摘要:绿色技术创新是企业在当前环境约束下兼顾经济利益与环保利益的必然选择。本文基于2009年～2018年浙江省11个地级市的的规模以上工业的面板数据，研究环境规制和税收优惠对绿色技术创新的影响。实证结果表明：环境规制在动态演变下对绿色技术创新存在“U”型关系；税收优惠在环境规制与绿色技术创新之间存在正向中介作用；环境规制与税收优惠结合使用可以促进绿色技术创新。
关键词:绿色技术创新；环境规制；税收优惠
一、理论分析与研究假设
(一)环境规制与绿色技术创新。环境规制是指政府就企业的生产和排污行为提出的一种制度约束，绿色技术创新则是企业在制度约束下的重要表现。关于环境规制对绿色技术创新影响的研究，主要有以下三种观点：1.环境规制对绿色技术创新具有促进效应。“波特假说”认为环境规制可以促进企业生产工艺革新，提升产品市场竞争力，进而抵减环境规制所产生的遵循费用。2.环境规制对绿色技术创新具有抑制效应。谢荣辉等(2017)[1]认为环境规制增加了企业生产成本和污染治理成本，对企业创新投入资金产生“挤出效应”。3.环境规制与绿色技术创新之间的关系不确定。尤济红等(2016)、李璇(2017)[2,3]发现环境规制对企业绿色技术创新的影响具有行业、时间及地区异质性。综上所述，环境规制对绿色技术创新可能存在两种效应，一是环境规制通过创新补偿促进绿色技术创新，二是环境规制的挤出效应抑制绿色技术创新。故提出如下假设：H1：环境规制对绿色技术创新存在“U”型关系
(二)税收优惠对环境规制实施效果的影响。作为间接财政补助，税收优惠对于绿色技术创新的影响主要表现在三个方面：一是税收优惠会补偿绿色技术创新溢出的正外部性。张翼等(2019)[4]认为税收优惠可以减少企业面临的巨大转型成本，降低短期经营中的不确定性。二是税收优惠可以解决企业绿色创新过程中的融资约束问题。政府为某一产业制订绿色税收优惠政策，就是向外界传递出对该产业的支持，从而为企业吸引银行贷款和民间投资[5]。三是税收优惠具有激励和引致创新效应。郭英远等(2018)[6]指出企业为满足环境规制和税收优惠的条件，会主动将资金投入到环保设备的采购和绿色项目的开发。综上所述，本文认为税收优惠在环境规制影响绿色技术创新过程中存在中介效应。故提出如下假设：H2：研发税收优惠在环境规制与绿色技术创新之间存在正向中介作用
(三)环境规制和税收优惠互补耦合的共同作用。学术界一般认为存在两种市场失效使得企业绿色创新动力不足，这两种市场失效都来自于外部性，即绿色技术创新存在典型的“双重外部性”(何小钢，2014)[7]。一方面，创新知识本身的溢出效应具有正外部性。另一方面，企业生产过程中污染排放的环境问题具有负外部性。环境规制政策的缺失会导致企业过度排放污染，政府支持政策的缺失会导致企业经营压力增大，二者最终导致企业技术革新意愿不足。“丁伯根准则”指出政策工具数量必须等于政策目标数量，因此融合环境规制政策和税收优惠政策才能有效解决双重外部性问题[8]。理论分析可知，具有间接补贴效应的税收优惠政策与环境规制互补耦合，可以弥补单一规制工具的局限性，进而共同激发企业绿色创新动力。故提出如下假设：H3：环境规制和研发税收优惠相结合对绿色技术创新具有正向交互作用
二、研究设计
(一)模型设定。本文实证模型的设计思路为：先构建基准模型检验环境规制对企业绿色技术创新的影响，再逐步引入相关变量，探究税收优惠的中介效应以及环境规制与税收优惠的交互效应。针对H1，构建基准模型(1)，检验环境规制对绿色技术创新能力的作用：(1)其中，GT代表绿色技术创新能力，ER代表环境规制，X代表控制变量，i代表地区，t代表时间，ε代表随机扰动项。针对H2，构建模型(2)估计环境规制对税收优惠的影响；加入中介变量构建模型(3)，结合二者考察税收优惠是否为环境规制作用于绿色技术创新的中介路径。模型(2)(3)构建如下：(2)(3)其中，TP代表税收优惠，代表税收优惠对环境规制与绿色技术创新的中介效应。针对H3，本文在模型(3)的基础上引入环境规制与税收优惠的交互项，得到模型(4)，检验是否存在交互效应。模型(4)构建如下：(4)
(二)变量选取与数据来源。被解释变量：绿色技术创新(GT)。本文选取新产品单位生产能耗，即新产品的生产总值与对应能源消耗量的比值为绿色创新技术的测度指标，以自然对数形式进入回归方程。解释变量：环境规制(ER)。考虑到单个环境法规强度的差异性以及地区排污统计口径的不同，本文使用治污费用与地区生产总值的比值作为环境规制强度的指标。中介变量：税收优惠(TP)。本文选取企业研究开发费用加计扣除减免税作为税收优惠的测度指标，并取自然对数。控制变量：(1)国际直接投资(FDI)，采用各地级市国际直接投资额与当地规模以上工业总产值的比值来衡量；(2)产业规模(Size)，使用各地级市规模以上工业企业数目来衡量，并取自然对数；(3)人力资本(Labor)，使用地区就业人员受高中及以上教育构成比例来衡量；(4)所有制结构(OS)，使用工业总产值中国有成分和集体成分之和的占比来衡量。
(三)数据来源与描述统计。本文选取2009～2018年浙江省11个地级市的的规模以上工业的面板数据对理论假设进行检验，数据主要来源于《浙江统计年鉴》以及各地级市的统计年鉴。上述主要变量的描性统述计见表1。
三、实证结果与分析
(一)实证模型回归分析。在对地区样本数据回归前，本文使用LMC方法验证了数据的平稳性。再通过Hausman检验，选择固定效应模型对变量进行回归。表2为检验结果，以下就各变量进行具体分析。表2中，环境规制强度的系数为-1.7043，表明环境规制对绿色技术创新具有抑制效应。而在考虑非线性回归时，环境规制强度的二次项系数为0.5101。也就是说，环境规制强度存在一个界值，超过这个界值环境规制对绿色技术创新表现为促进作用，H1成立。在模型(1)中环境规制系数和环境规制二次项系数均拒绝原假设的前提下，继续分析税收优惠的中介效应。表二中β2的值为-1.2685，显著为负；ρ1的值为0.1108，显著为负。因为的绝对值小于β1的绝对值，所以税收优惠在低强度环境规制下对企业绿色技术创新具有正向中介效应，H2部分成立。模型(4)中环境规制与税收优惠的交互项系数为0.2671，在1%水平下显著，说明环境规制与税收优惠政策互补耦合形成交互作用，H3成立。上述模型中的控制变量：(1)国际直接投资对对绿色技术创新的影响为正，说明政府引进的外商利于当地企业技术升级，促进了绿色技术创新；(2)产业规模对绿色技术创新的影响显著为正，表明产业绿色技术创新能力已形成行业规模经济效应；(3)人力资本对绿色技术创新的影响显著为正，表明加强对科技人员的教育投入有助于提升绿色创新技术能力；(4)所有制结构对绿色技术创新的影响显著为负，表明虽然国有和集体企业绿色创新动力不足。
(二)内生性问题分析。考虑到企业绿色技术创新是一个动态性的过程，在原有的静态面板模型中加入被解释变量的滞后一期值作为解释变量，使用GMM估计方法检验绿色技术创新可能存在的滞后效应。模型(5)～(8)构建如下：表3为动态面板模型的数据估计结果，可以发现Hansen检验表明动态面板模型不存在工具变量的过度识别,AR检验表明模型中只存在一阶随机误差项项自相关。因此，系统GMM估计的回归结果是有效的。由表3可知，绿色技术创新的一阶滞后项显著为正，表明上一期技术创新方式对当期技术创新具有正向影响。这一结果也印证了企业绿色技术创新具有投资回报周期长的特点，技术的研发和运用是具有延续性的。模型(5)～(8)的结果与静态模型一致，说明上述假设在在动态面板估计下也成立。
(三)稳健性检验。为了保证模型拟合结果的科学性，本文通过更换重要解释变量进行稳健性分析。具体地，将环境规制滞后一期处理来考察动态模型。再次使用固定效应模型回归后发现，模型(1)～(4)的回归结果与前文基本一致，据此可判定本文的研究结果是稳定可信的，同时也表明环境规制的效果存在长达一年的时滞①。
四、研究结论与启示
为了构建节能减排的绿色发展体系，绿色技术创新是企业发展的必然选择。针对影响绿色技术创新发展的不同政策，本文突破变量。研究发现：第一，环境规制与绿色技术创新存在“U”型关系，换而言之，环境规制强度在达到临界点之前表现为抑制作用，之后转变为促进作用。第二，税收优惠在环境规制与绿色技术创新间发挥了显著的正向调节作用。第三，环境规制与税收优惠共同使用可形成互补耦合，能够解决绿色技术创新普遍存在的双重外部性问题，促进企业的绿色技术创新。基于上述分析结果，本文给出以下建议：第一，政府应该根据环境规制的非线性作用机制，因地施策，实行差异化、针对性的行政干预。第二，政府应进一步加快绿色税收政策的设计及实施，注重普惠性与特惠性相结合，以鼓励企业对绿色技术创新的研发投入。第三，结合环境规制政策和税收优惠政策共同使用，发挥政策各自的绩效和共同的耦合效应，不断提高绿色技术创新的效率。
作者:杭言勇 胡新亚 单位:杭州电子科技大学经济学院
