賓Q值僅造成綠色授權(quán)量的減少，不對綠色申請量產(chǎn)生影響，企業(yè)監(jiān)事規(guī)模抑制了綠色發(fā)明專利授權(quán)量和申請量的增加，對綠色實用新型不產(chǎn)生影響；企業(yè)年齡和常數(shù)項顯著促進所有綠色技術(shù)創(chuàng)新的增加。

表3 發(fā)明專利與實用新型專利對比結(jié)果

（二）門檻回歸檢驗

為了驗證碳減排約束能否通過企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期進而對其綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，本文建立非線性門檻模型，將企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期設(shè)置為門檻變量進行研究。門檻效應(yīng)檢驗及回歸結(jié)果見表4、表5所列。

表4 門檻效應(yīng)檢驗

表5 門檻回歸結(jié)果

由表4 可知，碳減排約束通過企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期的雙門限模型對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，第一門檻值r1=0.011 8，第二門檻值r2=0.017 8。從表5可以看出，當企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期不超過第一門檻值時，碳減排約束能夠?qū)ζ髽I(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向推動作用；當r1

如圖1所示，通過對雙門限1近距離觀察，可以看出，當企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期不超過第一門檻值和超過第二門檻值時，碳減排約束均能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；但是當企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期在兩個門檻值之間，即低于圖中虛線時，碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新不產(chǎn)生影響。從雙門限2的微觀方面來看，曲線波動幅度不同，但是整體上仍然符合上述分析，存在雙門檻效應(yīng)，即驗證了H2，碳減排約束能夠通過企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期進而對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響。

圖1 門限回歸

（三）穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表6 所列。以模型（1）作為參照，模型（2）表示城市異質(zhì)性檢驗結(jié)果，剔除惠州、麗水、珠海、臺州、福州、廈門、貴陽、深圳、中山、煙臺、昆明和青島這些環(huán)境相對較好的城市；模型（3）表示對綠色技術(shù)創(chuàng)新指標進行5%縮尾處理，去除極端值的結(jié)果；模型（4）表示增加是否具有碳交易試點政策的城市與年份的交互項，記為交互1；模型（5）表示增加?xùn)|部、中部、西部城市與年份的交互項，記為交互2。

首先，在指標選取上，本文參考徐佳和崔靜波（2020）［29］的研究，將被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新使用綠色專利申請量來表示，并且將樣本進行多種分類分析，驗證了估計結(jié)果的穩(wěn)健性（見表3）。其次，在城市異質(zhì)性上，本文選取了1 406 家上市公司平衡面板數(shù)據(jù)，但是匹配到各個地級市之后，可能存在城市異質(zhì)性問題，因此借鑒余泳澤等（2020）［32］的檢驗方法，一方面，將樣本剔除12 個環(huán)境相對較好的城市進行研究，模型（2）估計結(jié)果顯著，碳減排約束每提高1 個單位則促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新增加3.377 3 個單位；另一方面，對綠色技術(shù)創(chuàng)新指標進行5%的縮尾處理，去除了極端值的影響，模型（3）得到的結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗。最后，分別控制了是否具有碳排放權(quán)交易試點政策的城市以及東部、中部、西部城市與年份的交互項，考察了宏觀因素系統(tǒng)性變化對結(jié)果的影響，模型（4）（5）的結(jié)果顯示，交互項1和交互項2 對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新沒有顯著影響，即驗證宏觀因素系統(tǒng)性變化不會對本文結(jié)果產(chǎn)生影響。另外，從表6 模型（2）（3）（4）（5）得到的結(jié)果看出，碳減排約束能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，控制變量中年齡、企業(yè)規(guī)模、托賓Q值、監(jiān)管規(guī)模、常數(shù)項都能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，其余影響均不顯著，所有變量結(jié)果都與參照模型（1）結(jié)果相差不大。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

經(jīng)過上述的穩(wěn)健性檢驗后，本文的研究結(jié)論仍然成立，估計結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

續(xù)表6

2.內(nèi)生性檢驗

用企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期測量綠色技術(shù)創(chuàng)新存在誤差，本文借鑒陳強（2017）［33］的內(nèi)生性檢驗方法，通過尋找合適的工具變量進而解決內(nèi)生性問題。

第一步，工具變量與擾動項不相關(guān)，即驗證工具變量外生性，通過尋找足夠多的相關(guān)變量，逐步將冗余變量剔除，最后得到投資收益率（RRI）滿足外生性假設(shè)，證明所設(shè)工具變量與擾動項不相關(guān)；第二步，驗證工具變量與企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期存在顯著相關(guān)性，使用最優(yōu)GMM 估計法與參照回歸做對比。檢驗結(jié)果見表7 所列，其中，模型（A）參照系表示不加入企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期時的混合OLS 回歸結(jié)果；模型（B）是加入SEE 時的OLS回歸結(jié)果；模型（C）表示當SEE 加入工具變量時的GMM 估計結(jié)果。

表7 結(jié)果表明，模型（A）（B）（C）中碳減排約束均能顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的增加。模型（A）為不加入企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期時，碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響；模型（B）中混合回歸企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；模型（C）為加入工具變量后顯示企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，仍然表現(xiàn)為顯著性影響。由此，說明工具變量設(shè)置有效。除此之外，其他控制變量變化不大，但是加入工具變量以后，模型（C）中企業(yè)年齡對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著，與另外兩個模型企業(yè)年齡對其產(chǎn)生顯著正向影響的效果不同；同樣，模型（C）中營業(yè)收入增長率的變化顯著抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新，這也與另兩個模型存在差異。但是，此工具變量仍然可以解決本文存在的內(nèi)生性問題。

表7 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文手工整理2011—2020年中國地級市及上市企業(yè)數(shù)據(jù)，建立碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的固定效應(yīng)模型和碳減排約束、企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期與綠色技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)模型，并設(shè)置工具變量通過最優(yōu)GMM估計法解決文章存在的內(nèi)生性問題。得到的結(jié)論與建議如下：

第一，具有碳排放權(quán)交易的試點城市，其碳排放約束能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，而沒有碳排放權(quán)交易的城市，碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新沒有顯著影響。這啟示各個企業(yè)應(yīng)該積極配合當?shù)卣龠M碳排放權(quán)交易政策的實施，以利于綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。從研究結(jié)果可以看出，在國有企業(yè)中，碳減排約束每增加1 個單位能夠促進國有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新增加10.42 個單位；但是對于私營企業(yè)來說，碳減排約束能夠顯著抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，而私營企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的擴大能夠顯著促進綠色技術(shù)創(chuàng)新的增加，這與國企存有差異。此外，通過對綠色技術(shù)創(chuàng)新指標的分類研究發(fā)現(xiàn)，碳減排約束增加更能夠促進綠色發(fā)明專利授權(quán)量和申請量的增加。這意味著政府制定碳減排政策時需要充分考慮企業(yè)股權(quán)屬性，對于國有企業(yè)應(yīng)該加強碳減排約束，對于私營企業(yè)則要分清側(cè)重點，要想在增加碳減排約束的形勢下使得私營企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平上升，應(yīng)該擴大私營企業(yè)規(guī)模，使得其滿足規(guī)模經(jīng)濟的效果。政府為避免碳減排約束對私營企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，應(yīng)該適當為其提供財政補貼，促進私營企業(yè)的綠色技術(shù)研發(fā)。

第二，將企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期作為門檻變量時，碳減排約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在明顯的雙門限效應(yīng)。當企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期水平不超過第一門檻值或者企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期水平超過第二門檻值時，碳減排約束均能夠顯著促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；但是當企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期為0.011 8～0.017 8 時，碳減排約束不對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。這表明政府應(yīng)該制定科學(xué)的差異化政策，合理制定碳減排約束目標，掌握好其對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的“度”的問題。碳減排不是一味地增加約束程度，應(yīng)該有差異化政策，有針對性地實施。

第三，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)經(jīng)營規(guī)模和企業(yè)監(jiān)事規(guī)模以及托賓Q值都明顯抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新的增長，這意味著若企業(yè)存在規(guī)模不經(jīng)濟問題則會抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。由于產(chǎn)生規(guī)模不經(jīng)濟的原因可能是生產(chǎn)技術(shù)、管理體制和管理能力等達到極限，使得管理無效率或低效率，從而造成管理人員之間信息溝通緩慢、管理費用增加、生產(chǎn)要素價格和銷售費用成本增加、環(huán)境污染嚴重等問題。企業(yè)應(yīng)該制定高效率的管理體制，減少無效交流，縮減過程成本，促進管理人員積極參與培訓(xùn)，能夠做到管理人員減少但是管理效率上升的效果。若企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期不穩(wěn)定，則需要對企業(yè)自身內(nèi)部資本結(jié)構(gòu)做調(diào)整，進行戰(zhàn)略重組，爭取解決創(chuàng)新動力不足的問題。

第四，形成積極的企業(yè)與政府合作共贏的現(xiàn)代企業(yè)制度，是實現(xiàn)碳減排與綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑?，F(xiàn)代企業(yè)制度最重要一點是企業(yè)應(yīng)該與政府形成良好的合作關(guān)系，以政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體。對于政府而言，社會不斷發(fā)展，人與自然和諧共生，積極推進各項有利于社會進步的政策相當重要。但是政府也要做到不越俎代庖，尊重企業(yè)，形成良好的合作共贏的關(guān)系，真正形成硬約束的、平等競爭的社會環(huán)境。對于企業(yè)而言，只有在政府合理合法合規(guī)的要求下生產(chǎn)經(jīng)營，不斷進行技術(shù)創(chuàng)新才能不斷提高產(chǎn)品技術(shù)含量，提高產(chǎn)品性價比和競爭力，進而促進企業(yè)本身的轉(zhuǎn)型升級，才能實現(xiàn)不斷進步與發(fā)展的美好愿景。政府應(yīng)該針對不同企業(yè)合理制定約束政策，避免一刀切的現(xiàn)象出現(xiàn)。

六、局限與展望

本文雖然為碳減排約束對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制提供了一定的研究思路和實驗證據(jù)，有一定的貢獻，但是也存在一些局限性。本文主要從政府頒布的“十二五”“十三五”污染物約束政策來確定碳排放下降目標，進而計算得出每年需要下降的碳排放量，形成碳減排約束，然后按地級市匹配到企業(yè)。這種表達存在一定的局限，即沒有考慮各地企業(yè)本身的環(huán)保意識與行為、外部媒體關(guān)注與監(jiān)督以及客觀的外部因素等對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。之后的研究思路需要更多地考慮主觀因素的影響，外部監(jiān)督與內(nèi)部考察結(jié)合分析，做到更加客觀的深度論證。