陳慶 劉飛

摘要摘?要：運用動態(tài)博弈模型分析了強、弱環(huán)境規(guī)制背景下企業(yè)選擇綠色制造的內(nèi)在邏輯和外部條件，并結(jié)合中國32個省份和1 092家制造業(yè)上市公司的樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建固定效應面板門檻模型，實證檢驗了政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的門檻效應。研究發(fā)現(xiàn)：地方環(huán)境規(guī)制強度與制造企業(yè)綠色創(chuàng)新投入之間盡管存在著正相關關系，但同時也受到綠色產(chǎn)品溢價和綠色生產(chǎn)成本等因素的影響，換言之，政府環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)綠色創(chuàng)新投入之間的關系是非線性的且存在門檻效應。因此，地方政府在制定并實施環(huán)境規(guī)制政策時應尤其重視配套綠色獎補激勵和保障綠色原材料供給，以及鼓勵通過研發(fā)外包和技術轉(zhuǎn)移提高制造企業(yè)綠色創(chuàng)新效能及效率，使企業(yè)盡早步入“綠色創(chuàng)新-綠色制造”的綠色循環(huán)發(fā)展新軌道。

關鍵詞關鍵詞：環(huán)境規(guī)制；綠色制造；動態(tài)博弈；門檻效應

中圖分類號中圖分類號：C934

文獻標識碼：A

DOIdoi：10.3969/j.issn.1672-2272.202402042

英文標題Can Environmental Regulation Drive Green Manufacturing？

A Theoretical and Empirical Study Based on Dynamic Game Theory

Chen Qing，Liu Fei

（College of Management，Guizhou University， Guiyang 550025，

China）

英文摘要Abstract：A dynamic game model was used to analyze the logic and conditions of firms choice of green manufacturing under environmental regulations， and a fixed-effects panel threshold model was built with data from 32 provincial regions in China and 1092 manufacturing listed companies. This paper examines the threshold effect of government environmental regulations on firms green innovation. It is found that， influenced by green premiums and green costs， there is a positive relationship between regional environmental regulations and the development of local green manufacturing. However， this relationship is not linear but with a single threshold. Therefore， local governments should provide green subsidies and ensure the sustainability of green supply chain when formulating environmental regulations， while encouraging R&D outsourcing and technological transfer， for this would improve the effectiveness and efficiency of green innovation in manufacturing industry， and help manufacturers achieve green transformation in a more rapid way.

英文關鍵詞Key Words：Environmental Regulation; Green Manufacturing; Dynamic Game; Panel Threshold

0?引言

環(huán)境規(guī)制作為政府調(diào)節(jié)企業(yè)環(huán)境行為、提高企業(yè)環(huán)境績效的重要政策工具，在具體實施過程中不可避免地會給企業(yè)尤其是制造企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營帶來額外成本壓力。在當前綠色發(fā)展的背景下，中國的制造企業(yè)不得不開始關注自身環(huán)境績效，并有意識地承擔起環(huán)境保護的社會責任，而加大綠色創(chuàng)新投入、發(fā)展綠色制造則是其中不可或缺的一環(huán)[1]。根據(jù)“波特假說”（Port Hypothesis），環(huán)境規(guī)制給企業(yè)施加的合規(guī)成本（Compliance Cost）只是暫時性的，這意味著企業(yè)在后期可以通過綠色創(chuàng)新提高環(huán)境效率，打造“綠色”核心競爭力（Green Competitiveness），從而部分甚至全部抵消此前環(huán)境規(guī)制所帶來的不利影響[2]。

為處理好經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的關系，習近平總書記在十八屆中央政治局第41次集體學習時指出，“要堅決摒棄損害甚至破壞生態(tài)環(huán)境的發(fā)展模式，堅決摒棄以犧牲生態(tài)環(huán)境換取一時一地經(jīng)濟增長的做法”，這奠定了未來中國經(jīng)濟走綠色發(fā)展道路的總基調(diào)，對當前的中國制造企業(yè)來說既是挑戰(zhàn)更是機遇：一方面，由于技術水平低、資源消耗大、環(huán)境污染重，部分中國制造企業(yè)在“環(huán)保風暴”下的確面臨著巨大的環(huán)境規(guī)制壓力，缺少資金、人才和技術則是拖累這部分制造企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的重要原因[3]；另一方面，環(huán)境規(guī)制政策公平有效地實施也更加凸顯了綠色制造企業(yè)的“綠色競爭優(yōu)勢”[4]，使之能以較低的合規(guī)成本換取較高的綠色溢價，進而更快地向“綠色良性循環(huán)”過渡。但需要注意的是，適度的環(huán)境規(guī)制也許能夠激勵企業(yè)通過綠色創(chuàng)新實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型，但過度的環(huán)境規(guī)制卻也可能迫使企業(yè)采取機會主義行為，即通過應付式治理甚至“用腳投票”等方式規(guī)避環(huán)保檢查及處罰，以至于對嚴格執(zhí)行環(huán)保政策的地方造成嚴重的“經(jīng)濟反噬”效應[5]。因此，如何因地制宜、因時制宜地設計好環(huán)境規(guī)制政策，把握好環(huán)境規(guī)制力度，是引導企業(yè)尤其是制造企業(yè)將環(huán)保壓力轉(zhuǎn)化為綠色動能的關鍵所在，也是地方打造綠色引擎、發(fā)展綠色經(jīng)濟、實現(xiàn)經(jīng)濟社會綠色可持續(xù)發(fā)展的重要制度保障。

本文的創(chuàng)新點和邊際貢獻主要包括：①通過構(gòu)建動態(tài)博弈模型，從理論上分析了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新之間的復雜互動關系及其影響因素；②通過敏感性分析發(fā)現(xiàn)，地方政府的環(huán)境規(guī)制在推動制造企業(yè)綠色創(chuàng)新方面存在最優(yōu)強度，且該強度受上游資源要素供給等因素的影響；③通過中國32個省份的環(huán)境保護、地方發(fā)展以及1 092家制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，驗證了動態(tài)博弈模型的有效性。研究結(jié)論對于地方政府因地制宜地制定環(huán)境規(guī)制政策、把握環(huán)境規(guī)制強度具有現(xiàn)實意義，也為環(huán)境規(guī)制研究提供了新的分析框架。

1?文獻回顧與博弈建模

1.1?文獻回顧

政府環(huán)境規(guī)制作為影響企業(yè)環(huán)境行為的重要外因，長期以來其實際影響一直飽受學界爭議，并先后發(fā)展出了3個不同版本的“波特假說”（Porter Hypothesis），例如：①“狹義波特假說”認為，選擇合適類型的環(huán)境規(guī)制才有助于激勵企業(yè)從事綠色創(chuàng)新活動，因此政府在實施環(huán)境規(guī)制過程中更應以結(jié)果而非過程為導向；②“弱波特假說”認為，環(huán)境規(guī)制作為一種強制性政策約束，盡管在一定程度上能夠促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新發(fā)展，但也不可避免地會增加企業(yè)的機會成本，從而以犧牲企業(yè)績效的方式換取環(huán)境目標的達成；③“強波特假說”認為，環(huán)境規(guī)制有助于推動企業(yè)拓寬發(fā)展思路、打破條條框框，并通過引入綠色新工藝、新技術、新產(chǎn)品實現(xiàn)企業(yè)環(huán)境績效與經(jīng)濟績效之間的良性互動，從而使政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的凈效應為正[6]。在此基礎上，學者們進一步將環(huán)境規(guī)制的政策工具區(qū)分為命令控制型（Command-and control）和市場調(diào)節(jié)型（Market-based）兩種大類，前者強調(diào)通過綠色標準、綠色認證和綠色清單規(guī)范企業(yè)環(huán)境行為，后者重視通過環(huán)境稅、排污權交易等經(jīng)濟手段引導企業(yè)環(huán)境自律[7]?；谥袊〖墧?shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，市場激勵型環(huán)境規(guī)制相比命令控制型環(huán)境規(guī)制更能促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，且二者對地方綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響也具有非線性的“門檻效應”[8]。

具體來說，當面臨不同程度的環(huán)境規(guī)制壓力時，企業(yè)一般可以根據(jù)自身情況選擇以下應對策略：①“末端治理”（End-of-pipe Treatment），這類亡羊補牢式的做法由于僅僅涉及排污環(huán)節(jié)的綠色化改造，因此往往只能夠臨時性地應付環(huán)保檢查，且容易誘發(fā)短期的機會主義行為；②“綠色創(chuàng)新”（Green Innovation），這種系統(tǒng)性的解決思路在于強調(diào)源頭治理和全過程控制，是企業(yè)主動順應綠色發(fā)展潮流、積極打造綠色競爭力的重要抓手[9]，但也同時具有高風險、高投入、長周期等特點[10]；③“污染轉(zhuǎn)移”（Pollution Transfer），這種“用腳投票”的消極行為常見于傳統(tǒng)夕陽產(chǎn)業(yè)，即通過將污染密集型生產(chǎn)環(huán)節(jié)從強環(huán)境規(guī)制地區(qū)遷徙到弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)以達到逃避環(huán)保監(jiān)管的目的，且不可避免地會對地方就業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展造成不同程度的沖擊[11]。除此之外，企業(yè)是否加大綠色創(chuàng)新投入還取決于其資產(chǎn)專用性程度（Asset Specificity）和閑置資源情況（Idle Resources）[12]，而隨著時間的推移，單個企業(yè)的綠色創(chuàng)新成果還將借助技術溢出效應向供應鏈上下游進一步傳導擴散[13]。也正因如此，實施嚴格的環(huán)境規(guī)制政策才宜早不宜遲，進而避免地方產(chǎn)業(yè)對污染技術產(chǎn)生路徑依賴，并最大限度地降低地方經(jīng)濟的綠色轉(zhuǎn)型成本[14]。

從中國數(shù)據(jù)來看，環(huán)境規(guī)制是否能夠激勵企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投入的關鍵還在于具體政策工具的選擇，例如：郭進[15]研究發(fā)現(xiàn)，排污費征繳和環(huán)境財政支出比其他手段更能夠有效促進企業(yè)從事綠色技術創(chuàng)新，且這種影響還呈現(xiàn)出由弱到強的漸變特征，但過于嚴厲的行政處罰相反會起阻礙作用。范丹等[8]也證實了環(huán)境規(guī)制確實能夠通過促進產(chǎn)業(yè)綠色技術創(chuàng)新推動地方綠色經(jīng)濟增長，且市場激勵型環(huán)境規(guī)制比命令控制型環(huán)境規(guī)制更加有效。王珍愚等[1]進一步研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響實際表現(xiàn)為先抑后揚的“U型”特征，其拐點位置則因被規(guī)制企業(yè)的所有制和行業(yè)屬性不同而不同。除此之外，陶鋒等[16]結(jié)合中國“十一五”期間實施的“環(huán)保目標責任制”發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制可能會導致企業(yè)綠色技術創(chuàng)新出現(xiàn)“量增質(zhì)減”問題，且這種現(xiàn)象多發(fā)于創(chuàng)新能力較為薄弱的企業(yè)。鄧玉萍等[17]則結(jié)合中國“十二五”期間實施的“萬家企業(yè)節(jié)能低碳行動”發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新補償效應總體上大于其遵循成本效應。吳力波等[18]還發(fā)現(xiàn)，相較地方分權式監(jiān)管，中央集權式監(jiān)管可以更加有效地克服環(huán)境保護中存在的政企合謀與執(zhí)行不力等問題，并同樣能夠促進企業(yè)綠色創(chuàng)新，但在實踐中還應根據(jù)企業(yè)的不同特點來斟酌環(huán)境規(guī)制強度。

1.2?博弈建模

本文基于文獻回顧，提出以下3個問題：①弱環(huán)境規(guī)制條件下制造企業(yè)從事綠色創(chuàng)新所需的必要條件有哪些？②強環(huán)境規(guī)制條件下制造企業(yè)從事綠色創(chuàng)新所需的必要條件又有哪些？③政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新的引致效應是否存在非線性的門檻特征？為了回答這些問題，本文嘗試構(gòu)建一個政府與企業(yè)的動態(tài)博弈模型（Extensive Game），并運用逆向遞歸法（Backward Induction）求解強、弱環(huán)境規(guī)制條件下制造企業(yè)選擇綠色創(chuàng)新策略的行為邏輯和影響因素。

首先，文章假設制造企業(yè)的收入由銷售收入SR和綠色溢價GP兩部分組成：①SR=a－（Q－b）2，銷售收入SR與企業(yè)產(chǎn)銷量Q之間呈倒“U”型關系，當產(chǎn)銷量Q增加時，銷售收入SR先減速遞增、后加速遞減，反映了一個市場飽和度變化的過程，b是其中的關鍵轉(zhuǎn)折點；②GP=（c+3R－d）Q，綠色溢價GP與綠色創(chuàng)新投入R呈立方根關系，當綠色創(chuàng)新投入R增加時，綠色溢價GP將經(jīng)歷一個“量變-質(zhì)變-新量變”的三階段上升過程，d是其中的關鍵臨界點。

其次，文章假設制造企業(yè)的成本由傳統(tǒng)生產(chǎn)成本PC、環(huán)境規(guī)制成本ERC、綠色創(chuàng)新投入R和綠色生產(chǎn)成本GPC 4個部分組成：①PC=m+12（Q－n）2，傳統(tǒng)生產(chǎn)成本PC和產(chǎn)銷量Q之間呈正“U”型關系，當產(chǎn)銷量Q增加時，傳統(tǒng)生產(chǎn)成本PC先減速遞減、后加速遞增，反映了一個從規(guī)模經(jīng)濟到規(guī)模不經(jīng)濟的變化過程，n是其中的關鍵拐點；②ERC=（e－3R－f）Q，環(huán)境規(guī)制成本ERC與綠色創(chuàng)新投入R呈立方根關系，當綠色創(chuàng)新投入R增加時，環(huán)境規(guī)制成本ERC將經(jīng)歷一個“量變-質(zhì)變-新量變”的三階段下降過程，f是其中的關鍵臨界點；③GPC=［s－12（R－t）2］Q，由新技術、新工藝、新產(chǎn)品、新材料所帶來的綠色生產(chǎn)成本GPC與綠色創(chuàng)新投入R呈倒“U”型關系，當綠色創(chuàng)新投入R增加時，綠色生產(chǎn)成本GPC先減速遞增、后加速遞減，反映了一個綠色制造經(jīng)歷學習曲線（Learning Curve）的過程，t是其中的關鍵拐點。

最后，本文假設地方政府的得益受到稅收收入TAX、環(huán)境規(guī)制收益ERR、環(huán)境執(zhí)法成本EC和環(huán)境保護政績EPA 4個方面的影響：①TAX=ξQ，稅收收入TAX與征稅系數(shù)ξ、產(chǎn)銷量Q正相關；②ERR=ERC，企業(yè)環(huán)境合規(guī)成本ERC與政府環(huán)境規(guī)制收益ERR基本一致；③EC=ωERR，政府環(huán)境執(zhí)法成本EC取決于環(huán)境規(guī)制收益ERR和成本系數(shù)ω的高低；④EPA=ψ－lg（Q），環(huán)境保護政績與上級環(huán)境滿意度ψ正相關，與污染程度lg（Q）負相關，即隨著企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模Q的擴大，污染程度lg（Q）會經(jīng)歷一個“先加劇后平穩(wěn)”的變化過程。

更進一步地，本文通過構(gòu)建地方政府與制造企業(yè)的兩階段動態(tài)博弈模型，旨在厘清不同環(huán)境規(guī)制強度下企業(yè)選擇綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）的納什均衡條件，如圖1所示，地方政府面臨的策略集Sg=S0g，S1g，其中S0g代表弱環(huán)境規(guī)制，S1g代表強環(huán)境規(guī)制；制造企業(yè)面臨的策略集Sf=S0f，S1f，其中S0f代表傳統(tǒng)制造（拒絕綠色創(chuàng)新），S1f代表綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）；Ug和Uf分別代表政府和企業(yè)的得益函數(shù)，即Ug=G（Sg，Sf），Uf=F（Sg，Sf）。從博弈結(jié)果來看：①當政府選擇弱環(huán)境規(guī)制S0g而企業(yè)選擇傳統(tǒng)制造（拒絕綠色創(chuàng)新）S0f時，政府的得益函數(shù)Ug=G（S0g，S0f）=TAX+EPA*，企業(yè)的得益函數(shù)Uf=F（S0g，S0f）=SR－PC；②當政府選擇弱環(huán)境規(guī)制S0g而企業(yè)選擇綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f時，政府的得益函數(shù)Ug=G（S0g，S1f）=TAX+EPA，企業(yè)的得益函數(shù)Uf=F（S0g，S1f）=SR+GP－PC－R－GPC；③當政府選擇強環(huán)境規(guī)制S1g而企業(yè)選擇傳統(tǒng)制造（拒絕綠色創(chuàng)新）S0f時，政府的得益函數(shù)Ug=G（S1g，S0f）=TAX+ERR*－EC*+EPA*，企業(yè)的得益函數(shù)Uf=F（S1g，S0f）=SR－PC－ERC*；④當政府選擇強環(huán)境規(guī)制S1g而企業(yè)選擇綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f時，政府的得益函數(shù)Ug=G（S1g，S1f）=TAX+ERR－EC+EPA，企業(yè)的得益函數(shù)Uf=F（S1g，S1f）=SR+GP－PC－R－GPC－ERC。

結(jié)合圖1的左側(cè)來看，若欲使弱環(huán)境規(guī)制S0g下企業(yè)的占優(yōu)策略（Dominant Strategy）是綠色制造（即開展綠色創(chuàng)新）S1f，則應有F（S0g，S1f）>F（S0g，S0f），即GP>R+GPC。即企業(yè)從事綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f所獲得的綠色溢價GP應大于其所付出的綠色創(chuàng)新投入R及綠色生產(chǎn)成本GPC，具體的函數(shù)表達式為：

（c+3R－d）Q>R+s－12（R－t）2Q（1）

經(jīng)整理可得

Q>R（c－s）+［（R－d）13+12（R－t）2］（2）

當分母大于零時

由此可知，不等式（2）成立需盡量滿足以下條件：①c>s，即發(fā)生質(zhì)變時的綠色溢價GP應盡可能大于達到峰值時的綠色創(chuàng)新成本GPC；反之如果cd，即綠色創(chuàng)新投入R應盡可能超過綠色溢價函數(shù)GP中的關鍵臨界點d；反之如果R

再結(jié)合圖1的右側(cè)來看，若欲使強環(huán)境規(guī)制S1g下企業(yè)的占優(yōu)策略（Dominant Strategy）是綠色制造（即開展綠色創(chuàng)新）S1f，則應有F（S1g，S1f）>F（S1g，S0f），即GP+（ERC*－ERC）>R+GPC。換句話說，企業(yè)從事綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f所獲得的綠色溢價GP與所節(jié)省的環(huán)境規(guī)制成本（ERC*－ERC）之和應大于其所付出的綠色創(chuàng)新投入R及綠色生產(chǎn)成本GPC，具體的函數(shù)表達式為：

（c+3R－d）Q+［（e+3f）Q－（e－3R－f）Q］>R+s－12（R－t）2Q（3）

經(jīng)整理可得

Q>R（c－s）+［（R－d）13+f13+（R－f）13+12（R－t）2］（4）

當分母大于零時

由此可知，不等式（4）成立需盡量滿足以下條件：①c>s，即發(fā)生質(zhì)變時的綠色溢價GP應盡可能大于達到峰值時的綠色創(chuàng)新成本GPC；反之如果cd，即綠色創(chuàng)新投入R應盡可能超過綠色溢價函數(shù)GP中的關鍵臨界點d；反之如果Rf，即綠色創(chuàng)新投入R應盡可能突破環(huán)境規(guī)制成本函數(shù)ERC中的關鍵臨界點f；反之如果R

需要注意的是，無論是綠色溢價函數(shù)GP中的d，還是環(huán)境規(guī)制成本函數(shù)ERC中的f，亦或是綠色生產(chǎn)成本函數(shù)中的t，都取決于客觀技術條件，且在較長時期內(nèi)保持穩(wěn)定，因而可被視為常數(shù)；與此同時，綠色溢價函數(shù)GP中的c和綠色生產(chǎn)成本函數(shù)GPC中的s則分別與政府補貼強度和環(huán)境規(guī)制力度有關。一方面，政府補貼能夠賦予制造企業(yè)更大的市場定價權，進而有助于其提升綠色溢價水平，如中國為支持新能源汽車行業(yè)發(fā)展而實施的多輪補貼政策；另一方面，環(huán)境規(guī)制將驅(qū)使越來越多的制造企業(yè)主動或被動地向綠色制造轉(zhuǎn)型，繼而扎堆推高綠色生產(chǎn)要素價格，拉抬綠色生產(chǎn)成本，如上游碳酸鋰價格飆升所導致的新能源汽車漲價。

綜上所述，當?shù)胤秸鲇谧非笊霞壄h(huán)境滿意度ψ的需要而選擇加強環(huán)境規(guī)制力度，并由弱環(huán)境規(guī)制S0f轉(zhuǎn)為強環(huán)境規(guī)制S1f后，企業(yè)從事綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f的門檻規(guī)模Q也將隨之下降（（4）式比（2）式分母中多出部分f13+（R－f）13≥0）。這將促使更多制造企業(yè)加入綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的隊伍當中，并可得假設H1：政府環(huán)境規(guī)制力度加強可以促進制造企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投入。

然而需要注意的是，當政府進一步加大環(huán)境規(guī)制力度并超出某個閾值時，越來越多的新晉綠色制造企業(yè)將不可避免地對上游綠色資源要素產(chǎn)生哄抬效應，并通過推高（4）式中的綠色生產(chǎn)成本s抬高企業(yè)選擇綠色制造（開展綠色創(chuàng)新）S1f的門檻規(guī)模Q，這說明政府過度的環(huán)境規(guī)制將有可能事與愿違地抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，即可得假設H2：政府環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在門檻效應，力度過大的政府環(huán)境規(guī)制相反會削弱其對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的引致作用。

2?實證檢驗

2.1?數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文的實證部分旨在證實政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新的引致作用，并檢驗其中可能存在的門檻效應。本文利用省級面板數(shù)據(jù)反映環(huán)境規(guī)制的宏觀區(qū)域特征，利用企業(yè)級面板數(shù)據(jù)反映制造業(yè)上市公司的微觀個體特征，并主要從《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫中獲取數(shù)據(jù)。同時為了保證研究樣本的制造業(yè)屬性，本文手工剔除了2013-2019年間主營業(yè)務發(fā)生重大變更的企業(yè)，并最終得到1 092家制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，涉及中國32個省份（不含西藏和中國臺灣地區(qū)）。

如表1所示，本文將“企業(yè)研發(fā)投入強度”（RSD）設定為回歸模型的被解釋變量，并借鑒郭然和原毅軍[19]的做法，將“工業(yè)廢水治理設施運行費用”（EVR： WSW）和“工業(yè)廢氣治理設施運行費用”（EVR： WSG）設定為回歸模型的解釋變量，旨在反映地方政府的環(huán)境規(guī)制強度。除此之外，本文還進一步將回歸模型的控制變量劃分為4類：①反映區(qū)域創(chuàng)新能力和區(qū)域制造業(yè)發(fā)展水平的控制變量，如“地區(qū)研發(fā)經(jīng)費投入強度”（ARD）和“地區(qū)工業(yè)GDP比重”（IDS）；②反映企業(yè)發(fā)展程度的控制變量，如“企業(yè)資產(chǎn)規(guī)?！保ˋST）和“企業(yè)成立年限”（AGE）；③反映企業(yè)經(jīng)營狀況的控制變量，如“企業(yè)凈資產(chǎn)收益率”（ROE）、“企業(yè)營業(yè)收入增長率”（GRO）、“企業(yè)營業(yè)毛利率”（GOP）和“企業(yè)獲政府補貼強度”（SUB）；④反映企業(yè)資產(chǎn)狀況的控制變量，如“企業(yè)資產(chǎn)負債率”（LEV）和“企業(yè)無形資產(chǎn)比例”（INT）。

為使回歸模型的結(jié)果有效、可靠且易于理解，本文進一步對表1中的樣本數(shù)據(jù)做以下處理：①通過數(shù)據(jù)標準化處理將“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”變量轉(zhuǎn)化為標準分數(shù)（Z-score），標準分數(shù)越高的地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策相對越激進，反之則越相對保守；②通過在1%和99%分位實施縮尾（Winsor）處理，消除各連續(xù)型變量中可能存在的極端值和異常值及其影響；③通過零值替換補全“企業(yè)研發(fā)投入強度”（RSD）和“企業(yè)獲政府補貼強度”（SUB）中的缺失值，避免回歸分析因樣本損失而出現(xiàn)系統(tǒng)性偏差；④通過對數(shù)化處理縮小“企業(yè)資產(chǎn)規(guī)?！保ˋST）的絕對值變化，嘗試緩解異方差問題。樣本數(shù)據(jù)的處理結(jié)果如表2所示。

2.2?模型構(gòu)建

2.2.1?基準面板回歸模型

參考相關研究[20-22]的做法，本研究構(gòu)建基準面板回歸模型如（5）式，旨在考察地方政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的影響，并由此驗證博弈部分所提出的假設H1。

RSDit=cons+ui+β0EVRjt+β2－9controlsitfirm－level+β10－11controlsjtprovince－level+εit（5）

其中，被解釋變量RSDit代表i企業(yè)t年份的研發(fā)投入強度，解釋變量EVRjt代表j省份t年份的環(huán)境規(guī)制強度，controlsit代表屬于企業(yè)層級的控制變量，controlsjt代表屬于地區(qū)層級的控制變量，cons代表常數(shù)項，ui代表企業(yè)個體效應，β0—β11代表待估回歸系數(shù)，εit代表隨機誤差項。

2.2.2?門檻面板回歸模型

本研究進一步構(gòu)建面板門檻回歸模型如（6）式，旨在于證明地方政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響并非是簡單線性的，而可能存在單重或多重門檻效應，并由此驗證博弈部分所提出的假設H2。

RSDit=cons+ui+β0EVRjtD（EVRjt≤γ）+β1EVRjtD（EVRjt>γ）+β2－9controlsitfirm－level+β10－11controlsjtprovince－level+εit（6）

其中，EVRjt既是解釋變量也是門檻變量，γ為待估門檻值，D（）代表示性函數(shù)（Indicator Function），β0和β1分別對應EVRjt≤γ及EVRjt>γ時解釋變量EVRjt的分段回歸系數(shù)。若β1顯著小于β0，則假設H2得證。

2.3?回歸分析

2.3.1?相關性分析與基準面板回歸結(jié)果

考慮到回歸模型中各變量之間可能存在的多重共線性問題，本文首先通過Pearson相關系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)：①“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”的兩個指標變量“工業(yè)廢水治理設施運行費用”（EVR： WSW）與“工業(yè)廢氣治理設施運行費用”（EVR： WSG）之間的相關系數(shù)為0.843，即存在強相關性；②“企業(yè)獲政府補貼強度”（SUB）與“企業(yè)研發(fā)投入強度”（RSD）之間的相關系數(shù)為0.495，即存在中等相關性；③“地區(qū)工業(yè)GDP占比”（IDS）與“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度1”（EVR： WSW）之間的相關系數(shù)為0.428，即存在中等相關性；④“企業(yè)資產(chǎn)負債率”（LEV）和“企業(yè)資產(chǎn)規(guī)?！保ˋST）之間的相關系數(shù)為0.539，即存在中等相關性；⑤“地區(qū)研發(fā)經(jīng)費投入強度”（ARD）和“地區(qū)工業(yè)GDP占比”（IDS）之間的相關系數(shù)為-0.531，即存在中等相關性；“企業(yè)資產(chǎn)負債率”（LEV）與“企業(yè)營業(yè)毛利率”（GOP）之間的相關系數(shù)為-0.442，即存在中等相關性；⑥其余變量之間的相關系數(shù)均顯著小于0.4，即僅存在弱相關關系。與此同時，由于表1中被解釋變量對解釋變量和控制變量的混合OLS回歸所得VIF值均小于2.05（平均VIF值為1.40），因此基本排除了變量之間存在嚴重多重共線性的可能。接著，本文又通過LLC法對回歸模型中的各變量逐一進行單位根檢驗，以排除因面板數(shù)據(jù)存在單位根而可能出現(xiàn)的“偽回歸”（Spurious Regression）現(xiàn)象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有變量均為趨勢平穩(wěn)序列，即去除時間趨勢項以后具有平穩(wěn)性。最后，本文還利用Westerlund檢驗發(fā)現(xiàn)，回歸模型中各變量之間存在著兩兩協(xié)整關系，且都在1%的水平上顯著，從而為后續(xù)開展回歸分析創(chuàng)造了基礎和條件。

如表3所示，本文依次構(gòu)建了混合OLS模型i、固定效應面板模型ii、固定效應面板門檻模型iii、隨機效應面板模型iv和隨機效應面板TOBIT模型v，并通過回歸分析發(fā)現(xiàn)：①上述回歸模型（i-v）中解釋變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR）的估計系數(shù)均顯著為正，說明地方政府加大環(huán)境規(guī)制力度的確能夠倒逼制造企業(yè)從事綠色創(chuàng)新，假說H1得證；②固定效應模型（ii、iii）的估計系數(shù)與隨機效應模型（iv、v）的估計系數(shù)存在明顯差異，說明解釋變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR）和被解釋變量“企業(yè)研發(fā)投入強度”（RSD）之間可能存在內(nèi)生性問題；③隨機效應面板模型iv與隨機效應面板TOBIT模型v的回歸系數(shù)基本一致，說明是否照顧被解釋變量“企業(yè)研發(fā)投入強度”（RSD）在零值堆積的截尾特性對回歸結(jié)果的影響并不大。事實上，進一步的Hausman檢驗結(jié)果也在1%的顯著性水平上拒絕了所有解釋變量均為外生變量的原假設，進而證明了采用固定效應回歸的有效性及合理性。

進一步考察表3中固定效應面板模型（ii、iii）的回歸系數(shù)，不難發(fā)現(xiàn)：

①控制變量“企業(yè)獲政府補貼強度”（SUB）、“企業(yè)資產(chǎn)規(guī)?！保ˋST）、“企業(yè)營業(yè)毛利率”（GOP）、“企業(yè)無形資產(chǎn)比例”（INT）的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明資產(chǎn)規(guī)模越大、營業(yè)毛利率越高、研發(fā)能力越強、獲政府補貼越多的制造企業(yè)，其綠色創(chuàng)新意愿和綠色創(chuàng)新投入一般也會越高，與人們的預期基本相符。②控制變量“企業(yè)凈資產(chǎn)收益率”（ROE）、“企業(yè)資產(chǎn)負債率”（LEV）、“企業(yè)營收增長率”（GRO）、“地方工業(yè)GDP占比”（IDS）的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，說明高杠桿、高增長的企業(yè)更容易陷入“重量輕質(zhì)”的低水平循環(huán)，轉(zhuǎn)而忽視后工業(yè)時代地方制造業(yè)綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的重要意義[23]；

③控制變量“地區(qū)研發(fā)經(jīng)費投入強度”（ARD）、“企業(yè)成立年限”（AGE）的估計系數(shù)盡管為正但并不顯著，這或許是因為地方政府的研發(fā)經(jīng)費投入更多流向了資源型國企、高校和科研機構(gòu)，并有可能對制造企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入產(chǎn)生部分“擠出效應”，而制造企業(yè)創(chuàng)新意愿的高低也并不取決于其成立年限的長短。

2.3.2?面板門檻回歸結(jié)果

根據(jù)假設H2，隨著地方政府環(huán)境規(guī)制力度的持續(xù)加碼，會有越來越多的制造企業(yè)或主動或被動地投身綠色創(chuàng)新、發(fā)展綠色制造，從而導致上游綠色資源及要素的市場需求不斷擴張，并隨之出現(xiàn)供不應求的局面。如此一來，高企的綠色制造成本將不可避免地拖累制造企業(yè)的綠色創(chuàng)新意愿，以至于催生出環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的門檻效應（如（6）式）。

也正是出于上述考慮，本文參考Hansen[24]的固定效應面板門檻模型（如（6）式），將解釋變量和門檻變量統(tǒng)一設定為“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR：WSW），同時依照慣例將網(wǎng)格數(shù)（Grid Point）和自抽樣次數(shù)（Bootstrap Replication）均設置為300次，并依次完成單門檻檢驗和

雙門檻檢驗，所得結(jié)果如表4所示。

具體來說，雙門檻面板回歸的檢驗統(tǒng)計量F值為7.80，對應的p值高達0.563，因而無法在有效顯著性水平上拒絕不存在門檻效應的原假設；相反，單門檻面板回歸的檢驗統(tǒng)計量F值為22.43，對應的p值為0.02，因而可以在5%的顯著性水平上拒絕不存在門檻效應的原假設。進一步結(jié)合圖2和表3來看，單門檻面板模型可以通過似然比LR檢驗，所得單一門檻值γ=0.801，其95%的置信區(qū)間為（0.784，0.813）。當門檻變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR：WSW）小于門檻值γ=0.801時，（6）式中解釋變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR：WSW）的估計系數(shù)β0=1.035，且在1%的水平上顯著；當門檻變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR：WSW）大于門檻值γ=0.801時，（6）式中解釋變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR：WSW）的估計系數(shù)β1=0.147，且在5%的水平上顯著。由此可見，當?shù)胤秸畬χ圃炱髽I(yè)的環(huán)境規(guī)制強度超過某一門檻值后，環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的引致效應將大幅減弱，假設H2得證。

進一步的穩(wěn)健性檢驗還發(fā)現(xiàn)：①將核心解釋變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度1”（EVR： WSW）替換為“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度2”（EVR： WSG），并分別通過固定效應面板模型ii和固定效應面板門檻模型iii進行回歸分析，所得估計系數(shù)與表3無明顯差異，模型仍然穩(wěn)健可靠；②參考周鵬飛等[25]的做法，引入2013-2019年中國省會城市降水量數(shù)據(jù)作為反映不同省份“地區(qū)降水量”的工具變量，并做面板工具變量回歸，所得估計系數(shù)與表3變化不大，說明固定效應回歸基本能夠解決模型的內(nèi)生性問題；③將門檻變量“地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度”（EVR）替換為“企業(yè)獲政府補貼強度”（SUB），并依次構(gòu)建單門檻面板模型和雙門檻面板模型，其回歸結(jié)果均再次驗證了地方政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在著顯著的門檻效應。

3?結(jié)論、啟示與展望

3.1?研究結(jié)論

“綠色青山就是金山銀山”，環(huán)境保護和綠色發(fā)展事業(yè)不僅是關系子孫后代可持續(xù)發(fā)展的百年大計、千年大計，也是中國制造順應全球綠色化轉(zhuǎn)型要求，提高產(chǎn)業(yè)競爭力和影響力的關鍵所在。本文通過構(gòu)建動態(tài)博弈模型剖析了政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的影響機理，并給出了強、弱環(huán)境規(guī)制背景下制造企業(yè)選擇綠色制造的納什均衡條件，同時還進一步討論了綠色溢價、綠色生產(chǎn)成本變化對企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿的可能影響。除此之外，本文還結(jié)合中國

32個省份制造業(yè)上市公司2013-2019年的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了地方政府環(huán)境規(guī)制對制造企業(yè)綠色創(chuàng)新的引致效應，并證實了這種影響效應具有非線性的門檻特征。本文的主要研究結(jié)論包括以下兩個方面。

第一，從動態(tài)博弈模型的納什均衡條件來看，增加制造企業(yè)的綠色產(chǎn)品溢價、降低制造企業(yè)的綠色生產(chǎn)成本是政府環(huán)境規(guī)制得以促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的關鍵。與此同時，隨著企業(yè)加大研發(fā)投入，綠色創(chuàng)新的學習效應和規(guī)模效應也將逐漸凸顯，并最終實現(xiàn)從量變到質(zhì)變的突破，是綠色制造成為更多企業(yè)的理性選擇。但需要注意的是，如果地方政府的環(huán)境規(guī)制力度過大，則也可能迫使大量傳統(tǒng)制造企業(yè)“扎堆”向綠色制造轉(zhuǎn)型，并導致綠色原材料供應緊張、綠色生產(chǎn)成本大幅攀升，繼而抬高企業(yè)綠色制造門檻、抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新需求。換句話說，盡管地方政府實施環(huán)境規(guī)制可以促進制造企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投入，但這種影響并不是線性的，當環(huán)境規(guī)制強度過大以至于超過某個門檻值時，環(huán)境規(guī)制的綠色創(chuàng)新引致效應相反會被減弱。

第二，從對面板數(shù)據(jù)的實證分析結(jié)果來看，無論是混合OLS回歸還是隨機效應面板回歸、固定效應面板回歸亦或是TOBIT面板回歸，都證實了政府環(huán)境規(guī)制確實能夠促進企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投入。通過比較發(fā)現(xiàn)，面板模型中所存在的內(nèi)生性問題不容忽視，因此應優(yōu)先考慮固定效應而非隨機效應模型。進一步的面板門檻回歸發(fā)現(xiàn)，政府環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在著門檻效應，即當環(huán)境規(guī)制強度超過某一閾值后，其創(chuàng)新引致效應會較之前大幅減弱，進而有力地驗證了本文博弈分析部分所提出的兩個研究假設。除此之外，本文還通過替換核心解釋變量、引入工具變量、替換門檻變量等方法對相關模型做了穩(wěn)健性檢驗，進一步驗證了回歸結(jié)果是有效可靠的。

3.2?管理啟示

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文得出如下啟示。

第一，設計環(huán)境規(guī)制政策應同時注意配套綠色獎補激勵，并促進“環(huán)境規(guī)制-綠色基金-綠色補貼-綠色創(chuàng)新”之間的良性互動。很多地方政府在實踐操作過程中往往傾向于把環(huán)境規(guī)制簡單地作為一種對企業(yè)環(huán)境行為的懲治工具，忽視了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新之間的內(nèi)在聯(lián)系，以至于使企業(yè)在保護環(huán)境問題上產(chǎn)生抵觸情緒和機會主義行為。事實上，環(huán)境規(guī)制應更多突出稅收性質(zhì)而非罰款性質(zhì)，以明確其“取之于企，用之于企”的根本用意。這一方面有助于遏制地方政府的“罰款沖動”，即避免將環(huán)境規(guī)制政策異化為彌補財政赤字的新工具；另一方面則有利于支持地方綠色發(fā)展，即通過配套更多的綠色獎補激勵為綠色轉(zhuǎn)型企業(yè)注入源源不斷的發(fā)展動能。

第二，實施環(huán)境規(guī)制政策應兼顧綠色原材料供給，保障上下游供需的有效對接，并重點消除上游綠色原材料漲價對下游綠色產(chǎn)品生產(chǎn)所造成的不利影響。以上海有色網(wǎng)（SMM）的數(shù)據(jù)為例，由于近年來下游新能源車行業(yè)產(chǎn)銷量的持續(xù)攀升，導致上游鋰電池行業(yè)一直處于供不應求的狀態(tài)，并使得核心原材料碳酸鋰的價格由2021年初的5萬元/噸暴漲至2022年的50萬元/噸，極大地增加了下游新能源車企的生產(chǎn)成本，成為我國發(fā)展綠色制造的又一“卡脖子”難題。出于這種考慮，地方政府在實施環(huán)境規(guī)制的過程中不僅需要因地制宜、科學規(guī)劃，還應做到因時制宜、掌握分寸，避免“趕鴨子上架”式地強迫企業(yè)實施綠色化轉(zhuǎn)型，并引發(fā)對上游綠色原材料的無序競爭，進而給綠色產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展帶來嚴重沖擊和挑戰(zhàn)。

第三，鼓勵企業(yè)將研發(fā)外包和技術轉(zhuǎn)移作為發(fā)展綠色制造的重要抓手，即旨在通過提高綠色投資績效、縮短綠色投資周期幫助企業(yè)更快實現(xiàn)從“量變”到“質(zhì)變”的綠色化轉(zhuǎn)型跨越。從實踐經(jīng)驗來看，在綠色轉(zhuǎn)型問題上搖擺不定、淺嘗輒止甚至半途而廢的企業(yè)大多是懾于綠色創(chuàng)新漫長的投資周期和陡峭的學習曲線；而如果能夠靈活運用研發(fā)外包和技術轉(zhuǎn)移則可“借他山之石以攻玉”，進而幫助制造企業(yè)尤其是廣大中小制造企業(yè)以更小的代價提升創(chuàng)新效能、突破技術壁壘、享受綠色紅利，使它們能夠盡早地加入到“綠色創(chuàng)新-綠色制造”的產(chǎn)業(yè)新潮流之中，并實現(xiàn)以科技創(chuàng)新賦能綠色發(fā)展的良性互動。

3.3?研究不足與展望

本文運用動態(tài)博弈模型，從理論上探討了地方政府環(huán)境規(guī)制強度與制造企業(yè)綠色創(chuàng)新投入之間的互動關系。但現(xiàn)有模型仍較為簡單，忽略了企業(yè)之間的異質(zhì)性和多樣性，以及其他可能影響模型結(jié)果的因素。未來的研究可以對模型進行擴展和完善，并引入系統(tǒng)動力學的方法，更加系統(tǒng)全面地分析環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新之間的關系及其影響因素，從而更好地把握制造業(yè)綠色創(chuàng)新的路徑和策略。

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