自愿参与型环境规制、创新能力与绿色技术创新——来自中国涉农微观企业的数据分析

储 勇，施 红，张江彦

（1.中共中央党校（国家行政学院）经济学教研部，北京 100091；2.中国政法大学政治与公共管理学院，北京 100088）

1 研究背景

改革开放以来，我国农业现代化进程不断推进，粮食单产不断提高的同时口粮基本自给自足已然不成问题。尽管如此，但由于长期依赖于“化学农业”和“石油农业”的发展模式，我国的水土流失、肥力下降、面源污染等环境问题愈发严重，协调环境保护和粮食安全迫在眉睫，而且应当久久为功。为打好农业面源污染防治攻坚战，我国政府已出台了一系列相关的农业环境规制政策，规制工具也经历了从行政命令型到市场激励型，再到自愿参与型的全面升级。近些年，随着农业生态文明观和绿色发展理念逐渐落实，以及公众环保意识的逐渐加强，环境认证、环境听证与公众参与等形式的自愿参与型环境规制政策日益受到关注。1989 年颁布的《环境保护法》，将自愿参与型环境规制纳入到法律框架中，初步规定了污染和破坏环境行为的检举权和控告权。2014 年新修订的《环境保护法》，进一步对公众参与环境保护作了明确的法律界定，详细规定了公众享有获取环境信息、参与和监督环境保护的法定权利。2015 年我国专门就公众参与环境保护的方法制定法律，再次对公众参与环境保护做出了具体说明。以后出台的环境保护的相关法律法规中格外注意到保障公众参与权和公众环境保护知情权、参与权、表达权、监督权的规定，例如2018 年修正的《中华人民共和国循环经济促进法》，同年修正的《中华人民共和国环境影响评价法》，2019 年施行的《中华人民共和国土壤污染防治法》和《环境影响评价公众参与办法》，均是在进一步落实公众参与环境保护的相关权利与义务。

与政府行政干预的命令-控制规制相比，自愿参与型环境规制的优势在于具有灵活自治度、快速调节潜力和响应效率高等［1］。与市场激励型等单边治理组织相比，自愿参与型环境规制组织一般属于双边或者多边治理组织，内含信息价值高、供需匹配度高和规制成本较低三大优势［2］。在信息方面，自愿参与型环境规制往往能掌握比较充分的专业技术知识，规制的控制和实施成本比较低；在规制的供需匹配方面，自愿参与型环境规制涵盖范围更加全面，规制标准与实际执行间的契合度高，能够及时有效地发现违规行为，并进行相应惩罚［3］；在规制成本方面，由于自愿参与型环境规制的规范性较低，所以其修正标准的成本也较低，而且通过自愿参与型环境规制通常能实现规制管理成本的内部化。此外，供需匹配度高导致的环境规制的社会总成本降低。

以往研究主要将环境规制视为一个整体［4］，或者集中研究了命令控制型环境规制、市场激励型环境规制对企业技术创新的影响［5-6］，再或者聚焦于工业企业的绿色技术创新问题研究［7］，对自愿参与型环境规制与涉农企业的绿色技术创新关系的关注较少，这为本文研究提供了切入点。自愿参与型环境规制具有代表性的是ISO 国际组织认定的ISO14001 环境认证［8］。农企与工企存在较大差异，农业有投资不足、投资周期长、投资回报率低、自然灾害频繁、市场波动大、储存运输成本高等特点，企业的绿色创新活动涵盖了农业特征、绿色标准和创新外溢性三重特征，其创新成果产业化发展尤为复杂。创新成果不仅具有食品形态和商品形态，同时也以生态产品和知识产品形态表现出来。自愿参与型环境规制能否有助于推动涉农企业的绿色技术创新水平，这仍然是个有意义的现实问题。基于我国现实观察企业创新实践中，自愿参与型环境规制能否提高企业绿色技术创新水平？如何提高？

自愿参与型环境规制与企业绿色技术创新的关系会随着创新条件不同而发生变化。创新能力作为重要的内在动力条件，会严重影响自愿参与型环境规制的实际执行效果，尤其是我国农业绿色发展正处于转型升级阶段，企业创新化水平参差不齐，这种差异性会导致绿色技术创新总量和结构的差异，对企业绿色技术创新链产生重要影响。因此，忽略创新能力而仅考察自愿参与型环境规制与绿色技术创新之间的关系的做法，存在一定的缺陷。鉴于此，以我国沪深A股涉农上市企业为研究对象，重点论证自愿参与型环境规制与绿色技术创新之间的关系，并以创新能力作为调节变量，分析前面两者之间的关系。

本文旨在为自愿参与型环境规制政策提供新的研究思路与方法，为环保部门环境政策的制定提供依据与参照。具体贡献主要体现在以下两个方面：一是在研究对象上，选择涉农上市企业作为典型样本，研究更具有实践意义。目前这类微观研究主要集中在工业龙头企业受环境规制影响后的创新行为研究，而对于农业龙头企业缺乏一定关注，鲜有文献从涉农企业层面着手研究，反而突出了本文的研究价值。二是对自愿参与型环境规制政策与绿色技术创新之间的作用机制进行了分析与检验，将企业自身的创新能力纳入到自愿参与型环境规制政策与绿色技术创新之间的分析框架中，更加客观地评估了政策的实施效果，为政策的微观运行机理提供了证据和经验数据。研究结论不仅对“波特假说”的成立条件进行了有益的补充，还对自愿参与型环境规制实践具有启示作用。

2 理论分析与研究假设

不同于一般性环境规制政策，自愿参与型环境规制政策更强调企业自身对环境保护理念的战略性转变，这种战略性转移具体体现在企业的管理体系上。进一步地将环境管理实践落实到涉农企业的创新活动中，是否通过了高新技术企业认定成为衡量该类企业的创新能力高低的指标之一。在涉农领域中，《高新技术企业认定管理办法》将认定范围明确为资源与环境技术、生物与新医药技术、新能源及节能技术、新材料技术等八个国家重点支持的高新技术领域，其中现代农业技术、涉及农兽药的医药生物技术等涉农领域也被重点关注。而专利作为技术成果转化的基础，其质量高低直接影响企业产品服务的超额收益水平。那么，自愿参与型环境规制政策是否推动涉农上市企业的绿色技术创新呢？如何推动？

2.1 环境管理对绿色技术创新的影响

在理论分析方面。杨发明等将绿色技术创新分为末端治理技术、绿色工艺和绿色产品三个层次的创新，是将环境管理理念深入到创新活动，呈现出绿色偏向性行为特征。一是末端治理技术（endof-pipe），污染企业是生态环境污染的主要源头，在较为严格的环境监管下，钢铁行业与许多其他污染密集型重工业行业一样，最初的响应是主导应用末端治理技术，而后在加强环境管理与人力资源管理和培训结合上，取得了一些进展［9］。工业用水部门意识到运用最先进的节水管理理念来支持末端治理方案解决生产过程的废水和节水问题，是因为末端治理存在三大显著优势：技术成熟度、法律安全性和经济优势［10］。诚然，在无利可图情况下，即可变排放税、许可价格或排放罚款为零，企业即便是采用环境管理体系也不会加大末端减排技术的研发投资［11］。Demirel 等［12］认为环境管理体系是企业开展环境研发投资和采用末端治理技术创新的重要驱动力，相较于创新能力较弱的企业被迫应付环境法规要求而采取的响应式创新，创新型企业积极主动运用环境管理体系作为创新平台，支持环境研发以实现领先的环境技术优势。企业的环境管理体系从“重末端治理、轻源头防治”逐渐向基于全寿命周期的污染预防转变。二是绿色工艺（cleaner process），从企业层面来说，绿色工艺是任何实施综合环境管理体系的必不可缺的重要组成部分，因为在许多情况下，采用绿色工艺的改进可以减少甚至消除对末端投资的需求，同时可以带来环境和经济效益。正是由于可以带来经济和环境的双重效益，绿色工艺技术通常比末端技术更有利可图，已采用环境管理工具的企业往往更加重视清洁工艺创新［14］。环境管理体系对绿色技术创新具有积极影响，这种积极影响体现在绿色工艺创新上，并未发现其与绿色产品创新相关［15］。三是绿色产品（Green Product）。绿色产品创新分为渐进式和突变式两类，相对渐进式绿色创新而言，绿色管理更有可能导致突变式的绿色产品创新，进一步梳理绿色管理与产品创新之间关系的潜在制度机制发现，正式规章制度在调节绿色管理对激进绿色产品创新的影响上表现更为强烈，而非正式规章制度在调节绿色管理对渐进式绿色产品创新的影响上效果显著［16］。这些发现为解释企业如何采用绿色管理促进绿色创新提供了重要意义。

实证研究方面。一是环境管理体系对绿色技术创新具有促进作用，这种积极作用同样是作为界定两者之间关系的核心观点［17-19］。Theyel［20］基于美国化工企业调查数据发现，采用环境管理实践与生产过程结合后会对企业绿色技术创新产生积极影响。基于中国上市公司数据研究发现，环境管理体系是通过企业内部资源管理实践（即资源利用、资源积累和资源分配）的中介效应来促进企业的绿色技术创新［21］。另外，从财务角度来看，环境管理会计活动能够帮助企业进行绿色创新，获得经济效益、竞争优势和提升企业价值，其中的作用机理是作为干预变量提升绿色创新的应用水平，从而降低公司业务流程对环境的破坏影响［22］。二是环境管理体系对绿色技术创新具有抑制作用。环境管理可能会诱使参与公司将资源从环境研究转移到环境监测和合规活动，连续追踪调查后发现环境管理参与率较高的企业在四到六年后，环境专利申请数量会显著减少，研究还表明，环境管理与长期环境创新之间存在负相关关系［23］。三是环境管理体系与绿色技术创新呈现U 型关系或者无关系。国有企业采取环境管理与绿色技术创新之间存在倒“U”型关系，而在中西部地区的企业两个变量之间并无关系［24］。Frondel 等［25］基于德国制造型企业的经验数据发现，环境创新活动与是否实施环境管理认证体系之间没有因果关系。在实施ISO14001 只是提高了研发投资水平不会影响企业绿色技术创新方式［26］。即便是加入到绿色技术创新活动中往往是仅仅增加了绿色创新投入，开展绿色创新等环境管理实践往往很难。当前的研究不仅对文献做出了实质性贡献，而且还为这两个政策制定提供了重要的伦理意义。

2.2 创新能力对绿色技术创新的影响

就创新能力对绿色技术创新水平的影响效果，目前研究主要聚焦在影响机制上，主要得到了以下三大观点：（1）挤入效应。一是通用创新能力与绿色创新能力有共同之处，一般认为企业创新能力与绿色技术创新之间存在相关关系［27］。绿色创新能力是建立在一般创新能力的基础上，践行于绿色可持续的理念，理念与能力的结合衡量出企业的综合创新水平，提高环境治理效率［28］；二是高新技术企业认定政策里包含诸多优惠激励政策，在提高绿色研发收益的同时降低了绿色研发投资的风险性［29］；三是高新技术企业认定能够为推进“产学研金介”深度融合、协同创新搭建平台，高新技术企业之间合建一批分领域、分类别的专业绿色技术创新联盟，积极推动企业向绿色技术创新企业转变［30-31］。（2）挤出效应。绿色创新活动因侵占有限的生产资源对非环保技术创新会形成一定的挤出效应，绿色创新的研发、投入等环节在短期内会增加企业生产成本和风险，不利于绿色创新［32］。绿色创新能够迎合公众环保意识觉醒和增加投资者的投资黏性，但企业承担了减少环境污染产生的额外成本，因而会降低企业投资绿色创新研发的动力。即便是有一定创新能力的企业更倾向于研发能在短期内取得高额利润的创新技术，从而对绿色创新技术产生一定的挤出效应［33］。（3）非线性关系。绿色和非绿色技术都会对环境质量有直接作用，这种作用是由两种技术进步内生决定的，绿色和非绿色技术之间存在着内生耦合关系［34-35］。有一种观点认为绿色技术创新属于舶来品，在企业自身的创新能力之上对绿色技术创新进行引进、吸收、自主创新，这个并不是简单的线性关系，而是复杂的系统过程［36］。

2.3 环境管理、创新能力对绿色技术创新的影响

高新技术企业认定是有了创新能力。企业一旦被认定为高新技术企业后，能够反映出该企业是具有连续性创新能力的重要评价指标［37］，高新技术企业认定对企业创新能力、知识产权拥有量等核心指标提出了要求，企业在获得高新技术企业认定后研发创新活动强度更高，研发投入持续更久［38］。因此，高新技术企业认定能代表企业通用创新能力大小。相反，由于研发创新能力的下降可能使企业达不到国家规定的高新技术企业认定标准，则失去国家给予的优惠政策，丧失了原先享有的各种优惠后会极大影响企业的长远发展［39］。企业有了一定的创新能力后，需要与环境管理体系结合才能发挥对绿色技术创新的推动作用。企业所拥有的一般性（通用性）的创新能力和从事研发活动中的创新经验，能够增加企业进行绿色技术创新的可能性，但这并不意味着对绿色技术创新产生影响的现实可能。理论而言，一方面，绿色创新最重要的特征就是产生了积极的双重外部性问题：一是研发阶段知识溢出的知识外部性，二是应用传播阶段的环境正外部性。绿色创新能够迎合公众环保意识觉醒和增加投资者的投资黏性，但企业承担了减少环境污染产生的额外成本，因而会降低企业投资绿色创新研发的动力。另一方面，技术推动要素和市场拉动要素往往引导企业开展传统创新，自愿参与型环境规制政策往往是由企业自主开展绿色创新实践。因此，环境政策工具在推动绿色创新的开发和应用过程中需要结合企业自身的创新能力才可能具有显著的积极作用。换而言之，通用的创新知识必须与绿色管理理念的协同发展才能取得共赢，以绿色发展理念保障创新的发展环境、以绿色管理方式健全创新体系模式、以绿色思维完善责任式创新的实质内涵，通过绿色管理和协同创新网络，才真正提高企业绿色创新能力，全面提升企业绿色创新质量。

结合已有研究，本文分别从促进和抑制两方面展开论述。由上述分析可见，企业通过环境管理体系认证和高新技术企业双重认定，是作为企业加强环境管理的一种指南，又是一种信号传递机制，还是一种交易实现机制，有助于获得更多创新资源用于环境治理，防控环境污染，提高环境治理绩效。

因此，本文提出如下研究假设：

H1：自愿参与型环境规制对企业绿色技术创新具有异质性影响

H1a：自愿参与型环境规制对企业绿色发明专利具有抑制作用

H1b：自愿参与型环境规制对企业绿色实用外观专利具有促进作用

H2：环境管理和创新能力结合后有助于促进企业绿色技术创新

基于上述分析，本文构建研究理论框架如图1所示。

图1 研究理论框架

3 研究设计

3.1 模型设定

本文以绿色技术创新指标Patentit为被解释变量，以自愿参与型环境规制工具ISO 为核心解释变量，纳入各控制变量X，再结合自愿参与型环境规制（ISO）和创新能力（TechCom）的交互项，同时借鉴相关研究［40-41］，并以此构建如式（1）～（2）所示的计量模型。为了检验创新能力对自愿参与型环境规制与企业绿色技术创新的调节作用，构建模型（3）。同时，考虑到环境规制促进绿色技术创新可能存在内生性和时滞问题，会对核心结论的因果推断产生干扰，因此本文同时将绿色技术创新指标Patentit和滞后一期的绿色技术创新指标Patentit-1作为被解释变量纳入计量模型，得到：

式（1）～（2）中，i、g、t分别代表公司、行业和年份，μ、ν、ε分别表示行业固定效应、时间固定效应和随机扰动项。X表示上文中影响企业绿色创新的一系列控制变量。

3.2 样本选取与数据来源

本文选取2010—2019 年我国沪深A 股上市公司作为研究样本，按照下列顺序对上市公司进行依次筛选：涉农上市公司绿色专利数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）中绿色专利研究数据库（GPRD），其余经济特征数据来自国泰安数据服务中心。本文选取的研究样本，是2019 年12 月31 日前在沪深两地上市的农林渔牧及化肥、农药、兽药公司。作为绿色创新驱动最主要的生力军，农企的绿色创新发展是学界和政策界关注的焦点，而农企因与上下游企业发生结构性黏连而难以条分缕析，因此本文将研究对象从农企扩展到涉农企业。选取样本依据是中国证券监督管理委员会公布的上市公司行业分类标准和国家统计局2021 年发布的农业及相关产业统计分类（2020），参考财经门户网站公布的上市企业概念股，最终以证监会的标准为判断标准。选取标准：首先，2019 年12 月31 日前上市的国内股；其次，主营业务限定在本文所选定涉农范围的上市公司；第三，剔除所选会计年度经济数据缺失的公司，最后得到273 个样本公司。

3.3 变量定义及测度

（1）被解释变量。为了避免核心被解释变量存在极端值对实证结果造成一定的误差，因此，本文用Winsor2 命令先将核心变量在1%和99%缩尾处理，再进行回归分析，以增加结果的可信性。选用专利获得量而不是专利申请量是因为已授权的专利技术，既然已经授权获得，那就必然曾经申请过，一项专利从申请到授权往往需要1 年左右时间，用授予量更能够反映企业绿色技术创新的意愿和能力，二是申请量可能存在迎合监管的需要而采取相机抉择的策略性创新，仅仅为俘获补贴减免税收，并不能代表上市企业真实的技术水平。发明专利的保护期限是实用新型专利的2 倍，审查程序和要求也高于实用新型专利，因此通常认为发明专利的创新性高于实用新型专利，本文选取样本中的上市公司已授权绿色专利作为分析对象，分为绿色发明专利数量、绿色实用新型专利数量以及两者的总量来考察绿色技术创新质量、数量和方向的影响因素，分别用GreInvig、GreUmig 和GreAll 表示。滞后一期的变量分别用l.GreReguInvig、l.GreUmig 和l.GreAll 表示。下文若无特殊说明，绿色创新、绿色专利均表示当年已授权的绿色专利。

（2）核心解释变量。自愿参与型环境规制工具（ISO）。环境管理体系（ISO14001）是由国际标准化组织（ISO）制定的环境管理体系国际标准，ISO 组织和中国政府普遍认可的三大管理体系认证，除了它之外还包括质量管理体系（ISO9000 系列）和职业健康安全管理体系（ISO45001）。现如今，ISO14001 认证已经成为到国际绿色壁垒、进入海外市场、满足国内环境保护要求、拓展国内绿色消费市场的准入证。该管理体系已经成为一套目前世界上最全面、最系统的环境管理国际化标准，是参与企业数量最多的自愿环境规制项目，在世界各国政府、企业界的普遍重视和积极响应，也被中国政府和上市企业普遍接受和高度认同，体现企业自愿进行环境规制的意愿，一般认为通过ISO14001 认证的企业，意味着其可以节能降耗、优化成本、满足政府法律要求，具有完整环境管理文件和有效污染防治措施，改善企业形象，提高企业竞争力［42］。因此，鉴于中国自愿参与型环境规制工具的实施情况以及数据可得性，参考Bu 等［43］、任胜钢等［44］、阮敏等［45］和Jiang 等［46］的做法，本文以ISO14001 环境管理体系标准实施情况作为自愿参与型环境规制衡量指标。官方认证的ISO14001 环境管理体系有效期为三年，两次年审年检，由国家认监委官方认定的证书（单证价格在6 500 元左右）权威性、严谨性高于第三方机构认定的（单证价格在2 100 元左右，数据由AAA 认证的第三方咨询服务淘宝卖家提供）。具体地，如果企业在某年获得ISO14001 环境认证，则该年度至后两年的自愿参与型环境规制取值均为1，否则为0，因数据收集困难，故两种认证证书不做详细区分。数据来源于国家市场监督管理总局官网的全国认证认可信息公共服务平台以及天眼查、企查查等互联网数据。

（3）调节变量。创新能力（TechCom），为了测度企业主体的创新能力，在高新技术企业认定、科技型中小企业资质认定，以及火炬计划等科技资助项目中，选择了高新技术企业认定项目，主要原因在于该认定是应用范围最广、政策激励力度最大、认定与资助标准最为明确的，被认定企业在融资贷款、吸引人才、税收减免、财政补贴、融资贷款、项目支持、政府采购、品牌提升上优势明显，能够促进创新资源在企业层面的重新配置，极大地提高了企业的创新效率。因此，选择高新技术企业认定这一最强烈、最有效的认定标准作为最大化地呈现企业的创新能力，以此研究其对企业技术创新的影响。数据主要是来源于企查查、天眼查上手工搜集整理而得，与国泰安专利数据库中关于企业认定的相关信息进行比较复核而形成（对于不一致的样本去国家高新技术企业认定目录合适，以此标准为基准）。根据以往相关文献，本文对高新技术企业认定的衡量采用虚拟变量，即该企业被认定为高新技术企业（三年为一个有效周期，届满后需要重新认定或复审），则认定有效期内取值为1，否则为0。

（4）控制变量。企业规模，选取样本中的上市公司的企业员工数量（Nstaff）作为控制变量来衡量企业规模的大小，通常认为企业规模越大创新资源更足。企业成熟度（Age），一般认为成立时间较长的企业具有更强烈的创新意识，因此选取样本中上市公司的企业年龄作为控制变量来衡量企业的成熟度。企业资产的利用效率用总资产报酬率（ROTA）、总资产净利润率（ROA）和净资产收益率（ROE）三个指标来表示，总资产报酬率=(利润总额+利息支出)/［(期初资产总额+期末资产总额)/2］，该比率越高表明企业对创新资源总量的利用效率越高。总资产净利润率包含了扣除利息和税金费用后的企业净利润额，反映企业在筹资决策环节对绿色研发的重视情况，也适合用来比较不同行为主体的投资绩效［47］。净资产收益率指标说明盈利能力强的企业有雄厚的财力基础投入到创新活动中，有利于创新技术水平的长线提升。用资产负债率（ALR）来衡量企业杠杆的大小，一般认为企业资产负债率越大创新投入越少［48］。最后，本文还在回归模型中纳入企业所属行业虚拟变量（Industry）和年份的虚拟变量（Year）。本文选取各变量的定义及描述性统计如表1 所示。

表1 主要变量描述性统计值

根据描述性统计情况分析，在273 家企业中平均每家企业获得了绿色专利4.219 项，其中分别获得了绿色发明专利和绿色实用外观2.205 和2.014 项，绿色发明专利获得量最大值为107 项，标准差值为8.328，而绿色实用外观的最大值为37 项，标准差值为3.504，某种程度上说明了企业在获得绿色发明专利上存在因势利导的行为动机。样本企业的高新技术企业认定值在0.191，说明多数涉农企业均在高新技术企业认定之外。从样本企业平均年龄17.43和员工平均7 220 人来看，涉农上市企业的成立时间较短、规模较小，间接反映出农业小体量、窄赛道的行业特征。从总资产报酬率5.83%、总资产净利润率3.86%、净资产收益率7.02%的平均值来看，涉农行业整体的资本回报率偏低。资产负债率值为43.6%，而总资产净利润率低于净资产收益率，农企负债没有起到财务杠杆作用，还可能存在一定的反作用。

4 实证结果与分析

4.1 环境规制对绿色技术创新影响的回归分析

表2 均为运用负二项回归模型分析后得到的主回归检验结果。根据表2 中（1）～（3）的回归结果可以发现，自愿参与型环境规制对企业绿色技术创新的影响为负，但统计特征整体上并不明显，这证实了自愿参与型环境规制在全局上影响绿色技术创新的复杂性。其原因可能在于：首先，自愿参与型环境规制强度的加强导致企业逐渐会重视与环境相关的管理工作，在早期的技术与人力资本的结合过程中，企业短期内更倾向于能取得高额利润的创新技术，而忽略了对环境研发投资的支持，造成对绿色创新的投入不足，从而对绿色创新技术产生一定的挤出效应；其次，环境产品的公共属性决定其具有显著的外部性，环境创新同样存在双重外部性，因此，企业在绿色创新方面有“搭便车”的动机，造成企业重绿色管理轻绿色创新的消极应对，在研发投入、人员培养和生产实践中上并非真正落实绿色创新工作；再者，鉴于创新能力的限制，企业观望性应对绿色创新的长期需求与企业生存的短期利益之间的矛盾，造成了绿色创新心有余而力不足；最后，伴随着绿色创新水平的不断提高（可能来源于企业内外部），绿色创新收益（环境质量）在财务绩效（环境绩效）中的比重也不断提高，导致部分企业偏向绿色创新，逐渐向绿色创新研发投入逐渐转移，伴随着创新能力的提高而将自愿参与型环境规制对企业绿色技术创新的影响由负转正，开始积极推动绿色技术创新的发展与完善。

根据表2 中（4）～（6）的回归结果可以发现，自愿参与型规制对绿色发明专利具有显著的抑制作用。不加入控制变量之前，由（4）可知，自愿参与型规制使得绿色发明专利显著降低了29.62%，加入控制变量之后，由（5）和（6）可知，分别降低了40.17%和61.73%；根据（7）～（9）的回归结果可以观察，自愿参与型环境规制对绿色实用外观专利具有显著的促进作用，不加入控制变量之前，自愿参与型环境规制使得绿色实用外观专利显著提高了21.40%，加入控制变量之后，分别提高了30.91%和29.82%。一般地，专利的复杂程度高、难度系数大，其内在价值往往较大，经过实证验证后，发现上市公司每增加一项发明专利市值增加309 万元，而实用新型专利仅增加260 万元［49］。而企业重实用轻发明的实际行为，在一定程度上说明企业对发明专利高收益背后高风险的过渡谨慎，导致创新决策时忽左忽右。此外，农业企业存在创新活力不足问题，尤其是在创造水平和科技含量较高的发明专利占比较低［50］，大概占专利申请总数的18%［51］，远低于全国各行业的平均值。结合表2 中（4）～（9）的回归结果可知，自愿参与型环境规制一方面对绿色发明专利具有显著的抑制作用，H1a得到验证；另一方面对绿色实用外观专利具有显著的促进作用，H1b得到验证。那么自愿参与型环境规制政策对企业绿色技术创新的影响可能被两种方向相反的作用所抵消，最终状态是依据两种力量博弈的均衡结果。鉴于此，并不能武断地判定对自愿参与型环境规制政策对企业绿色技术创新没有作用或者为负面影响。由此可见，自愿参与型环境规制对企业绿色技术创新具有异质性影响，H1得到验证。

表2 基准模型回归结果

4.2 自愿参与型环境规制、创新能力与绿色技术创新

为检验创新能力在自愿参与型环境规制与企业技术创新间的调节作用，引入创新能力与自愿参与型环境规制的交互项。表3 均为运用负二项回归模型分析后得到的回归结果，由表3 中（1）～（3）的回归结果可以发现，自愿参与型环境规制和创新能力对绿色技术创新均产生了显著的负向影响。同样地，由表3 中回归结果（1）～（3）可以发现，创新能力与自愿参与型环境规制交互项的回归系数分别为0.905 3、1.798 0、1.507 2，这些交互项与企业绿色技术创新在1%的水平上显著正相关，结果表明，企业只有在环境管理体系与创新能力相互结合的基础之上，才能推动企业绿色技术创新。观察表3 中回归结果（4）～（9）中交互项的回归系数可以发现，无论是绿色发明专利还是绿色实用外观专利，只有在结合企业自身的创新能力之上才能够对绿色技术创新产生正面的积极影响。总之，从总量和结构来看，创新能力与自愿参与型环境规制有机结合、相互补充，才能推动绿色技术创新落到实处。由此，H2得以证实。

观察表3 中回归结果（1）～（9）中通用创新能力对绿色技术创新的影响系数可以发现，通用型创新能力在一定程度上挤出了绿色技术创新的数量和质量。其中，以表3 中回归结果（3）和（4）为例，通用创新能力使得企业授权发明专利数量显著降低了63.29%和115.97%，传统创新与绿色创新之间存在一定的替代效应，这一结论得以验证。

表3 自愿参与型环境规制、创新能力对企业绿色技术创新的影响

5 内生性检验

对于基准回归模型而言，对于本文实证结果产生影响的是模型的内生性问题。前期自愿参与型环境规制对当期绿色技术创新影响存在滞后性，即企业当期履行自愿参与型环境规制并不会立即对当期绿色技术创新水平产生影响。因此，本文选择滞后一期的自愿参与型环境规制变量作为工具变量来解决内生性问题，运用负二项回归模型分析后得到的回归结果如表4 所示。表4 中（1）～（3）为不加入交互项的回归结果，假说H1、假说H1a和假说H1b得到验证；而（4）～（6）为加入通用创新能力、通用创新能力与环境管理交互项的回归结果，假说H2得到验证。另外，模型控制了企业所属行业以及年份的不可观测效应对绿色创新的影响，排除了其他控制变量的干扰，尽可能地排除某些因素干扰实证结果的科学分析。

表4 内生性检验结果

表4（续）

6 稳健性检验

为弱化模型对估计结果的干扰以及保证结果的可靠性与说服力，将企业绿色技术创新变量滞后一期，检验结果如表5 所示。根据表5 中（1）～（3）为不加入交互项的回归结果，与基准回归基本保持一致，假说H1、假说H1a和假说H1b得到验证；而（4）～（6）为加入通用创新能力、通用创新能力与环境管理交互项的回归结果，说明自愿参与型和创新能力结合后对绿色技术创新具有积极推动作用，这一结果是稳健的，假说H2得到验证。此外，利用Tobit模型也对主回归和交互项回归进行稳健性检验，H1a、H1b和H2得到进一步验证，且其余变量符号方向基本未变，受限于文章篇幅所限未列明。

表5 稳健性检验结果（以滞后一期的被解释变量做回归分析）

7 研究结论与政策启示

本文在对农业环境规制政策与企业绿色技术创新间关系进行理论分析的基础上，以“双型认定”这一自愿参与型环境规制政策为代表，对2010—2019 年273 家沪深A 股上市企业面板数据进行了实证检验，最终得到以下结论：（1）自愿参与型环境规制下涉农企业重实用轻发明，对绿色发明专利的抑制作用和对实用外观专利的提升作用显著，且这一结论在经过一系列稳健性测试后依然成立；（2）企业自身的创新能力偏向于传统创新，对绿色创新可能存在一定的挤出效应，企业的绿色创新存在因势利导的行为动机；（3）进一步研究发现，自愿参与型环境规制政策是尊重企业自身的创新资源禀赋基础之上通过优化加强环境管理，才对绿色专利产生了积极作用，即企业自身的创新能力发挥了协调作用。

本文结论的政策启示主要有以下三点：（1）自愿参与型环境规制政策作为近年来企业自主推动加强绿色管理和绿色创新的重要手段，现阶段该工具的现实表现并不突出，从整体来看自愿参与型环境规制政策需要结合企业自身的创新能力，才能为推动农业绿色发展起到了积极作用，否则沦落为“口号创新”“数字创新”和“运动式创新”。因此，未来政府部门的政策抓手应从“是否实施”向“综合实施”转变，完善政策设计、加大创新激励力度、提升创新能力，推动企业从传统创新向绿色创新换挡升级。（2）绿色创新激励政策需要持续长期跟踪，推动以三年为滚动周期的连续评审制度，落实企业从策略性绿色创新到实质性绿色创新。因此，在完善自愿参与型环境规制政策制度设计的过程中，应进一步加强对创新能力的关注。（3）自愿参与型环境规制政策的实施效果有赖于自身的创新能力。因此，企业应加大对创新工作的投入力度和重视程度，创新能力与环境管理体系的结合才能推动农业绿色创新行稳致远。