双重环境规制对企业绿色竞争力的影响研究——来自重污染上市公司的经验证据

吴 以，张明星, 杨夏妮

(1.昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650093； 2. 云南农业大学 经济与管理学院，云南 昆明 650100)

0 引 言

现阶段，经济高速发展与环境保护间的冲突关系日益突显，环境污染及生态环境恶化问题现已成为经济发展过程中不容忽视的限制性因素.而重污染行业是环境污染的重要源头，实现重污染企业的清洁生产，是改善环境污染问题的关键着手点.社会运行过程中，环境污染存在典型的外部不经济特征，需要通过一定环境规制进行调控.

环境规制是协调经济发展与生态环境保护的实施关键，在公众环保意识及环保责任感随之增强、环保机构积极建设、规制措施日趋完善的同时，不同类型的环境规制随之出现.参照采用Jiang等(2018)[1]的划分方式，环境规制包含政府代表的正式环境规制及公众、社会组织为代表的非正式环境规制两类.

在绿色发展大背景以及环境规制的约束下，企业并不再单纯地追求市场竞争优势以及经济效益.实施可持续发展战略，协调经济、环境和社会绩效三者之间的关系，塑造“环境友好”企业是企业发展的关键.因此，企业绿色竞争力的提升不可小觑，企业在管理决策时应考虑生产经营过程对环境产生的不利影响，进而持续改善生产经营活动，保证企业绿色竞争力的提升.企业绿色竞争力是企业竞争优势的“绿色”补充.“绿色”和“竞争力”两者对企业而言都是缺一不可的.具备绿色竞争力能使得企业更好地满足可持续发展要求.Porter(1991)[2]首次提出了绿色竞争力的概念，从多层面研究认为绿色竞争力是一种通过综合环境保护和可持续发展等多方面以获得市场竞争优势的发展模式，并且这种能力将成为企业、区域乃至国家层面的核心竞争力.

绿色竞争力的提升是企业绿色管理和经济效益双重目标的有机结合.企业可以通过绿色技术创新来提升绿色竞争力，绿色技术创新为企业经济绩效与环境绩效目标的共同实现提供了途径，将绿色行为与生产经营活动紧密结合，才能在此基础上真正提升企业绿色竞争力[3].

如今，环境规制政策压力愈发趋紧，重污染企业绿色竞争力的提升，应结合重污染企业的现状进行分析与研究.本文基于新古典经济学以及“波特假说”观点的冲突，以重污染A股上市公司为研究样本，探究正式环境规制以及非正式环境规制对企业绿色竞争力的影响；另外，基于各地区双重环境规制水平的差异，检验不同正式环境规制与非正式环境规制水平的组合对企业绿色竞争力的异质性影响；最后，通过渠道检验机制，探究绿色技术创新在双重环境规制与企业绿色竞争力中的中介效应，以明确“环境规制—绿色技术创新—企业绿色竞争力”这一微观作用路径.

1 文献综述

绿色竞争力的关注度不断提升，学者们基于不同视角对绿色竞争力的影响因素进行深入探讨.在绿色竞争力的影响因素分析上，目前学者们依旧各执一词，未形成统一观点.如Sima(2014)[4]通过建立可持续宏观经济竞争力的评估要素体系，得出竞争力是资源、市场地位、经济绩效、环境结果等多因素的综合作用；杨杰和曾春花(2019)[5]认为绿色竞争力的影响因素包括文化、资源、技术、管理和环境5个维度；Chygryn等(2020)[6]从利益相关者评估企业活动的结果出发，进行了多维尺度分析，估计得出包括消费者对绿色产品的满意度等5个结果维度的影响因素.

环境规制与企业绿色竞争力的关系研究是本文关注的重点.事实上，对环境规制与绿色竞争力之间的关系研究尚未形成统一的结论，且多半研究着眼于环境规制与企业经济绩效、市场竞争力等两者的关系上.近年来学者对两者间关系的研究才逐渐增加，已有文献研究结论可划分为三类.

第一，环境规制对企业绿色竞争力有正向影响.观点总结为：环境规制约束下，企业进行绿色活动以达到环保要求，同时也提升了自身绿色竞争力.Porter和Linde(1995)[7]提出的“波特假说”表明，合理的环境规制可以促进企业以实施创新活动来产出效益；Xie等(2017)[8]研究证明，支持“强”波特假设，合理严格的环境法规可能会提高而不是降低工业绿色竞争力；周杰琦和韩兆洲(2020)[9]采用多模型验证得出,强化本地环境规制会通过改善资源配置效率、驱动绿色技术创新等途径提升绿色竞争力.第二，环境规制对企业绿色竞争力有负向影响.与前者相反，环境规制使得企业在满足环保要求的同时产生了额外的成本，降低了绿色竞争力.刘洪儒等(2013)[10]基于企业固体废弃物综合利用价值的视角证明环境规制与企业竞争力之间的负相关关系；He等(2020)[11]认为波特假设本身在中国制造业不被支持，环境规制往往会降低制造业企业的财务绩效,不能提升企业绿色竞争力.第三，环境规制对企业绿色竞争力的影响具有不确定性.杜龙政等(2019)[12]系统考察了环境规制、治理转型对中国工业绿色竞争力提升的复合效应,发现环境规制与工业绿色竞争力之间呈现U型曲线关系.

综上所述，目前学者们对环境规制与企业绿色竞争力之间的关系研究尚未得出统一观点，影响二者之间关系的中介机制也不明确.与已有文献相比，本文创新点主要有以下三点：(1)研究立意方面，将环境规制分为正式和非正式两类，并将其与企业的绿色竞争力相联系，从微观层面剖析两者间的关系；(2)研究内容方面，本文实证检验正式环境规制与非正式环境规制的组合对于企业绿色竞争力影响的异质性研究；(3)研究范式方面，提供了一个“基准分析—异质性检验—机制分析”的研究框架，采用中介效应检验模型研究了“环境规制—绿色技术创新—企业绿色竞争力”这一微观作用路径，即正式与非正式环境规制如何通过影响绿色技术创新进而作用于企业绿色竞争力.

2 作用机理及理论假设

因环境规制实施主体以及实施手段存在差异，不同类型环境规制对企业绿色竞争力的作用也由此不同，且环境规制对企业绿色竞争力的影响作用是具有持续性.正式环境规制可在政府强制下快速推行；非正式环境规制是逐步增强，慢慢渗透到企业所处的大环境中，而研发、创新则需要一定时间实现，绿色竞争力提升需时更长.

在正式环境规制实施初期，企业为了达到标准，会采取短期行动增加环保支出，产生环境规制的“遵循成本”，这会使得企业的成本上升、丧失竞争优势，在短期内对企业的绿色竞争力产生不利影响.但基于长期发展视角，当正式环境规制约束达到临界水平，企业会意识到环保的重要性，主动采取绿色管理、绿色生产等，进而会因此实现“创新补偿”效应，弥补之前所产生的各项支出，从而使企业获得竞争优势，提高绿色竞争力，实现企业经济绩效和环境绩效的双赢[12].正式环境规制对于企业绿色竞争力的影响是分为两阶段的，第一阶段体现为抑制作用，第二阶段则转化为促进作用.因此，只有在正式环境规制产生的影响从第一阶段转换到第二阶段时，正式环境规制对企业绿色竞争力的影响才会表现为正向.基于此，本文提出如下研究假设：

Ha：正式环境规制与企业绿色竞争力之间存在“U 型”关系；

与正式环境规制相比，非正式环境规制是一种软约束.在经济发展速度较慢时，会以牺牲环境来换取经济增长，随着社会发展以及经济进步，公众的环保意识增强、媒体的舆论导向、环保组织的势力均会对企业的环境污染行为产生影响，特别是正式环境规制“空白区”下，政府无法有效管制的中小微企业，非正式环境规制的作用更加显著.企业污染行为超过公众对于环境污染的容忍度，媒体舆论对于企业污染行为的曝光等一系列的活动，会使得企业为了维持自身形象声誉，来降低利润用于污染治理，此时非正式环境规制对于企业绿色竞争力的提升表现为促进作用；当非正式环境规制的强度过高时，企业资金因污染治理等占用，企业主要关注点因此分散，会使得企业丧失竞争优势，此时表现为对企业绿色竞争力的抑制作用[13].与正式环境规制相同，非正式环境规制对于企业绿色竞争力的影响是分为两阶段的，第一阶段体现为促进作用，第二阶段则转化为抑制作用.非正式环境规制的影响在第一阶段转换到第二阶段时，会发生由正向到负向的影响转化.基于此，本文提出如下研究假设：

Hb：非正式环境规制与企业绿色竞争力之间存在倒“U 型”关系；

由于各地区正式环境规制约束水平和政策强度的不同，以及地区间技术发展、居民素质和收入等造成的非正式环境规制强度存在着差异，各地区的正式环境规制与非正式环境规制在地区水平存在异质性.正式与非正式环境规制目标一致，两者间可能存在协同关系，即正式与非正式环境规制共同促进绿色竞争力的提升；也可能存在非正式环境规制弱化正式环境规制作用的可能，即两者间存在相互制约关系.因此，正式与非正式环境规制水平的不同对企业绿色竞争力的作用存在着不确定性.正式与非正式环境规制的组合效应可能存在门槛，当环境规制强度未达到某一水平时，对企业绿色竞争力的作用并不显著，而当规制强度越过拐点之后，对企业绿色竞争力的作用才会表现出来[14].正式环境规制与非正式环境规制在“双优”的情况下，与企业绿色竞争力之间呈“U”型关系；在“单优”的情况下，会存在两者之间相互制约的情况，使得正式与非正式环境规制均无法正常发挥作用；在“双非优”的情况下，对企业绿色竞争力的提升作用不显著.基于此，本文提出如下研究假设：

Hc：正式环境规制及非正式环境规制的组合效应对企业绿色竞争力影响存在异质性.

3 研究设计

3.1 数据收集及样本选取

3.1.1 样本选取

因中国证监会2012年修订了《上市公司行业分类指引》，行业分类稍有变动，为减少行业分类变动的影响，本文选取2013-2019年沪深A股上市的重污染企业作为研究样本，并对数据按以下要求进行筛选：(1)剔除财务状况异常(ST、*ST)公司；(2)剔除未披露环境与可持续发展报告的公司；(3)剔除变量数据缺失以及数据异常的公司，最终得到240家公司的 1 680 个观察值.为避免异常值对研究结果造成影响，针对全部连续变量在1%和99%分位上实施缩尾处理.

3.1.2 数据收集

考虑到环境规制政策的阶段性特征和原始数据的可得性,所使用行业数据与区域数据来自于历年《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》，部分缺失数据通过各地区统计年鉴进行补充.研究变量的企业数据来源于CSMAR数据库和锐思数据库.数据的统计分析使用Stata16.0、Excel软件完成.表1汇报了主要变量的描述性统计结果.

表1 变量描述性统计

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

企业绿色竞争力(GCE)为被解释变量.绿色竞争力的测度是本文的关键环节，多数评价体系存在主观性较强的问题.本文借鉴Managi等(2005)[15]的研究，使用市场全要素生产率指标来测度企业绿色竞争力.对于全要素生产率的测度有多种方法，本文运用可以避免内生性及选择误差等问题干扰的半参数OP法来测算企业绿色竞争力.

在OLS和固定效应估计中，本文使用的基本模型如下：

lnYi,t=φ0+φ1lnKi,t+φ2lnLi,t+φ3agei,t+φ4statei,t+φ5EXi,t+∑YEAR+∑REG+∑IND+εi,t(1)

按照GCE的定义可知：

lnGCEi,t=φ0+εi,t

(2)

由此得到GCE的绝对值水平：

GCEi,t=lnYi,t-φ1lnKi,t-φ2lnLi,t

(3)

其中：Yi,t为企业i在t年的上市企业当年年末的营业收入，Ki,t和Li,t分别为企业当年购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金和企业的从业人员，agei,t为企业年龄，statei,t为企业是否为国有企业以及是否参与出口活动的虚拟变量，EXi,t为该企业是否标注为ST或ST*和企业是否退市，YEAR、REG及IND分别为年份、地区及行业.

采用半参数OP法的三步估计来处理，状态变量为lnKi,t和agei,t；控制变量为statei,t和EXi,t；代理变量为企业的投资(lnIi,t)；而退出变量为EXi,t.运用stata16.0对原始数据进行处理，得出各企业绿色竞争力的数值.

3.2.2 解释变量

将环境规制作为解释变量，并将其划分为正式环境规制(ER)、非正式环境规制(IER)以及双重环境规制(DER).正式环境规制(ER)的度量，常见的方法主要有污染物排放量、去除率以及环境污染治理投入等几种.鉴于数据的可得性及指标设计的合理性，本文选取各地区废水、废气及固体废弃物治理投资额三个单项指标，并运用主成分分析法合并为一个指标来衡量正式环境规制.非正式环境规制(IER)的度量，则借鉴Pargal和Wheeler(1996)[16],以及苏昕和周升师(2019)[17]的方法，选择企业所在地的人均收入、人口密度、受教育水平和年龄结构指标，并对上述指标进行主成分分析合并为一个指标以体现非正式环境规制的强度.双重环境规制(DER)代替正式环境规制与非正式环境规制的组合效应项表示，其为正式环境规制与非正式环境规制的交互项.

3.2.3 控制变量

通过对以往研究成果进行分析对比，选取其他影响企业绿色竞争力的变量作为控制变量，主要包括：①成长性(Growth)，采用营业收入增长率衡量；②董事会治理(Bg)，采用独立董事人数与董事会人数的比值衡量；③企业规模(Size)，采用年末总资产的自然对数衡量；④政府补助(Govn)，采用政府补助金额衡量；⑤资产流动比(Flow)，采用流动资产合计与固定资产合计的比值衡量；⑥资金利用(CFOsale)，采用经营活动现金流量净额与销售收入的比值衡量；⑦市场势力(Market),采用销售收入与营业成本的比值取对数衡量；⑧研发费用(Rdss),采用企业的研发费用取对数衡量；⑨技术进步(Td),采用各地区申请授权专利数的自然对数衡量；⑩产业结构(Is),采用第二产业产值与地区GDP的比值衡量.同时增加年度(YEAR)及行业(IND)两项虚拟变量.

3.3 研究模型设定

构建包含正式环境规制、非正式环境规制以及双重环境规制对企业绿色竞争力影响的面板模型进行实证检验.

(1)分析正式环境规制对企业绿色竞争力的影响，以检验Ha;

GCEi,t=β0+β1lnERi,t+β2(lnERi,t)2+β3Xi,t+∑YEAR+εi,t

(4)

(2)分析非正式环境规制对企业绿色竞争力的影响，以检验Hb;

GCEi,t=δ0+δ1lnIERi,t+δ2(lnIERi,t)2+δ3Xi,t+∑YEAR+εi,t

(5)

(3)分析双重环境规制对企业绿色竞争力的影响，以检验Hc;

GCEi,t=γ0+γ1lnDERi,t+γ2(lnDERi,t)2+δγ3Xi,t+∑YEAR+εi,t

(6)

其中：GCEi,t为被解释变量，表示企业绿色竞争力；ERi,t、IERi,t、DERi,t为解释变量，ERi,t表示正式环境规制,IERi,t表示非正式环境规制,DERi,t表示双重环境规制；Xi,t表示控制变量；εi,t表示随机误差；i和t分别表示企业和年份.

4 双重环境规制对企业绿色竞争力的影响分析

4.1 相关性分析

表2是各变量间的相关系数，可能因选取的样本数量等因素，变量间相关系数的显著性受到影响，因此变量间的相关性并非两者因果关系的必要条件；在相关系数矩阵中，若两变量间的相关系数大于0.7，则变量间可能存在共线性问题.由表2可知，所有的系数均不大于0.7.为避免存在严重多重共线性问题对实证结果的干扰，同时进行方差膨胀因子分析，各变量的VIF值明显小于10.

结合相关系数和方差膨胀因子VIF的分析结果，可以认为构建的模型不存在多重共线性问题.

表2 相关性分析

4.2 面板数据的单位根检验

表3 单位根检验

在面板数据中，若存在单位根，会产生伪回归等严重后果，为了避免后文的回归结果出现伪回归现象，确保估计结果的有效性，在进行回归分析之前，本文先对面板数据进行单位根检验.为了使检验结果具有较强的稳健性和说服力，本文同时采用IPS检验、Fishe-ADF检验及HT检验.由表3可知，各个变量均通过了1%显著性检验，表明所有变量在一阶差分中拒绝了“存在单位根”的假设，所有变量一阶差分都是平稳的，每个变量都是一阶单整.因此，面板数据是平稳的，可用于实证分析.

4.3 回归分析

本文属于静态面板数据，通过Hausman检验，显示p值均小于0.01，确定选取固定效应模型进行回归分析.同时，为避免可能存在的异方差问题，在进行参数估计时选择了异方差稳健标准误.

4.3.1 基准回归

表4 基准回归结果

表4汇报了基准模型的回归结果.根据环境规制对企业绿色竞争力的作用机理，本文将环境规制的一次项和平方项同时纳入模型进行研究.

表4(1)的结果显示，正式环境规制的回归系数在10%的水平下显著为负，正式环境规制平方项的回归系数在10%的水平下显著为正.说明正式环境规制与企业绿色竞争力间存在“U”型关系.因此，假设Ha得到验证.由于正式环境规制是在政府的管理下实施，灵活性相对较差，短期内会增加企业的非生产费用，环保成本大于经济效益，表现为抑制作用.然而着眼于长期发展，企业会进行资源的优化配置，推动绿色化转型，同时依靠不断的技术创新来提高企业产品技术的不可替代性，由此带来的经济效益超过了环保成本，表现为促进作用.

表4(2)的结果显示，非正式环境规制的回归系数在5%的水平下显著为正；而非正式环境规制平方项的回归系数在5%的水平下显著为负，表明非正式环境规制对企业绿色竞争力的影响为低规制强度下的促进与高规制强度下的抑制作用，呈现“倒U型”关系.因此，假设Hb得到验证.在初期非正式规制程度较弱时，公众向政府投诉及媒体曝光等行为会起到积极作用，推动企业节能减排等活动的实施，进而为提升企业的绿色竞争力起到了正向作用.然而，当其程度进一步加大时，过多的负面消息损害了企业的社会信誉与形象，这将不利于企业绿色转型发展，阻碍企业的发展，也制约了企业绿色竞争力的提升.

4.3.2 稳健性检验

本文通过以下4种方法进行了样本稳健性检验.稳健性结果因文章篇幅原因不进行列示.

(1)增加控制变量.尝试同时加入微观层面以及宏观层面的控制变量，在微观层面加入企业年龄(AGE)和企业价值(TobinQ)两个控制变量，宏观层面加入工业发展水平(Indus)一个控制变量.加入新的控制变量后，正式和非正式环境规制对企业绿色竞争力影响的回归结果与前文估计一致，因此研究结果具有稳健性.

(2)借鉴张国兴等(2021)[18]的研究，采用Bootstrap法进行稳健性检验.回归结果与前文估计结果一致，因此研究结果具有稳健性.

(3)改变计量模型.本文样本为横截面个数大于时序个数的面板数据，通过采用PCSE方法对原始模型进行检验，可以有效处理复杂的面板误差结构.回归结果与原始模型基本一致，因此可以认为研究结果是稳健的.

(4)更改计量模型.对于正式环境规制借鉴李青原和肖泽华(2020)[19]的研究，采取剔除特殊年份的方式进行稳健性检验.自2018年1月1日起，《中华人民共和国环境保护税法》正式实施，而始于2003年实施的《排污费征收使用管理条例》同时废止，为减少政策变更的干扰，删除2018-2019年的数据重新估计.政策变更实质上并没有对实证结果造成影响，因此研究结果具有稳健性.对于非正式环境规制剔除2018-2019年数据对研究没有意义，借鉴秦炳涛等(2020)[20]的研究，本文引入非正式环境规制的滞后一期作为解释变量，回归结果仍然与前文一致，因此研究结果具有稳健性.

4.3.3 异质性分析

为探究正式与非正式环境规制的组合效应对企业绿色竞争力的异质性影响，本文根据徐茉和陶长琪(2017)[14]依据门槛区间得出的各地区分组结论，对我国各省环境规制水平进行了细分，将各省份的正式环境规制及非正式环境规制均划分为“优”与“非优”两类，分组情况如表5所示.

表5 环境规制分组情况

由表6(1)可知，对于“双优”组，正式环境规制和非正式环境规制协调驱动，相辅相成，共同推动企业绿色竞争力的提升.这部分地区因得天独厚的地理位置、自由开放的经济政策、完善齐全的基础设施，以及在政府各种优惠政策和资金政策扶持下，相较于其他地区而言，这部分地区经济发展水平较高，因而给企业带来了更大的发展空间及机会，使得企业绿色竞争力可以获得进一步提升.

由表6(2)和(3)可知，对于“单优”组，这些地区的正式环境规制与非正式环境规制相互影响，相互限制，使得企业绿色竞争力无法得到提升.正式环境规制趋紧，以及较低的公众环保意识，企业为了满足政策要求，会采取排污设备引进等措施来解决问题，同时缺少媒体舆论导向的压力，面临着公众消费偏好转变等情况，企业可能不会引进先进的绿色技术来提高企业的绿色竞争力；相反，在没有严格的正式环境规制逼迫，但公众环保意识较强的情况下，企业可能会考虑绿色转型、引进先进绿色技术，但同时又缺少政府政策的约束，企业可能依旧采取原来的生产、排污设备来进行生产经营.但企业为赶上“可持续发展的浪潮”，可能存在“漂绿”行为，对外界披露虚假环保信息，给企业贴上“生态友好”、“绿色生产”的标签.当媒体、社会组织及公众对所披露信息的真实度进行深入了解后，这将不利于企业绿色竞争力的提升.

由表6(4)可知，对于“双非优组”，正式与非正式环境规制均处于较低强度水平，这是我国现阶段大部分地区所处的现状，高污染、高能耗的生产是这部分地区经济发展的主要方式，资源制约、环境污染、发展受阻的情况无法得到缓解.同时非正式环境规制水平较低，社会组织数量有限，公众的环保意识较差，无法对企业起到合适强度的约束.在两者均处于“非优”的状态下，地区的“双重压力”使得环境规制无法发挥积极作用，使得企业绿色竞争力的提升受到阻碍.

由以上分析可知，假设Hc得到验证, 检验双重环境规制在不同水平组合下对企业绿色竞争力的影响存在异质性.

表6 环境规制异质性分析

(续表6)

5 绿色技术创新的中介效应分析

本部分将进一步对绿色技术创新在“双重环境规制-企业绿色竞争力”之间的渠道机制进行识别检验.中介效应检验步骤遵循温忠麟和叶宝娟(2014)[21]的递归方程开展研究，构建如下多元线性回归模型.而非正式环境规制所构建的多元线性回归模型与正式环境规制相同，下文不再赘述.

GCEi,t=β0+β1lnERi,t+β3Xi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(7)

lnGTi,t=α0+α1lnERi,t+α2Xi,t+∑IND+∑YEAR+θi,t

(8)

GCEi,t=ρ0+ρ1lnERi,t+ρ2lnGTi,t+ρ3Xi,t+∑IND+∑YEAR+i,t

(9)

其中:GCEi,t表示企业绿色竞争力，ERi,t表示正式环境规制，GTi,t表示绿色技术创新，Xi,t表示控制变量，εi,t、θi,t、it分别表示相应模型中的随机误差.绿色技术创新(GT)作为中介变量，根据重污染企业的特点，结合相关研究经验，选择以绿色专利申请数量来衡量企业的绿色技术创新程度，因较多企业的绿色专利申请数量为0，借鉴张玉明等(2021)[22]的研究，将绿色专利申请数量加1后的自然对数来测度企业的绿色技术创新.表7(1)～(4)为正式环境规制结果，表7(5)～(8)为非正式环境规制结果.

由表7(1)～(4)可知，正式环境规制与企业绿色竞争力间的回归系数没有通过显著性检验，说明绿色技术创新在正式环境规制与企业绿色竞争力间的中介作用不存在.可能由于在较强的约束作用下，企业节能减排、治污等行为大幅度增加了成本投入，在资金占用的情况下，短期内企业无法针对污染生产问题实行长远、可持续的措施，因此企业会选择降低产量等行为来减少污染排放，致使企业生产率下降，从而降低了企业的绿色竞争力；或是，随着环境规制成本的上升，企业可能会挪用研发投入资金进行污染治理，致使企业对开展绿色技术创新无能为力，企业绿色技术创新能力的下降，使得企业绿色竞争力得不到提升.

由表7(5)可知，以企业绿色竞争力作为被解释变量，解释变量非正式环境规制的回归系数在5%的水平下显著为负，说明非正式环境规制抑制企业绿色竞争力的增长；表7(6)以绿色技术创新作为被解释变量，非正式环境规制的回归系数在5%的水平下显著为负，说明非正式环境规制的实施抑制了企业的绿色技术创新；表7(7)以企业绿色竞争力为被解释变量，绿色技术创新的回归系数在1%的水平下显著为正，在加入中介变量后，非正式环境规制的回归系数在10%的水平下显著为负，表明存在部分中介效应，说明非正式环境规制可以通过绿色技术创新的中介渠道对企业绿色竞争力产生影响.表7(8)进一步将非正式环境规制的平方项纳入模型进行分析，以企业绿色竞争力为被解释变量，绿色技术创新的回归系数在10%的水平下显著为正，加入绿色技术创新作为中介变量后，非正式环境规制一次项的回归系数在10%的水平下显著为正，非正式环境规制二次项的回归系数在5%的水平下显著为负，说明非正式环境规制在绿色技术创新的作用下，对企业绿色竞争力的影响呈现“U”型，当非正式环境规制强度越过拐点后，会对企业绿色竞争力的提升产生促进作用.

由表4(2)与表7(8)对比可知，核心解释变量非正式环境规制的系数与中介变量的系数符号相反，则说明存在“遮掩效应”.中介变量绿色技术创新(GT)在一定程度上掩饰了非正式环境规制对企业绿色竞争力的影响.

表7 中介效应结果

(续表7)

6 结 论

本文基于新古典经济学以及“波特假说”观点的冲突，以2013-2019年A股重污染上市公司作为研究对象，研究了双重环境规制与企业绿色竞争力之间的关系，经验验证了正式环境规制与非正式环境规制对企业绿色竞争力的影响；同时，考虑到各地区正式与非正式环境规制水平的异质性，将各地区的正式与非正式环境规制划分为“优”、“非优”两类，验证了双重环境规制的组合效应对企业绿色竞争力的影响.最后基于渠道机制，进一步研究了企业绿色技术创新在双重环境规制与企业绿色竞争力之间的中介作用.研究结论如下：

(1)环境规制对于企业绿色竞争力的影响存在着差异：正式环境规制与企业绿色竞争力之间呈现“U”型关系；非正式环境规制与企业绿色竞争力之间呈现倒“U”型关系;(2)不同地区双重环境规制水平组合的异质性发现：“双优”组与企业绿色竞争力之间呈“U”形关系，其他组对企业绿色竞争力的影响不存在显著作用.这表明环境规制强度对企业绿色竞争力的提升有着重要影响，强度过低无法对企业的环保战略选择等产生显著作用，合理强度的环境规制才益于企业绿色竞争力的提升;(3)企业绿色技术创新的中介作用也具有差异性，企业绿色技术创新在正式环境规制对企业绿色竞争力作用中的中介效应不显著，在非正式环境规制对企业绿色竞争力的作用中存在部分中介效应.