区域市场分割对企业绿色技术创新的影响研究

江三良 胡凯丽

（安徽大学经济学院，合肥 230601）

引 言

为贯彻落实党的十九大报告精神，国家发改委与科技部发布了《关于构建市场导向的绿色技术创新体系的指导意见》，强调坚持“绿色理念、市场导向、完善机制、开放合作”。绿色技术创新通过技术变革实现清洁生产以降低污染物排放，并以其独特的绿色增长方式将绿色发展与经济效益相结合，已日渐成为中国经济高质量发展的重要驱动因素［1］，而市场体制机制建设完善是实现绿色发展目标的关键一环。

中国的市场一体化水平在不断提高，但面临着一个十分矛盾的局面： 即严重的区域市场分割与国家层面的市场一体化推进并存，这主要是由经济体制转轨所导致的［2］。随着经济的发展以及市场发育程度的提高，区域市场分割的表现形式发生了变化，由刚开始仅仅对原材料等资源的流入流出限制扩展到资本市场和劳动力市场，造成了企业融资渠道的局限，减少了投资者福利，影响企业的发展； 另外也妨碍劳动力的自由转移，抑制劳动边际生产率的增长； 从设置硬性分割壁垒，发展到“软硬兼施”，如技术壁垒或费率控制等［2］。市场分割会扭曲市场运行机制，使其难以发挥对资源配置的决定性作用，对企业绿色技术创新产生不利影响。因此，深入研究中国区域市场分割的真实状况，分析其对企业绿色技术创新的影响效果及作用机理，有利于突破因区域市场分割造成的资源配置低效和绿色转型停滞的桎梏，对社会主义市场经济体制的完善、产业转型升级和生态文明建设都有重大意义。

1 文献梳理

本文从市场分割的影响效果、绿色技术创新的影响因素以及市场分割对绿色技术创新的作用机制3 个方面进行文献梳理。

对市场分割影响效果的研究主要集中在市场化进程［3］、技术创新［4］、环境污染［1］等角度。蔡真和万兆（2023）［3］分析得出区域市场分割阻碍地区制度环境的优化，使得企业在跨地区经营时面临极高的交易成本，不利于市场化程度的提升；卿陶和黄先海（2021）［4］实证研究发现，市场分割程度的提高不利于技术创新的开展，因为其减弱了企业受到的来自国内国际双重市场的激励作用； 吕越和张昊天（2021）［1］分析认为，区域市场分割的消除通过规模、技术和配置效应降低企业的污染排放水平。以上研究表明，市场分割对企业创新和绿色发展有显著抑制作用。

关于“绿色技术创新” 的影响因素研究，主要集中在环境规制［5］、数字经济［6］和绿色金融［7］等方面。李晓红和金正贤（2023）［5］实证研究发现，环境税的征收能够形成企业绿色技术创新的外在压力和内在动力。郭丰等（2023）［6］从数量和质量两个维度构建了企业绿色技术创新能力指标，证实数字化转型助推企业绿色技术创新； 周肖肖等（2023）［7］研究发现，绿色金融能够有效改变企业的生产经营策略，激励企业开展绿色创新活动。

关于区域市场分割对企业绿色技术创新的作用机制，学界可供借鉴的经验研究较少。现有研究仅聚焦于企业创新，并未将绿色技术纳入其中。韩庆潇和杨晨（2018）［8］认为，资本品、消费品及劳动力市场分割均对企业高技术产业创新有显著抑制作用。李增福等（2020）［9］认为，较低强度的市场分割促进了企业技术创新，而超过一定强度的市场分割则会抑制企业创新； 另外，部分学者从环境效益角度出发探究市场分割的影响。宋马林和金培振（2016）［10］分析认为，地方保护会严重损害地区环境福利绩效，因为其扭曲了地区资源配置； 卞元超等（2019）［11］通过研究市场分割与绿色全要素生产率之间的关系，得出市场分割明显加剧环境污染、抑制绿色福利增长的结论。综合以上分析可知，市场化水平和环境效益受到区域市场分割的直接作用，且与企业绿色技术创新高度相关。基于此，本文从不同细分市场分割以及环境政策、数字金融等视角，探究市场分割对企业绿色技术创新的作用机制。

综上所述，现有文献仅对市场分割与企业创新、绿色发展的相关关系进行探讨，缺乏将绿色发展与技术创新相结合的全面考察。本文将市场化水平、市场竞争及环境效益纳入市场分割对绿色技术创新的理论分析之中； 将消费品、劳动力以及资本品市场分割与企业绿色技术创新之间的关系做了进一步考察； 考察了环境规制、创新资源配置、数字普惠金融效应作为市场分割对企业绿色技术创新影响的作用机制； 实证分析了区域市场分割对企业绿色技术创新在地区、行业和企业层面的异质性影响。

2 理论机制与研究假设

2.1 地区性市场分割对企业绿色技术创新的影响

中国实行“让权放利”、行政性分权以后所引起的地区性市场分割是时代的产物，并使得各地区在政策制度、市场化水平等方面都存在一定差异； 此外，国内市场分割的另一成因是地方政府之间存在“官员锦标赛”，在其影响下，地方官员的经济考核压力增大，不得不主动或被动地牺牲部分环境保护和创新培育的公共职能以谋求经济快速发展，加剧了地方以环境破坏、资源滥用为代价发展经济的倾向，不利于企业绿色技术创新的开展［12］。

基于此，本文提出假说1：

假说1： 区域市场分割对企业开展绿色技术创新存在抑制性影响。

2.2 不同细分市场分割对企业绿色技术创新的影响

市场分割可进一步划分为消费品、劳动力及资本品市场分割。（1） 行政手段的不当干预不利于绿色创新产品的跨地区销售，竞争壁垒的存在难以营造优良的市场环境，阻碍了消费品市场绿色技术创新活动的开展； （2） 劳动力市场分割限制了人才资源的高效流动，造成专业人才资源的地区性错配，使得绿色创新水平难以达到高质量层次； （3） 资本品市场分割会限制资本要素在各地区之间的自由流动，使得资金缺乏地区难以发展自己的优势资源，导致绿色创新活动难以为继。

基于此，本文提出假说2：

假说2： 消费品、劳动力和资本品市场分割均显著抑制企业绿色技术创新。

2.3 市场分割影响企业绿色技术创新的机制

（1） 环境规制效应

环境规制是激励企业绿色技术创新的重要外生力量［13］。Bai 等（2018）［14］指出企业税制改革增大了地方财政压力，地方政府通过调整税率来吸引外部投资以提高竞争力，削弱了优化环境规制工具的能力，放松了对环境监管和环境治理的管制。市场分割所引致的环境分权赋予地方政府独立制定环境规制政策的权力，使其权衡经济发展和污染治理的政策空间，增强其利用职权的便利与企业合谋的可能性［15］。地区环境政策的差异扭曲了企业绿色技术创新的外在激励，因此市场分割所引发的“环境壁垒” 在“官员锦标赛” 的加持下，通过制约环境规制进一步使得企业开展绿色技术创新活动的积极性和能动性难以得到有效发挥。

（2） 创新资源配置效应

创新是推动发展的重要动力，提高资源配置效率是促进生产要素有效流动、经济绿色发展的重要渠道。市场分割是政府基于“占有策略” 的行政干预，阻碍了市场化进程，使得市场对资源配置的决定性作用难以得到有效发挥，从而抑制创新资源优化配置［16］。创新资源配置效率的高低取决于市场整合状态的优劣，不可避免的受到市场分割的影响。以市场分割为主要形式的地方保护最终也往往导致实际创新产出的增长预期低于可持续增长水平，因为这是以削弱创新主体开展创新活动的内部激励和外部刺激所引致的创新效率为代价的［17］。对省外高效率企业进入的限制，为本地企业营造了一个“温室性的” 环境，导致创新资源的错配，形成一定的竞争壁垒，使得竞争机制在创新层面失效； 另外，对资本、人才、能源等生产要素自由流动的干预，阻碍了创新资源向根本性技术创新项目的集聚，不利于创新资源配置效率的提高。

（3） 数字普惠金融效应

数字普惠金融立足于数字基础设施和大数据技术，在推动传统金融服务现代化、促进绿色金融基础设施全面转型等方面发挥着重要作用。数字普惠金融效应的发挥依赖于“数字” 和“金融”两个维度。市场分割的存在使得不同地区数字资源分布不均，造成“数字普及程度” 和“数字能力发展” 差异扩大，导致“数字鸿沟” 难以消除［18］；也会使得市场基础设施“硬联通” 和信息、标准等“软衔接” 不够，影响市场流通效率。此外，市场分割会在一定程度上约束市场化水平，不利于数字普惠金融利用效率的提升［19］： 市场分割所形成的进出壁垒会导致金融要素难以自由流动，不利于数字普惠金融服务于企业绿色发展需求； 地方政府实施“不对称市场化” 且偏好于将金融资源过多的投向国有部门，导致国企与民企间存在融资错配，阻碍公平良性竞争，不利于数字普惠金融优势发挥［20］。基于此，本文提出假说3：

假说3： 地区市场分割通过环境规制、创新资源配置和数字普惠金融效应3 条路径抑制企业绿色技术创新。相应的影响机理见图1。

图1 市场分割抑制企业绿色技术创新的作用机制

3 计量模型及变量数据说明

3.1 基准回归模型

本文构建如下的计量模型，实证考察市场分割对企业绿色技术创新的影响：

其中，TGreenijkt表示t年k省（区、市）j行业i企业的绿色技术创新水平，Msegkt表示t年k省（区、市）的市场分割程度，Controls是一系列控制变量，δtk和ηjt分别为年份和省（区、市）、年份和行业交乘项的固定效应，μijkt为随机误差项。

控制变量选取的是企业和省（区、市）层面的影响因素。企业层面控制变量包括： （1） 资产负债率（Levijkt），用企业负债总额与资产总额的比值表示； （2） 企业年龄（lnageijkt），用观察期所在年份与企业上市年份之差加1 的自然对数表示； （3）TobinQ 值（lnTobinQijkt），用企业的市场价值与重置成本之比加1 取自然对数表示； （4） 资本密集度（lnCapitalijkt），用总资产与营业收入比值的自然对数表示； （5） 第一大股东持股比率（TOP1ijkt），为第一大股东持股份额占总股本的比例。省（区、市）层面控制变量包括： （1） 经济发展水平（lnpergdpkt）： 用人均GDP 的自然对数表示； （2） 产业结构（Iskt）： 用第三产业与第二产业增加值的比值表示； （3） 外商直接投资（Fdikt）： 用外商直接投资额与GDP 的比值表示。

3.2 变量构造

核心解释变量为市场分割指数，参照陆铭和陈钊［21］的做法，选取中国31 省（区、市）（考虑到数据的可获得性，不包含港、澳、台地区）15大类的商品零售价格指数进行计算①。为了缓解距离带来的自然分割问题，本文在计算该指标时仅考察相邻省（区、市）。此外，本文分别选取了相应的平均工资和固定资产投资价格指数指标来计算劳动力市场（Lmsegkt）与资本品市场分割指数（Cmsegkt）考察细分市场分割对企业绿色技术创新的影响。参考韩庆潇和杨晨（2018）［8］的做法，本文将3 种指标均乘以1000。

被解释变量为企业绿色技术创新水平： 用企业的绿色发明专利与绿色实用新型专利申请数量之和加1 后取自然对数表示。本文还将绿色专利申请量与当年专利申请量的比值（TGreenrijkt）、绿色实用新型专利申请量与当年专利申请量的比值（TGreenruijkt）作为代理变量进行稳健性检验。

机制变量为： 环境规制、创新资源配置和数字普惠金融。环境规制强度指标（Erkt）的构建借鉴陈诗一和陈登科（2018）［22］的研究，用政府年度工作报告中与环境规制②相关的词频数量占全文词频总数量的比值衡量。创新资源配置效率指标（Aeirkt）借鉴李政和杨思莹（2018）［23］的做法，采用非国有固定资产投资占地区社会固定资产投资总额的比重表示，由于统计口径发生变化，2018～2022 年使用非国有控股占地区社会固定资产投资总额表示。数字普惠金融指数（lnIndkt）来源于北京大学数字金融研究中心，该指标由郭峰等（2020）［24］测定。

3.3 数据说明

本文的研究样本为2004～2022 年制造业A 股上市公司。省（区、市）层面数据来自各级统计年鉴； 企业层面数据来自CSMAR 数据库、中国研究数据服务平台（CNRDS）数据库及中国国家知识产权局。由于数据不可得性，资本品市场分割指数仅计算到2019 年，且不包括西藏地区； 环境规制强度指标区间为2007 ～2022 年； 数字普惠金融指数指标区间为2011～2022 年。对于省级与企业层面指标，按照企业所属省（区、市）与年份进行匹配。此外，本文剔除了样本期内处于ST、∗ST状态的企业，对数据进行了前后1%水平上的缩尾处理。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量的描述性统计

4 计量结果分析

4.1 基准回归模型分析

本文使用固定效应模型，基于式（1） 进行回归，结果见表2： 消费品市场分割显著抑制企业绿色技术创新，消费品市场分割指数每提高1 个单位，企业绿色技术创新水平平均将降低23.8%。至此，假说1 初步得到验证。

表2 基准回归结果

4.2 内生性问题的处理

（1） 连续样本回归

本文在基准回归中采用非平衡面板，但未在样本期内连续存续的企业没有受到可能存在的政策、重大事件的外部冲击，令估计有偏。基于此，本文选取连续存续的企业样本进行回归，结果见表3 列（1）： 抑制作用依然显著。

表3 内生性问题的处理

（2） 核心解释变量的滞后处理

由于独特的自然、人文及政策环境，政府竞争引致的常态化区域市场分割难以消除，因而对企业绿色技术创新的抑制作用存在持续性。基于此，本文采用消费品市场分割指数的1 ～4 阶滞后项进行回归，结果见表3 列（2）～（5）： 自变量的系数均显著为负，支持了本文的假设。

（3） 工具变量法

绿色技术创新水平较高的企业往往布局在市场分割水平较低的地区以降低交易成本，两者之间可能存在双向因果关系。基于此，本文以各省（区、市）平均海拔高度的自然对数（lnaltitudek）为市场分割的工具变量进行2SLS 回归。海拔高度通过增加交通和贸易成本影响地区市场分割程度，满足相关性要求； 海拔高度作为地理环境指标，并不能直接影响企业绿色技术创新，满足外生性要求。结果见表4 列（1）： 抑制作用仍然显著。

表4 工具变量法和Heckman 两阶段法

（4） Heckman 两阶段法

制造业A 股上市公司在规模、资金、技术等方面的实力远比一般工业企业强大，难以代表全体制造业企业。基于此，本文采用Heckman 两阶段模型缓解可能存在的样本选择偏误问题，结果见表4 列（2）： 逆米尔斯比率和核心解释变量的系数均显著，结论依然稳健。

4.3 稳健性检验

（1） 替换被解释变量衡量指标

本文仅采用绿色专利申请总量无法排除样本企业规模、资金等的差异影响； 绿色发明专利的研发投入和技术含量较低，无法较好地衡量企业绿色技术创新的真正实力。基于此，本文替换被解释变量衡量指标缓解可能存在的测量误差问题，结果见表5 列（1）、（2），抑制作用依然显著。

表5 替换被解释变量、缩短样本时间和缩小样本范围的稳健性检验

（2） 缩短样本时间

2008 年中国倡导“绿色奥运” 的发展理念，强调保护环境、维持生态平衡的可持续发展观，企业进行绿色技术创新活动的密度和频率更高。基于此，本文将样本区间缩短为2008 ～2022 年进行回归，结果见表5 列（3）： 抑制作用仍然显著。

（3） 缩小样本范围

西藏自治区和海南省数据的缺失值和异常值较多，直辖市具有独特的政治经济地位，这些都会影响市场分割指标的构建。基于此，本文分别剔除位于西藏和海南省以及位于直辖市的样本后重新进行回归，结果见表5 列（4）、（5）： 抑制作用仍然显著。

（4） 更换模型

本文选取的绿色技术创新指标存在较多0 值，在进行OLS 回归时，由不同原因导致的0 值取值均被视为同质。考虑到被解释变量以0 为下限，本文首先采用Truncated 模型和Tobit 模型进行回归，结果见表6 列（1）、（2）： 企业绿色技术创新指标更适用于Tobit 模型，结论依然稳健。考虑到被解释变量中0 值的占比较高，本文按照是否大于行业中位数构造哑变量，基于Logit 模型进行回归，结果见表6 列（3）： 结论依然稳健。考虑到专利申请量（YTGreenijkt）存在过度离散现象，本文基于标准负二项式和固定效应负二项式模型重新回归，结果见表6 列（4）、（5）： 结论依然稳健。至此，假说1 进一步得到验证。

表6 Truncated 模型、Tobit 模型、Logit 模型、标准和固定效应负二项回归模型的稳健性检验

4.4 细分市场分割

由于行政手段干预和细分行业市场分割异质性特征的存在，劳动力和资本品市场也是市场分割的“重灾区”。基于此，本文将核心解释变量替换为劳动力和资本品市场分割指数重新进行回归，结果见表7： 劳动力和资本品市场分割的抑制作用依然显著。假说2 得到验证。

表7 细分市场分割的回归结果

4.5 影响机制分析

在理论分析的基础上，本文进一步从实证角度进行机制分析。参考江艇（2022）［25］的研究，本文首先验证核心解释变量对机制变量的影响，然后在理论逻辑上充分论证机制变量对被解释变量的影响。此外，本文也将实证检验机制变量对被解释变量的影响，作为理论分析的支撑和补充。

（1） 环境规制效应

环境规制效应的检验结果见表8 列（1）、（4）：区域市场分割通过削弱环境规制力度抑制企业绿色技术创新。环境规制政策对企业在能源消耗、污染排放等方面作出了直接限制，倒逼企业进行资源节约、技术研发和污染治理。“波特假说” 认为，适度的环境规制有利于提高企业竞争力、激励企业技术创新［26］。原毅军和陈喆（2019）［27］分析指出，随着环境规制手段的丰富和力度的增强，其带来的“创新补偿” 效应将在企业内部形成技术创新的动力，间接抵消污染治理成本。可见，环境规制对企业绿色技术创新效率具有稳定的促进作用。同时，也有许多学者如Johnstone 等（2010）［28］、Yang 等（2012）［29］研究发现，环境规制通过优化市场结构、市场行为及环境监管等方式鼓励企业开发更多节能环保产品，增强绿色技术创新实力，以获取竞争优势，为本文的理论机制假设提供了经验支撑。

表8 影响机制分析

（2） 创新资源配置效应

创新资源配置效应的机制检验结果见表8 列（2）、（5）、（6）。由于指标统计口径在2018 年发生了变化，本文将样本期缩短为2004 ～2017 年后重新回归，结果显示，区域市场分割通过降低创新资源配置效率抑制企业绿色技术创新。创新资源配置效应是指产业和企业间及内部协同创新以提升资源投入产出比，实现区域创新要素资源的高效配置，从而提升企业的绿色创新绩效。创新资源配置效率的提高通过协调资源占有量以补偿绿色创新企业投入成本，降低其绿色创新难度［30］。彭影和李士梅（2023）［31］研究发现，创新资源尤其是人才、技术等创新要素的高效配置，有利于知识、信息等扩散融合，助推绿色创新发展。此外，还有学者如凌士显和姬梦佳（2023）［32］的研究表明，资源配置效应促进要素自由流动以打破要素边界、优化绿色需求配置、提升企业绿色技术效率，为本文的理论机制提供了经验支撑。

（3） 数字普惠金融效应

数字普惠金融效应的机制检验结果见表8 列（3）、（7）： 区域市场分割通过阻碍数字普惠金融作用的发挥抑制企业绿色技术创新。数字普惠金融利用大数据技术将企业金融历史和信贷记录等海量因素纳入金融市场，也将一些传统无法量化的声誉、影响力、库存等因素进行资本量化操作［33］，为金融职能的稳定发挥奠定了基础。而资金支持是企业进行绿色技术创新必不可少的核心要素，数字普惠金融通过降低融资约束和增加研发投入规模来加速企业绿色创新进程，显著增加企业绿色创新数量和提升企业绿色创新质量［34］。再者，数字普惠金融具有覆盖范围广、信贷门槛低等优势，可通过提高城市财富水平间接营造绿色创新氛围，改善市场预期和完善市场机制，激发企业进行绿色技术创新的动力［35］。此外，还有大量学者如兰梓睿和张书华（2023）［36］的研究也发现数字普惠金融能够显著提升企业绿色技术创新水平，为本文的理论机制提供了经验支撑。至此，假说3 得到验证。

4.6 异质性分析

（1） 地区、行业特征

本文分别按照地理位置、市场化水平和行业集中度③进行分样本回归，探究抑制作用受到企业所在地区、行业特征的影响。结果见表9。市场分割对东、西部地区企业绿色技术创新的抑制作用更显著，东部地区经济发展差距大，更易形成“数字鸿沟”，资源流动更充分，创新资源配置为企业绿色技术创新带来的便利更容易受到掣肘； 西部地区的地理阻隔和文化隔阂使得天然形成的市场分割水平较强，抑制作用也更显著。市场分割对市场化水平较低地区企业绿色技术创新的抑制作用更显著，表明市场化水平的提高对打破区域市场分割有重要意义。市场分割对集中度较低行业绿色技术创新的抑制作用更显著，表明适当的市场竞争有利于集中行业整体绿色技术创新实力，挣脱区域市场分割的桎梏，而过度的市场竞争削弱了单个企业开展绿色技术创新的活力，使其深陷市场分割的“泥潭”。

表9 地区及行业层面异质性分析

（2） 企业特征

本文分别从股权性质、融资约束水平和数字化转型程度等角度进行调节效应分析，探究抑制作用受到企业自身特征的影响。模型设定如下：

其中，Mijkt为调节变量④，Interijkt为市场分割指数与调节变量的交互项，其余变量含义均与基准回归相同，结果见表10。市场分割对国有企业绿色技术创新的抑制作用更显著，环境规制作为一种具有强制力的政策手段，扼住了国有企业创新资源配置的资金、人才等“命门”，对国有企业的约束力和激励作用更强。市场分割对外源性融资约束水平较低企业绿色技术创新的抑制作用更强，这可能是由于市场分割通过限制资金流动阻碍了企业开展绿色技术创新的“外源性资金” 来源。市场分割对数字化转型程度较低企业绿色技术创新的抑制作用更强，表明数字化转型能够助力企业突破要素流动的壁垒，畅通绿色技术创新资源共享的渠道。

表10 企业层面异质性分析

5 结论与政策建议

为了促进企业绿色技术创新并为其营造良好的生存环境，本文分别从理论和实证角度深入研究市场分割对企业绿色技术创新的影响，得出以下结论： （1） 市场分割显著抑制企业绿色技术创新，且抑制过程具有持续性； （2） 劳动力和消费品市场分割对企业绿色技术创新的抑制作用同样显著； （3） 市场分割通过环境规制、创新资源配置和数字普惠金融效应抑制企业绿色技术创新；（4） 位于东西部地区、低市场化水平地区、低集中度行业的企业，处于低融资约束水平和低数字化转型程度的企业以及国企的绿色技术创新受到的抑制作用更显著。

本文的研究结论为有效推动绿色技术创新发展提供政策启示： （1） 化解地方政府竞争和“官员锦标赛” 引发的“保护主义”，对政府的目标和行为方式进行调整完善，使得统一市场形成与更好发挥政府作用并行； （2） 加快推进改革不利于公平竞争和绿色发展的产业与环境政策，将绿色进程归纳到地方政府政绩考核当中； 加强市场在资源配置中的决定性作用，使得企业开展绿色技术创新活动不仅有能力更有动机； 充分发挥数字化交易平台的作用，使数字普惠金融更好地为企业提供高效金融服务，缓解融资约束，为企业更好地进行绿色技术创新奠定基础； （3） 不同细分市场分割对于企业绿色技术创新的影响各具特色，要具体问题具体分析； （4） 中国各地区、各行业及企业间发展差异较大，地方政府更应该把握好政策实施力度和特异性，制定适宜当地长期发展的环境治理方案并加强省际合作。

注释：

①本文选择15 类商品： 食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器、文化办公用品、日用品、体育娱乐用品、交通通信用品、化妆品、金银珠宝首饰、中西药品、书报杂志、燃料和建筑材料及五金电料。

②与环境相关词汇： 环境保护、环保、污染、能耗、减排、排污、生态、绿色、低碳、空气、化学需氧量、二氧化硫、二氧化碳、PM10、PM2.5。

③囿于篇幅，划分方法留存备索。

④囿于篇幅，构造方法留存备索。