“无废城市”试点政策对企业绿色创新的影响

陈煦江，姜 珊，何凌霄

（重庆工商大学会计学院，重庆 400067）

一、引 言

改革开放以来，我国经济在取得举世瞩目成就的同时也面临严峻的环境问题，高污染、高耗能的发展模式仍亟待转型。2017 年12 月，国家发展改革委印发《全国碳排放权交易市场建设方案（发电行业）》，全国碳排放交易体系建设工作正式展开。2020 年9 月，习近平总书记宣布“碳达峰、碳中和”目标［1］，开启“双碳”目标引领下经济健康发展新征程。但是随着工业化的高速发展，对资源进行粗放式开发利用后便废弃的现象日益普遍，由此产生的大量固体废物成为阻碍“双碳”目标顺利实现的潜在风险。因此，近年来我国将固体废物治理摆在低碳发展的重要位置，组织实施一系列固废回收及循环利用的单项试点措施。国务院办公厅于2018年12 月印发《“无废城市”建设试点工作方案》，该方案聚焦创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，并致力于持续推进固体废物源头减量和资源化利用，逐步降低固体废物对环境的影响，以期最终形成绿色可持续的城市发展模式［2］。2019年5月，生态环境部印发《关于发布“无废城市”建设试点名单的公告》，确定广东省深圳市、内蒙古自治区包头市等11 个城市作为“无废城市”建设试点，并规定河北雄安新区、北京经济技术开发区、中新天津生态城、福建省光泽县、江西省瑞金市参照“无废城市”建设试点一并推行。2022年6月召开的全国“无废城市”建设工作推进会议正式公布了“十四五”时期“无废城市”建设城市名单，包括113个地级及以上城市和8个参照推进的地区。

“无废城市”试点政策实施以来，各试点地区积极响应绿色发展理念，开展核心产业绿色转型升级工作，制度、技术、市场、监管四大体系建设任务基本完成，并通过创新生产、生活方式等培育约7 200个“无废细胞”，营造出良好的“无废”氛围，已形成一系列具有积极示范效应的改革举措和模范试点城市［3-6］。但目前关于“无废城市”试点政策的研究仅为少量实地调研报告、专家访谈录、部分城市的试点总结报告等实践层面的经验总结，缺少理论层面的学术研究成果。

此外，绿色创新作为实现“无废城市”生活状态的重要途径，总结其影响因素主要包括三个方面：①微观因素，企业规模、企业负债、管理层领导行为以及是否定期进行员工培训等微观企业层面因素会在一定程度上影响绿色创新［7-10］；②企业上下游因素，例如，绿色市场、顾客收益以及舆论压力对企业创新均具有重要意义［11-12］；③环境规制手段，政府制定的一系列环境治理措施，包括环境标准、排污配额、排污税等。“无废城市”试点政策作为针对固废治理的一项新的外生强制性环境规制手段，其能否助推试点地区企业提升绿色创新水平和质量以实现技术绿色转型？其异质性和作用机制如何体现？这是当前值得学术界关注的问题。

基于此，本文可能的创新点及贡献在于：①首次关注“无废城市”试点政策对企业绿色创新水平和质量的影响程度、作用机制及异质性问题，丰富该领域研究；②利用倾向得分匹配与双重差分模型将“无废城市”试点政策产生的经济后果聚焦于企业层面的绿色创新活动，能够克服因果内生性问题，也能避免其他活动的干扰，使该政策的经济效应检验结果更加准确；③通过异质性检验和中介机制检验为探索该政策促进绿色创新的路径提供经验证据，为“十四五”期间“无废城市”试点政策推广提供决策参考。

二、理论分析与研究假设

1973年，国际上首次提出“零废弃”理念，即重复使用同一种物料达到最优耗费水平为止［13］。2004年，无废国际联盟对“无废”作了解释，即以保护所有资源为结果导向，对产品、包装和材料进行负责任的生产、消费和回收，并将所有废弃物重新利用，避免废弃物危害生态环境及人类健康［14］。近年来，一些国家和地区积极探索建设“零废弃城市”，如旧金山、悉尼、温哥华等城市明确提出“无废城市”建设蓝图［15］。建设“无废城市”已成为通向经济健康持续发展道路的重要举措。而我国作为世界上固体废物产生量最大的国家之一，近年来也开始实施如循环经济示范城市、工业固废综合利用基地等措施以解决固废问题。“无废城市”试点政策作为近期重点，旨在将固体废物减量化、资源化、无害化的理念同经济社会的绿色可持续发展需求相结合，以形成循环、绿色低碳的生产生活方式，进而实现“零废弃”的城市生活状态。

（一）“无废城市”试点政策对企业绿色创新的影响

新制度经济学中的制度变迁理论认为，制度安排创新源于现存制度安排下无法实现潜在利益，行为者作出改变现行制度安排的措施，具有强制性和诱致性［16-17］。进一步地，诺斯（1994）［18］认为，制度创新使技术得以创新、经济得以增长，即制度创新对技术创新具有驱动主导作用；李瑞琴（2019）［19］、宗楠和孙育红（2018）［20］、李烨等（2016）［21］通过实证研究支持了上述理论。从环境治理角度来看，无论是从中央到地方政府再到企业的自上而下推行的环境法规政策等强制性制度创新，还是从企业到区域再到国家的自下而上践行的环境治理行为规则等诱致性制度创新，都旨在有效驱动生态治理和环境保护的技术创新，进一步助推经济绿色高质量发展，在企业、行业、地区、国家等层面逐步实现以绿色制度创新驱动绿色技术创新，进而实现生态效益和经济效益的双赢［22］。其中，政府发挥主导作用，企业发挥主力军作用［23］，最终在实现“双碳”目标的同时，形成“绿水青山就是金山银山”的持续转化机制。自2010 年、2012 年和2017 年我国先后确定三批低碳试点城市以来，已有文献围绕“碳”政策的创新效应进行研究发现，该政策倒逼试点地区上市企业进行绿色创新，部分支持了“波特效应”［24-25］。“无废城市”试点政策是在前期组织实施的一系列固废治理改革及循环利用的单项试点措施基础上的增量环境制度创新，它是对现有绿色治理手段的强化和更新。截至2021 年底，首批“无废城市”从制度体系、市场体系、监管体系建设到技术支撑已形成初步经验。中央制定的试点政策方案要求各地政府主要以绿色治理手段完成环境治理任务并将其纳入年度政绩考核范畴，各地政府也积极引导企业通过绿色创新途径实现生产和经营转型，大力提倡固体废物产权交易并施以税收优惠、绿色信贷等激励措施，以诱导企业走“无废”可持续发展道路。可见，实践中的“无废城市”试点政策同时发挥强制性和诱致性的双重效应，其能否激励企业开展绿色创新活动的积极性，亟待检验。绿色创新效应体现在创新水平和质量两个维度，对助力我国企业向绿色发展转型的规模化、高质量具有重要意义。基于此，本文提出假设1a和假设1b。

H1a：“无废城市”试点政策能够提高企业绿色创新水平；

H1b：“无废城市”试点政策能够提升企业绿色创新质量。

（二）“无废城市”试点政策影响企业绿色创新的作用机制

已有理论研究发现，环境规制可以通过政府补贴、税收激励等政策的调节效应提高企业研发活动的积极性［26-28］，或以资金配置、政府治理压力等途径发挥中介效应助推企业绿色创新［29-30］。“无废城市”试点政策作为一项新的外生性强制环境规制措施，其最终目的是形成无废的企业、行业，进而实现绿色低碳的城市发展模式，以真正解决固废问题。为此，政府及相关部门采取了一系列治理措施。在实践层面，各级政府部门均明显提升了对“无废城市”试点地区的环境关注度并开展绿色制造体系建设，推动企业绿色转型升级。例如，几乎所有试点城市均成立以市委书记、市长任双组长的“无废城市”试点建设工作领导小组，高位统筹推进试点建设工作，并将“无废城市”建设成效纳入各试点地区政绩考核范畴；绍兴市、许昌市、光泽县等针对“无废城市”建设施以激励措施，包括加大对固体废物处理领域企业的科技创新投入、增值税即征即退的税收优惠政策及增加绿色信贷余额等激励措施；盘锦市、三亚市、深圳市等明确将固体废物产生、利用及处置纳入企业环境信用评价范围，充分运用“互联网+信用+监管”手段实现将不良企业信息提交银行、保险、海关、政府审批部门进行联合惩处，严厉打击企业违法行为。可见，以上的激励与约束措施主要源于各级政府部门对试点地区内企业环境治理工作的高度重视。因此，本文推测在试点政策影响企业绿色创新过程中，政府对环境的关注度可能是重要的中介变量。基于此，本文提出假设2。

H2：“无废城市”试点政策通过提高政府对环境的关注度以激励企业绿色创新。

（三）异质性的影响

首先，从企业所属产业类别来看，“无废城市”试点政策明确指出，“实施工业绿色生产，推动大宗工业固体废物贮存处置总量趋零增长”是其主要任务之一。因此，试点政策对其他行业的环境治理压力会远小于工业企业。此外，在实际工作中，相较于其他行业，工业行业是固废产生量较多的产业主体，更容易受到上级政府部门和监管部门的关注。与此同时，初步解决工业固体废物的产生和末端处置是完成考核要求和试点任务的前提和基础。

其次，从企业产权属性来看，一方面，非国有企业更倾向于追求利润最大化，为此会在生产经营环节减少环保投入以节约成本，即使该项政策加强了固废污染治理标准，一些心存侥幸的非国有企业仍会“冒险”选择表面治理以应对政府监管，而国有企业长期以来受到上级政府部门的监督，生产过程更为规范，试点政策下达后倾向顺应政府安排，以绿色技术手段改善固废治理问题；另一方面，国有企业对环境治理成本的敏感程度偏小，该项政策的施行促使其将固废产生、利用及处置纳入企业环境信用评价范围，必然会推动企业技术创新和产业转型升级。此外，国有企业内部固定资产较多，更易获得银行等金融机构的资源，更具实力开展技术研发和创新活动。

最后，专利申请量作为衡量企业创新产出的重要指标通常具有外部性特征，绿色专利亦是，即企业内部专利技术可能存在被竞争者模仿、复刻的现象。在“无废城市”试点政策施行期间，各地政府部门为改善固体废物治理现状必然会对相关企业施以治污压力，相应的专利研发工作得以加强。与此同时，知识产权保护水平较高的地区，企业倾向为新研发的绿色专利申请保护，以实现保护专利权和增加模仿者成本的双重效应；相反，知识产权保护力度较弱的地区，企业申请的专利保护难以发挥作用，甚至存在核心技术外泄的潜在风险，最终导致企业创新表现消极。基于以上分析，本文提出假设3a、假设3b和假设3c。

H3a：与其他行业相比，“无废城市”试点政策对工业行业内企业的绿色创新提升效应更为显著；

H3b：与非国有企业相比，“无废城市”试点政策对国有企业的绿色创新提升效应更为显著；

H3c：与知识产权水平保护力度较弱地区相比，“无废城市”试点政策对知识产权保护力度较强地区企业的绿色创新提升效应更为显著。

三、研究设计

（一）数据来源

本文选取2016—2021 年我国沪深A 股上市公司的相关经济数据。在样本筛选时作出如下处理：①剔除金融行业公司；②剔除标记为ST、*ST 及数据缺失的公司。此外，为保证双重差分法的“共同趋势”假设，本文使用倾向得分匹配法对所选样本采取卡尺最近邻匹配法进行匹配，最终得到有效样本4 953个。上市公司专利数据来自国家知识产权局，上市公司和行业层面的财务数据来自国泰安数据库，地区层面的数据来自《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。

2010年，世界知识产权组织（WIPO）颁布的“国际专利分类绿色清单”中参照《联合国气候变化框架公约》对绿色专利的划分标准形成七个大类：交通运输类、废弃物管理类、能源节约类、替代能源生产类、行政监管与设计类、农林类和核电类。本文依照此划分标准，检索并整合了上市公司每年的绿色专利数量，进一步区分绿色发明专利和绿色实用新型专利来衡量企业绿色创新。通常来说，前者的创新性高于后者［31］。

此外，根据《“无废城市”建设试点工作方案》要求，生态环境部于2019年5月筛选确定了“11+5”个试点城市。因此，本文在实证分析中以2019 年作为该试点政策的时间节点，以考察“无废城市”试点政策对企业绿色创新的影响。

（二）计量模型

本文旨在检验“无废城市”试点政策能否提升企业绿色创新水平和质量，以往研究政策净效应的文献多采用双重差分模型［32-34］，但运用此方法前提条件是处理组和控制组具有共同趋势，即假设不存在“无废城市”试点政策，试点城市与非试点城市内企业的绿色创新趋势随着时间推移不存在系统性差异。然而，现实中受宏观经济状况、各地区发展水平等因素影响，此项假定很可能难以满足。

因此，本文借鉴郑彩玲和张继彤（2021）［35］的研究，运用倾向得分匹配（PSM）以满足双重差分模型“共同趋势”的假设前提，同时避免其他不随时间变化和不可控因素对被解释变量的影响。基于PSM 后的样本数据，建立模型（1）检验“无废城市”对企业绿色创新产生的净效应。具体模型设置如下：

其中：i、r、t分别表示上市公司、地区和时间；εirt是随机扰动项；Envrpatit表示i上市公司在第t年的绿色创新；pilotr为虚拟变量，若该企业注册地处于试点地区，取值为1，否则取值为0；postt是政策试点前后的虚拟变量，试点期间为2019 年及以后取值为1，2019 年以前的取值为0；Xit代表控制变量矩阵，主要包括企业规模、企业年龄、企业负债等。模型（1）中被解释变量仅列出以绿色专利申请总量表示的企业绿色创新（Envrpatit），下文的实证分析对绿色发明专利（EnvrInvPatit）和绿色实用新型专利（EnvrUtyPatit）也分别进行了考察。此外，模型中同时控制了省份随时间变化的固定效应δrt、企业固定效应αi和时间固定效应。

倾向得分匹配是选取公司规模、成长性及现金流等作为协变量并通过Logit模型进行得分倾向值估计，模型如下：

其中：D表示处理组虚拟变量，即处理组取值为1，控制组取值为0；Xi代表协变量。

本文采用1∶2的卡尺最近邻匹配法进行匹配。其原理是，在不受“无废城市”政策影响的控制组中找到企业X1，使其与处理组中某个受其他特征影响的企业X2尽可能匹配，即X1≈X2。当试点政策施行对企业的影响完全依赖于其他特征时，便可近似认为企业X1与企业X2受政策影响的概率相等，具备可比性。

（三）变量选取

1.被解释变量

本文被解释变量为企业绿色创新（Envrpat）。根据已有文献研究，多数学者主要从投入和产出两种视角度量绿色创新［36-37］，考虑以绿色创新投入衡量绿色创新存在周期长、风险高等问题［38］，故本文从产出视角度量，即以绿色专利申请量衡量绿色创新，由于其在申请专利过程中相关技术就已应用于企业生产，因此，相比绿色专利授予量更及时、可靠［39-40］。具体而言，本文以绿色发明专利申请量和绿色实用新型专利申请量加总后得到的绿色创新总量来衡量企业绿色创新（Envrpat）；同时，选取绿色发明专利申请量（EnvrInvPat）度量绿色创新质量，并将绿色实用新型专利申请量（EnvrUtyPat）作为对比性指标。

2.解释变量

本文解释变量为“无废城市”试点政策（pilotr×postt）。将公司注册所在地属于“无废城市”试点地区范围内的上市企业作为处理组，其余非试点地区的上市企业为控制组。pilotr为虚拟变量，处理组内企业取值为1，控制组取值为0；postt是政策试点前后的虚拟变量，2019 年及以后取值为1，2019年以前的为0。双重差分项pilotr×postt的系数反映“无废城市”试点政策对企业绿色创新的净效应。

3.控制变量

本文借鉴蔡卫星等（2019）［41］的研究，选取企业规模（Assets）、企业成熟度（Age）、企业社会财富创造力（Tobina）、企业信用评价（Debts）、资产收益率（ROA）、资本密集度（Density）、现金流水平（Cfo）、成长性（Growth）、市场势力（Market）、两职合一（Dual）和独立董事占比（Board）作为企业层面控制变量。由于经济发展水平可能会对企业绿色创新产生影响［42-43］，故选取城市层面人均GDP（Pgdp）来衡量。

具体变量定义见表1所列。

表1 变量定义

四、实证分析

（一）描述性统计

本文未经PSM 处理的样本量共14 510 个，其中，处理组1 882 个，控制组12 628 个，各变量的描述性统计见表2 所列。由表2 可知，处理组与控制组的观测值比例约为1∶6。在样本研究期间，处理组和控制组中上市企业绿色专利申请数的平均值分别为1.980 和1.780。可见，与控制组相比，处理组的绿色专利申请总量较多。比较两组别内绿色发明专利和绿色实用新型专利申请量，前者均略高于后者。由此可以初步推断，在“无废城市”试点政策影响下，上市企业的绿色创新积极性得到激励，且试点政策对创新性较高的绿色发明专利研发的促进效应更显著。

表2 变量描述性统计

（二）倾向得分匹配结果

经匹配后处理组观测值为1 854 个，控制组为3 099 个。如图1 所示，可以看出处理组与控制组在PSM 匹配前后的核密度曲线由较大差异转变到基本重合，即匹配后样本的倾向得分大部分在同一支撑域，说明匹配方法共同支撑假设满足。

图1 匹配前后倾向得分值

表3 为倾向得分匹配的平衡性检验结果。由表3 可知，匹配后，全部变量的标准偏差绝对值均小于10%，说明匹配后处理组和控制组的可观测变量不存在显著差异，匹配结果有效。

表3 平衡性检验结果

（三）实证结果与分析

本文基于倾向得分匹配后的样本数据并依据模型（1）进行实证检验，结果见表4所列。其中，第（1）列pilotr×postt估计系数为0.158 7，在5%的显著性水平上显著为正，说明“无废城市”试点政策提升了绿色专利申请总量，即绿色创新水平得到提高；第（2）列pilotr×postt估计系数为0.220 2，且在1%的显著性水平上显著为正，说明该项试点政策对绿色发明专利申请数量产生正向促进作用，即绿色创新质量也得到提升；第（3）列交互项的估计系数并不显著，说明试点政策暂时未对绿色实用新型专利发挥显著促进效应。其原因可能是，“无废城市”试点政策作为一项强制性环境政策，其对固体废物针对性较强，且市场上相关技术成果较少，企业在政策实施初期就“被迫”加大自主研发相关专利技术的力度，而暂时选择性“忽略”技术含量相对较低的绿色实用新型研发工作。因此，本文H1a、H1b 得到验证。此外，模型（1）的回归结果也侧面说明试点政策仍处于施行初期，活力并未完全释放。

表4 基准回归

（四）稳健性检验

1.安慰剂检验

为检验上市企业绿色创新水平和质量的提高是否归因于“无废城市”试点政策的施行，本文构建政策颁布的虚拟时间（Time）进行安慰剂检验，以排除其他政策对研究结论的干扰，即假设试点政策颁布的实际发生时间为前一年（设置虚拟的政策实施年份为2018 年），2018 年以前为政策未实施的年份，2018年及以后年份为政策实施后的时间段。如果“无废城市”试点政策的施行的确提升了企业绿色创新水平和质量，那么本研究预期Time×pilotr的估计系数不显著。表5列（1）—（3）为安慰剂检验的计量结果，结果表明，通过构建政策颁布的虚拟时间（改变政策发生时间节点）重新检验，得到Time×pilotr的估计系数均不显著，说明前文结论较为稳健。

表5 基准回归的稳健性检验

2.其他衡量绿色创新的指标

为进一步验证前文结论的稳健性，本文选取研发支出衡量企业研发投入，并以企业研发投入作为企业绿色创新的替代性指标重新进行检验，检验结果见表5 第（4）列。可见，pilotr×postt的系数在10%显著性水平上为正，表明替换企业绿色创新度量指标后结论仍不变，前文结论具有一定的稳健性。

（五）作用机制检验

“无废城市”试点政策作为一项城市层面的外生性环境治理手段，其主要路径之一便是督促各地政府重视环境治理以期传导至微观企业层面的污染治理工作，企业迫于政府压力及长远生存发展考虑，会通过绿色创新手段以求实现绿色转型升级、经济健康发展。因此，为验证政府环境关注度是否为该政策助推绿色创新的传导机制，本文借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）［44］的研究方法，使用中介效应模型，在模型（1）的基础上，建立模型（3）和模型（4）。

其中，ERct为政府环境关注度［45］，即城市c在t年度政府工作报告中筛选涉及环保类的词汇占政府工作报告全部词汇的比例（1）。

中介效应的检验结果见表6 所列。由表6 可知，第（1）列中pilotr×postt的估计系数为0.020 8，且在1%的水平上显著；加入中介变量政府环境关注度（ERct）后，第（2）列和第（3）列中交互项pilotr×postt的估计系数仍分别通过10%、1%的显著性检验，同时，中介变量ERct的系数分别为1.293 0、1.397 7，均在1%的水平上显著为正。由以上检验结果可知，政府环境关注度在“无废城市”试点政策对企业绿色创新的影响结果中起部分中介效应，即该政策可以通过不断强化各地政府对待环境治理的严谨态度及治理手段，进而促进企业绿色创新的提升，H2得到验证。

表6 中介效应检验结果

（六）异质性分析

1.行业异质性

本文借鉴国际前沿研究，在基准模型的基础上加入行业分类（2），构成三重差分模型［46-47］，以考察试点政策的异质性效应。构建模型（5）如下：

其中，pollutionj表示行业的虚拟变量，如果样本企业所处行业为工业行业取值为1，否则取值为0，其余变量设置与模型（1）相同。

试点政策绿色创新效应的行业异质性回归结果见表7所列。在同时控制三种固定效应后，第（1）列和第（2）列三重差分项的系数显著为正，第（3）列pilotr×postt×pollutionj的估计系数为0.149 7，并未通过显著性检验。这表明，“无废城市”试点政策对工业行业内企业绿色发明专利存在显著促进效应，但并未明显促进企业绿色实用新型专利的研发，H3a得到验证，也进一步验证了表4 基准回归的结果。原因可能是，工业行业内固体废物产生量相对较多，此时配合环保执法、考核等手段，“迫使”行业内企业更加专注于将资金投入创新性更高且针对固体废物的发明专利中，从而相应减少对绿色实用新型专利技术研发的资本投入。

表7 行业异质性检验

2.企业所有制异质性

企业所有制属性通常会对企业研发投入和技术创新产生不同影响。因此，本文在基准模型（1）基础上加入SOE 作为企业所有制类型的指标以构建三重差分模型，其中，国有企业取值为1，非国有企业取值为0，进一步考察“无废城市”试点政策对不同类型企业主体是否会产生异质性的绿色创新效应。构建模型如下：

检验结果见表8 所列。同时控制三种固定效应后，第（1）列和第（2）列的三重差分项系数均显著为正，说明该政策对企业绿色创新效应的确存在产权性质层面的异质性，相较于非国有企业，试点政策对国有企业的绿色创新水平和质量促进作用更为显著，H3b 得到验证。一方面，国有企业在地方经济发展中承担重要责任，长期接受上级政府部门监督，试点政策实施后，国有企业倾向接受政府下达的治污任务并以绿色创新手段实现考核要求；另一方面，由于国有企业自身资源丰富，对环保成本压力不敏感，因此较为注重创新技术的研发。此外，第（3）列的检验结果显示，试点政策并未显著提升绿色实用新型专利申请量，其原因可能是，国有企业为发挥模范带头作用，会更加注重自身环境绩效，将更多资金投入固废技术的发明创造活动中，以树立良好企业形象、保持生产经营健康可持续发展。

表8 企业所有制异质性检验

3.地区知识产权保护水平异质性

本文借鉴胡凯等（2012）［48］的研究，以地区技术交易成交额占当地GDP 的比重来测度各地区的知识产权保护水平（ipp），并按照试点政策施行前一年（2018 年）各省份知识产权保护水平的中位数，将样本分为知识产权保护水平较高地区和较低地区，大于中位数则取值为1，否则为0。构建三重差分模型如下：

具体检验结果见表9所列，第（1）列和第（2）列中pilotr×postt×ipp 的估计系数为0.259 8 和0.323 9，分别通过了10%、5%的显著性水平检验，第（3）列中三重差分项系数并未通过显著性检验。说明相对于低知识产权保护力度地区，该政策对知识产权保护力度高的地区内企业绿色创新的促进效应更为显著，且知识产权保护力度越大的地区越注重绿色创新质量，H3c 得到验证。原因可能是，在知识产权保护水平高的环境下，地区内企业对创新性强、质量高的专利研发活动积极性较高且更倾向于申请专利权保护，在专利权得到保护的同时，创新质量高的专利技术更加有助于企业缓解政策施加的考核压力和针对性解决固废问题，从而促进经济长远向好发展。

表9 地区知识产权保护水平的异质性检验

五、结论与政策启示

目前我国正处于经济发展的关键时期，环境治理与经济效益一度被视为相悖的命题，但两者发挥的协同作用是实现我国经济健康持续发展的基石和源泉。本文将2018年12月颁布的“无废城市”试点政策与企业绿色创新活动相联系，采用PSMDID方法对两者之间的关系进行实证检验，得到主要结论如下：“无废城市”试点政策对试点地区内企业的绿色创新水平和质量的提升存在显著促进作用；机制性检验发现，该政策可以通过提高政府环境关注度激励企业绿色创新；进一步异质性检验发现，试点政策对工业行业、国有企业及知识产权保护力度较高地区内企业的绿色创新水平的提升作用较为显著。基于以上研究结论，本文得出如下政策启示：

第一，“无废城市”试点政策能够促进企业绿色创新水平和质量的提升，与通过发展绿色创新推动经济健康可持续发展的目标相符。因此，相关政府部门可以通过建立量化指标体系，系统总结试点经验，形成一批可复制、可推广的“无废城市”建设示范模式，为2022 年正式公布的“十四五”时期继续推进113个地级及以上城市和8个参照推进的地区“无废城市”建设工作提供借鉴及经验，进而推动“无废社会”建设进程。

第二，工业行业的固体废物治理成效是建设“无废城市”的重点，应针对其制定更为明确的环境治理方案。因此，各试点城市应根据自身的产业结构和发展优势制定更加明确的技术指导方案，加强制度、技术、市场、监管等方面的改革创新，积极探索适应各地实际的固废治理模式，最终提升试点政策实施的高效性和长期可持续性。

第三，非国有企业的绿色创新是今后实现“无废城市”的关键一环。经前文检验推断，非国有企业仍存在“钻空子”行为，选择表面治理，私下仍采用高污染、高能耗的生产设备。因此，各地政府可以给予更多关注，通过环境考核等措施严格规范其生产和排污行为，促使其履行应尽的社会责任；同时进行积极引导，带领非国有企业走上主动治污、自主研发的绿色可持续道路。

第四，各地区应加强知识产权保护力度，“无废城市”试点政策下，知识产权保护力度越高的地区绿色创新水平越高。因此，国家应重视知识产权保护，积极制定相关措施，大力提倡产权保护，各地区更应积极响应号召，加大地区内知识产权保护力度以激励地区内企业积极开展绿色创新活动，最终实现绿色技术转型，形成健康可持续发展模式。

注 释：

（1）借鉴董直庆和王辉（2021）［45］的做法，本文环保类词汇主要包括：雾霾、保护环境、资源、循环、全球变暖、酸雨、温室效应、节水、造林、绿化、扬尘、烟尘、尾气、大气、碧水、蓝天、污水、处理率、河长、绿地、美丽、水源、水耗、颗粒、联防、联控、空气质量、环保、污染、能耗、减排、排污、生态、绿色、低碳、空气、二氧化硫、二氧化碳、可持续、清洁能源、化石燃料、煤、石油、天然气、太阳能、核能、回收等。

（2）《“无废城市”建设试点工作方案》明确指出，以煤炭、有色金属、黄金、冶金、化工、非金属矿等行业为重点治理对象，在此基础上，本文查阅《中国环境统计年鉴》中各行业固体废物产生和利用情况，并参照证监会2012 版行业分类，将农、林、牧、渔业；采矿业；制造业；电力、热力、燃气及水生产和供应业四大类型企业视为本文研究中的工业企业。