雙重環境規制、政府補助對企業創新產出的影響及調節

蘇昕　周升師

摘要 環境污染已成為當前制約中國經濟社會持續發展的關鍵問題，由于其公共品特性，難以通過市場手段有效解決，而環境規制雖能彌補市場失靈問題，卻會對企業短期績效產生負效應，影響經濟持續增長。理論與實踐表明，創新特別是技術創新是企業能否兼顧環境保護與自身發展的關鍵，然而內部資金有限性與外部融資約束，掣肘企業技術持續創新，政府補助成為企業破除創新資源相對不足的重要途徑。文章在構建雙重環境規制、政府補助與企業創新產出三者間關系模型基礎上，以2009—2015年中國工業企業數據為樣本，計量檢驗了雙重環境規制對企業創新產出的影響以及政府補助的調節效應，并對該效應的傳導機制做了進一步探討。研究結果顯示：一是正式環境規制與企業創新產出之間存在“U型”關系，其強度仍未能刺激企業創新。二是非正式環境規制與企業創新產出之間存在“倒U型”關系，其強度已達阻礙企業創新的程度。三是政府補助強化了正式環境規制對企業創新產出的促進作用，但對非正式環境規制與企業創新產出間的非線性關系卻表現出負向調節效應。四是政府補助的調節效應通過影響企業研發投入產生作用。因此，制定與完善環境規制政策、維持適度非正式環境規制強度以及優化政府補助政策，對于提高企業創新產出，實現環境保護與經濟社會的協調發展具有重要意義。

關鍵詞 正式環境規制;非正式環境規制;雙重環境規制;政府補助;企業創新產出

中圖分類號 F273.1

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2019）03-0031-09DOI：10.12062/cpre.20181004

改革開放以來，中國經濟發展取得了巨大成就，并保持了30多年的高速增長，創造了人類工業化史上的奇跡。然而，經濟增長速度與資源環境承載力不平衡等問題突出[1]。據美國耶魯大學環境法律與政策中心等機構聯合發布的《2018年環境績效指數報告》顯示，在新興經濟體中，中國排第120位，經濟快速增長給環境帶來了巨大影響，環境污染問題已成為影響中國經濟社會持續發展的關鍵問題。由于該問題具有公共品特性，存在負外部性，僅憑市場化手段難以解決。環境規制作為降低企業排污行為的關鍵機制[2]，成為彌補環境問題市場失靈的重要措施[3]。另一方面，中國國民經濟和社會發展“十三五”規劃又要求，2016—2020年國內生產總值保持年均6.5%的中高速增長的目標，而環境規制卻因限制污染排放對企業短期績效產生負面影響，影響社會經濟發展。技術創新作為經濟發展的內生變量，能夠促進企業生產要素優化組合、推動中國經濟由高速增長轉向高質量發展，成為協調生態環境保護與經濟發展的重要因素[4-5]。

當前有關環境規制與企業創新關系的研究主要包括三種觀點：一是“創新促進說”，從動態角度出發，認為環境規制能夠刺激企業創新，并通過“創新補償”效應部分乃至全部補償企業“遵循成本”，提高企業創新產出[6-9]。二是“創新抑制說”，從靜態視角出發，認為環境規制通過增加企業生產經營成本，形成對企業創新資源的“擠出效應”，降低企業創新產出[10-13]。三是“關系不確定性說”，認為環境規制對企業創新的影響是非線性的，而非直接提高或降低創新產出[14-17]。上述結論不一的原因，可能是環境規制考量標準的差異性，環境規制不僅包括以政府為主導的正式環境規制，還涵蓋公眾、媒體、環保組織為主要力量的非正式環境規制，即雙重環境規制[18]，兩者在屬性、作用方式及作用幅度等方面均存在差異，因此對企業創新行為亦產生不同影響。另一方面，戰略管理理論認為，企業技術創新關鍵在于充足的財務資源，而企業創新周期長且風險高，企業與投資主體間又存在信息不對稱及道德風險，導致企業融資成本過高，形成外部融資約束，阻礙了企業創新[19]。另外，創新行為易產生知識溢出，存在正外部性，致使企業高研發投入卻要共享創新收益，進一步降低企業創新積極性。面對外部融資約束與創新行為的正外部性，政府補助不僅能夠提高企業外部融資能力，也可以彌補由正外部性造成的間接“收益損失”，成為影響企業創新的重要因素[20]。可見，在環境規制日趨嚴格背景下，政府補助成為影響企業創新產出的又一關鍵情景變量，從而可能引致環境規制對企業創新作用關系的差異。綜上，本文將在以下方面進一步探討：一是將環境規制分為正式環境規制與非正式環境規制，構建雙重環境規制與企業創新產出間的關系模型;二是引入政府補助這一關鍵情景變量，探究雙重環境規制、政府補助與企業創新產出三者間的關系，明晰政府補助的權變作用，并討論政府補助的作用機理。在此基礎上，以2009—2015年中國工業企業數據為樣本進行計量檢驗，以期為不同環境規制作用的有效發揮、政府補助政策的進一步完善，進而實現環境保護與經濟發展“雙贏”提供理論借鑒。

1 理論分析與研究假設

1.1 正式環境規制對企業創新產出影響分析

正式環境規制是指政策部門以保護、改善環境為目的，并通過公權力來保障實施而制定的有關法律或規范，包括污染物排放標準制定、環保稽查、污染稅征收等[21]。通常具有全局性、可持續性以及強制性等特征。其對企業污染行為具有強約束力，但又要兼顧環境保護、經濟發展以及社會穩定等。其對企業創新產出的作用表現為正、負兩方面[22]。前者基于“波特假說”理論，認為通過制定科學合理的環境規制政策，刺激企業優化資源配置效率，實現技術創新，形成企業競爭優勢，即環境規制的“創新補償”效應;后者則基于新古典經濟理論，認為政府環境規制必然增加企業治污成本，并對企業創新投入產生擠出效應，迫使原生產工藝調整，影響企業生產率，即環境規制的“遵循成本”效應。同時，兩種效應存在非同步性[22]。

具體而言，政府制定環境規制政策初期，由于受地區經濟發展狀況、政策完善程度等因素影響，規制強度相對較弱，對企業造成的成本低于技術創新投入。企業基于成本-收益原則，選擇繳納排污費或末端處理，企業創新動力不足[23]。此時正式環境規制非但未激發企業創新，卻增加了企業社會成本，而擠占已有技術的創新資金，不利于企業創新。另一方面，技術創新周期較長，具有不確定性與滯后性特征，決定了環境規制的“創新補償”效應滯后于“遵循成本”效應，即環境規制引致的“遵循成本”效應大于“創新補償”效應。隨著環境規制政策的日趨完善，環境規制強度加大，企業面臨的治污成本逼近或超過技術研發投入，且創新變得有利可圖，引導企業自主開發或引入新技術，以保證自身持續發展[24]。與此同時，經過前期累積與積極創新行為，“創新補償”效應也逐漸顯現，接近或超過環境規制造成的“遵循成本”，表現為企業創新成果與創新效益的增加[25]。

綜上所述，環境規制對企業創新的影響是通過正負兩方面綜合作用的結果，表現為環境規制初期負面影響占主導的抑制作用以及后期正面影響占主導的促進作用，導致企業的創新產出先下降后上升。基于此，提出以下假設：

假設1：政府正式環境規制與企業創新產出之間存在“U型”關系。

1.2 非正式環境規制對企業創新產出影響分析

非正式環境規制概念最早由Pargal and Wheeler[26]提出，其是指公眾、媒體以及社會團體等與污染企業進行談判或協商，實現污染減排，達到保護環境的目的，包括居民的申訴與控告、民眾與污染企業的抗爭、社會輿論壓力、聯合抵制污染企業產品等。其對正式環境規制作用范圍內外的不規范行為均有一定約束力，是政府環境政策約束外對企業經營行為的重要監督力量[21]，是對正式環境規制的有效補充。一般情況下，非正式環境規制對環境污染治理的影響相對較小[27]，但在有些領域其對環境的積極貢獻更為顯著[28]。

由于正式環境規制有時無法達到公眾對環境質量的訴求，公眾會自發地與污染企業進行談判甚至抗爭，同時，與正式環境規制可以通過繳納罰款、購買特許權等方式來達到政府要求不同，民眾往往要求企業治理環境的措施應“立竿見影”，迫使污染企業不僅要末端治理，更要綠色技術創新，以降低企業污染[29]。具體通過兩種途徑實現：①直接作用，通過協商談判、媒體曝光或聯合抵制等措施，促使企業對原有技術進行創新改造，提高原材料利用效率，降低污染排放。②間接作用，向有關環保部門舉報，借助法律政策迫使企業技術革新，實現環境保護。但與正式環境規制的全局性、可持續性不同，非正式環境規制往往基于個人或團體利益，聚焦于單一環境問題，缺乏對社會整體效益的考慮。很多情況下，企業行為已經符合國家法律有關要求，卻未必滿足公眾的訴求。此時，公眾可能會對污染企業進一步施壓，導致企業成本急劇上升，并陷入經營困境，對于一些規模小、創新能力不足的企業甚至會導致破產倒閉。另外，媒體對企業污染事件的過度曝光，嚴重損壞污染企業的社會信譽與形象，造成合作伙伴等大量關系資源流失，影響企業創新發展。

可見，適度的非正式環境規制能夠促進企業創新，但當這種行為過于感性且超出了污染企業承受能力時，不僅會阻礙企業創新，甚至會危及企業生存發展。基于此，提出以下假設：

假設2：非正式環境規制與企業創新產出之間存在“倒U型”關系。

1.3 政府補助的調節效應分析

隨著環境規制水平的日趨提高，創新特別是技術創新成為企業適應制度約束，保持自身與環境協調發展的主要途徑。因此，企業能否得到充足的研發資金顯得尤為重要。然而，一方面，根據產業組織理論，企業創新具有周期長，不確定性、轉化成本高等特點，而研發企業通常又會對研發項目信息披露持謹慎態度，造成企業與投資者之間信息不對稱與道德風險，提高了企業融資成本，產生融資約束[19]。另一方面，企業創新行為會帶來知識溢出，產生正外部性，造成競爭者“搭便車”，使企業高額研發投入卻無法盡享收益，降低了企業研發積極性。由此，政府補助就成為企業創新活動的重要支持[20]。

首先，政府補助能夠破解企業創新資金不足的困境[30]。①政府補助有助于緩解企業由于末端污染治理造成的創新資源不足。其通過緩解末端治理與企業創新間的資源競爭，既保證了末端污染治理，亦能維持持續創新[31]。②政府補助可以補充企業創新資源[32]，克服內部資源有限性約束，并降低企業創新邊際成本與不確定性，分散企業研發風險，激發企業創新行為，促進企業創新產出。其次，政府補助具有信號傳遞效應[33]，提高了企業外部融資能力[34]。根據信號理論，政府對某一產業的補助行為，透露出支持、鼓勵該產業發展的信號，而獲得政府補助的企業，更是被認為貼上了被政府認可的標簽，可以對企業的內源融資、債權融資、股權融資產生擠入效應[35]，并能降低融資成本，最終實現創新產出增加[36]。最后，政府補助可以補償企業研發行為中知識溢出造成的間接收益損失，進一步提高企業創新積極性[30]。

綜上，政府補助在環境規制影響企業創新產出過程中表現出積極效應。一方面，政府補助通過直接支持，特別是資金支持，提高研發投入的可能性，進而促進企業不斷創新[37-38];另一方面，政府補助的間接作用，如信號傳遞效應，也有利于企業獲取外部融資，使企業更好地兼顧環境保護與自身發展。基于上述分析，提出以下假設：

假設3：政府補助對雙重環境規制與企業創新產出之間的關系存在正向調節效應。

2 模型設定、變量與數據

2.1 研究模型設定

根據相關理論初步分析了雙重環境規制與企業創新產出作用關系以及政府補助對兩者關系的影響（見圖1）。

參照溫忠麟等[39]的研究方法，構建出數據模型，以檢驗雙重環境規制、政府補助對企業創新產出的影響。計量模型如下：

其中，Xirt為控制變量集合。i、r、t分別代表企業、地區和時間（年）。IPirt為被解釋變量，表示企業創新產出;ERrt-1為解釋變量，表示正式環境規制;subsidyirt為調節變量，表示政府補助;控制變量包括：企業規模（sizeirt）、商業連帶（commercialirt）、外商投資（foreignirt）、經濟發展水平（economics）以及企業資本勞動比率（capital）;εirt為隨機擾動項。非正式環境規制（IERrt-1）、政府補助與企業創新產出間也存在類似檢驗過程，在此不再贅述。

2.2 變量說明

（1）被解釋變量：企業創新產出。選取企業發明專利授權量并對數化處理后作為衡量企業創新產出的替代變量，即企業發明專利授權數越多，企業創新產出越高。

（2）〖JP+2〗解釋變量：①正式環境規制。借鑒Levinson[40]的測量方法來計算環境規制指數，以此來度量各省份歷年的正式環境規制強度。②非正式環境規制。參照Pargal、Wheeler[26]的測量方法，即利用主成分分析法將人均收入、受教育程度、人口密度和年齡結構四項指標，合并成一個指標，以此來反映不同地區非正式環境規制的強度。

（3）調節變量和控制變量：①政府補助。該指標的測量以企業當期獲得的政府補助金額，包括科研經費補助、研發補助、節能補貼、技術改造貼息等與企業創新的相關項目，并對數化處理后來表示。②企業規模。選取企業員工總數作為企業規模的衡量指標。同時考慮到企業規模與企業創新產出可能存在非線性關系，還引入了企業規模的平方項。③商業連帶。根據企業董事長（總經理）在其他企業的兼職數目來測量商業連帶變量，具體沒有兼職的取0，有一個兼職崗位的取1，有兩個兼職崗位的取2，有三個兼職崗位的取3，四個及以上的取4。④外商投資。選取當年該地區的外商投資額占GDP的比重來衡量。⑤經濟發展水平。用人均GDP來衡量。⑥企業資本勞動比率。用企業固定資產凈值年平均余額與企業從業人數的比值的對數來衡量。

2.3 數據來源

考慮到2008年的全球金融危機可能會引起企業經營行為的較大改變，為了保證數據的平穩性同時結合數據的可得性等，選擇2009—2015年為樣本期間的中國30個地區（除西藏和臺灣）的面板數據以及中國工業企業數據。并對數據做如下處理：①剔除該期間經營狀況異常的企業;②為消除極端值對分析結果的影響，對所有連續變量進行了縮尾處理;③為保證樣本數量，對部分存在少量缺失值的樣本，采用均值插補法進行了補充完善。文中所使用的數據主要來自《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、CSMAR數據庫、中國經濟社會發展統計數據庫，并通過上市公司年報、巨潮資訊網、中證網等進行了必要補充。經過整理完善，最終得到一個含有902家樣本企業，4 482條樣本數據的非平衡面板。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計分析

表1是主要變量描述性分析。表明企業創新產出變化范圍為0到8.447，平均值為1.678，中位數為1.609，標準差為1.346，說明不同企業的創新產出存在一定的差異。同時還可以得到環境規制與政府補助的基本狀況。正式環境規制的平均值0.566，標準差為0.475;非正式環境規制的平均值2.651，標準差為0.752，說明兩種環境規制測量指標數據的波動狀況存在一定差異。其中，非正式環境規制的波動更大。政府補助變化范圍為8.294到22.790，平均值為16.250，標準差為1.492，表明企業獲得政府補助表現出差異性。

3.2 假設檢驗

考慮到研究對象個體效應的存在及在處理面板數據時不同估計方法的效率差異，本文采用面板固定效應模型對參數進行估計，并匯報了隨機效應模型的估計結果，以作比較。同時，為避免可能存在的異方差問題，在進行參數估計時選擇異方差穩健標準誤。另外，考慮到環境規制對企業創新產出的作用可能存在滯后性，選擇環境規制測量指標的滯后一期，這樣在一定程度上克服模型中可能存在的內生性問題。

3.2.1 正式環境規制與政府補助對企業創新產出作用檢驗

表2中模型1結果顯示，企業創新產出對正式環境規制的回歸系數為β1=-0.361（p<0.01），顯著為負，而企業創新產出對正式環境規制平方項的回歸系數為β2=0.045（p<0.01），顯著為正，表明正式環境規制與企業創新產出之間具有“U型”關系。因此，假設1得到驗證。對模型1進一步分析可得，U型曲線的拐點為ER=4.011，而樣本企業面臨的環境規制的均值為0.566，小于U型曲線的拐點，說明現階段中國環境規制對企業創新產出的影響還位于U型曲線的左側下降階段，即擠占企業創新資源的階段。

模型2和模型3結果顯示，正式環境規制與政府補助交互項的系數為β3=-0.039（p>0.1），而正式環境規制平方與政府補助交互項的系數為β3=0.172（p<0.01），表明政府補助在正式環境規制與企業創新產出間非線性關系的調節作用存在差異，即極值前調節效應不顯著，而極值后存在正向調節作用。

3.2.2 非正式環境規制與政府補助對企業創新產出作用檢驗

表3中模型1結果顯示，企業創新產出對非正式環境規制的回歸系數為β1=0.315（p<0.05），而企業創新產出對非正式環境規制平方項的回歸系數為β2=-0.078（p<0.01），二次項的系數顯著為負，表明非正式環境規制與企業創新產出之間具有“倒U型”關系。綜上，假設2得到驗證。對模型1進一步分析可得，倒U型曲線的拐點為IER=2.019，而樣本企業面臨的環境規制的平均水平為2.651，大于曲線的拐點，說明現階段中國非正式環境規制強度對企業創新產出的影響已位于倒U型曲線的下降階段。

模型2和模型3結果顯示，非正式環境規制與政府補助交互項的系數為β3=-0.033（p<0.1），而非正式環境規制平方與政府補助交互項的系數為β3=-0.029（p<0.01），表明政府補助在非正式環境規制與企業創新產出之間起到了負向調節作用。據此，并結合表2的分析結果，假設3僅得到部分驗證。

3.3 穩健性檢驗

本文構建了雙重環境規制、政府補助與企業創新產出的關系模型，并以中國工業企業為樣本進行了計量檢驗。為確保結果的穩健性與可靠性，本文通過以下方面進行了穩健性檢驗：一是替換控制變量，即把控制變量中反應宏觀影響因素的變量替換為中觀或微觀變量進行回歸;二是在個體固定效應模型的基礎上，引入時間固定效應并以發明、實用新型和外觀設計三者之和作為被解釋變量對模型進行重新估計。通過分析發現，上述兩種方法的分析結果與前文的分析結果基本一致，從而進一步證實了研究結論的穩健性。限于篇幅，文中未匯報穩健性檢驗結果。

3.4 政府補助調節效應的傳導路徑分析

研究結果表明，政府補助顯著調節了雙重環境規制與企業創新產出的關系，那么，政府補助的調節效應的傳導途徑是什么呢？理論分析發現，政府補助對企業創新產出的作用，雖然表現為直接和間接兩方面，但間接效應亦是通過影響企業研發資金獲取，進一步影響創新產出的。本文運用有中介的調節效應模型分析政府補助調節效應的傳導路徑。驗證過程借鑒葉寶娟、溫忠麟[41]的檢驗方法。結果如表4。

表4中模型1和模型3驗證了政府補助調節正式環境規制與企業創新產出關系的傳導路徑。由模型1可知，正式環境規制平方與政府補助的交互項對企業研發投入有顯著正向影響β=3.432（p<0.01），同時模型3表明企業研發投入正向影響企業創新產出，即β=0.004（p<0.01），由此可以認為，企業研發投入中介了政府補助的調節效應，也就是政府補助通過影響企業研發投入間接作用了正式環境規制與企業創新產出的關系。同理，由模型2和模型4可以證明，政府補助亦通過影響企業研發投入間接作用了非正式環境規制與企業創新產出的關系。

4 結論與建議

4.1 研究結論

（1）正式環境規制與企業創新產出之間存在“U型”關系。政府前期制定環境規制政策時，約束程度相對較弱，企業傾向于支付治污費或繳納污染稅，表現為“遵循成本”相對上升，但低于創新投入，未對企業創新形成激勵。隨著環境規制日趨嚴格，企業承擔的治污費大幅提高，其會選擇引進新技術或自主創新，獲得“創新補償”，表現為企業創新產出提高。進一步分析發現，正式環境規制強度仍未達到“U型”曲線拐點，表明正式環境規制的強度還相對較弱，未表現出對企業創新行為的刺激。

（2）非正式環境規制與企業創新產出之間存在“倒U型”關系。社會公眾對企業污染行為包容性極低，迫使企業不但要末端治理，更要對原有生產技術、作業流程更新改造，進而實現污染減排。但與正式環境規制不同，非正式環境規制針對特定環境問題，并基于個人或團體利益，缺乏戰略性、全局性，常會對企業施加過大壓力，使其陷入經營困境，不但直接影響企業創新產出，而且阻礙了企業持續發展。進一步分析發現，非正式環境規制的強度已超過了“倒U型”曲線拐點，表明非正式環境規制顯得過于嚴格，導致企業承受過重負擔，耗散了企業的創新資源與精力，阻礙了企業創新。

（3）政府補助強化了正式環境規制對企業創新產出的促進作用。政府補助為企業提供了創新資金，緩解了企業創新資源相對不足的困境。同時，政府補助也能補償企業創新的知識溢出效應，進一步提高企業創新積極性。另外，政府補助還具有信號傳遞效應，能提升企業外部融資能力。換言之，政府補助加強了正式環境規制對企業創新產出的促進作用。但文章并未證實政府補助在正式環境規制對企業創新產出抑制作用中的調節效應，亦未驗證其對非正式環境規制與企業創新產出關系的正向調節效應。原因可能是：對于前者，環境保護政策實施初期，對企業污染行為的約束力較低，企業將補助多用于支付治污費或繳納污染稅，而未對企業創新產生促進作用。對于后者，公眾通常希望企業的環境治理措施能快速發揮作用，但創新周期長且具有不確定性，為此，企業獲得的政府補助，多被用于末端治理，卻未支持研發，也易使企業陷入“污染-治理-再污染-再治理”的惡性循環，從而使企業把更多精力和資源用于尋租活動，造成創新資源浪費，進一步降低企業創新產出。另外，過于豐富的政治資源也容易造成企業安全錯覺，使其更加注重高的短期產能，加劇了企業過度投資行為，從而導致投資結構失調，降低了企業創新投入，影響企業創新績效[42]。

（4）企業研發投入是政府補助的調節效應發揮的重要路徑。在環境規制日趨嚴格條件下，政府補助的獲取顯著增加了企業可支配研發資金量，促使企業研發投入的相對提升，從而有利于企業創新產出;政府補助可以彌補企業由于創新行為正外部性造成的“收益損失”，激勵研發企業把更多資源投入創新活動;政府補助具有信號傳遞效應，能夠降低企業融資成本，增加外部資金來源，有助于企業獲取創新資源。

4.2 政策建議

上述分析結果對于制定和優化中國環境規制政策、政府補助政策以及提高企業創新產出具有重要啟示。

（1）調整環境規制政策，使規制成為企業創新新動力。①進一步完善環境保護政策，并根據地區差異，適時適度加大對企業污染行為的懲罰力度，使規制效應盡快突破“U型”曲線拐點，實現環境規制對企業創新的促進作用;②根據地區產業結構特征，以促進企業技術創新為原則，制定不同的環境規制強度標準，如以重工業為主導和以服務業為主導的地區應區別對待，推進不同的環境規制政策，使環境保護政策成為企業創新新動力，從而實現環境保護與企業創新協同發展。

（2）引導公眾理性保護環境，使公眾監督成為環境與經濟協調發展的保障。社會公眾對污染企業的過度施壓，導致其成本大幅提高。為此：①媒體在大力宣傳保護環境的同時，引導公眾理性保護環境，倡導既保證環境質量，又兼顧地區經濟發展的理念;②有關機構應深入居民社區，普及環保知識，特別要公眾了解企業環境治理的漸進性以及技術創新社會效益發揮的滯后性，使公眾對環境質量的訴求成為污染企業轉型升級的動力;③政府部門可以制定相應政策，必要時可以強制約束公眾的不合理行為，保護企業合法權益，為企業創新行為“保駕護航”，進一步激勵企業創新。

（3）完善政府補助政策，充分釋放補助對創新的積極效應。①進一步完善補助相關政策，對申請補助的企業資質進行嚴格審核，并嚴格監督補助的使用途徑以及后期的績效評價;②適度進行補助，補助周期要與企業發展階段相匹配，鼓勵企業自主創新，從根本上增強企業核心競爭力;③重視補助方式，除了直接補助外可以考慮增加稅收優惠、政府采購等間接方式，不但可以避免了企業的逆向選擇，而且能夠降低企業市場風險。以此來提高政府補助的使用效率，保證應有價值的發揮，助力企業創新與環境保護。

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Dual environmental regulation， government subsidy and enterprise innovation output

SU Xin1，2 ZHOU Sheng-shi1

（1.School of Business Administration， Shandong University of Finance and Economics， Jinan Shandong 250014， China; 2.Research

Center of Government Performance Evaluation， Shandong University of Finance and Economics， Jinan Shandong 250002， China）

Abstract

Environmental pollution has become a key problem that restricts the sustainable development of Chinas economy and society. But this problem is difficult to be solved effectively through market means because of its public goods characteristics. Although environmental regulation can make up for ‘market failure， it will have a negative effect on the short-term performance of enterprises， thereby affecting the sustained economic growth. Both theory and practice show that innovation， especially technological innovation， is the key to whether enterprises can take into account of environmental protection and their own development. However， the limited internal funds and external financing constraints hinder the continuous innovation of enterprise technology. And the acquisition of government subsidy has become an important way for enterprises to break the relative shortage of innovative resources. On the basis of establishing the model between the dual environmental regulation， government subsidy and the enterprise innovation output， this paper took the data of Chinese industrial enterprise in 2009-2015 as a sample and examined the impact of dual environmental regulation on innovation output of enterprises and the moderating effect of governments subsidy， and then further explored the transmission mechanism of this effect. The result showed that： Firstly， there was a ‘U relationship between the formal environmental regulation and the enterprise innovation output， and the average intensity of the formal environmental regulation in China was still before the curve turning point. Secondly， the inverted ‘U relationship existed between the informal environmental regulation and the enterprise innovation output， and the average intensity of the informal environmental regulation had passed the curve point. Thirdly， the government subsidy strengthened the promotion of formal environmental regulation on innovative output of enterprises but it had a negative moderating effect on the nonlinear relationship between informal environmental regulation and innovation output. Fourthly， the moderating effect of government subsidy was realized through R&D investment. Therefore， it is significant to improve the innovation output of enterprises， realize the coordinated development of environmental protection and economic society by formulating effective environmental regulation policy， and maintain moderate intensity of informal environmental regulation and improving government subsidy policy.

Key words formal environmental regulation; informal environmental regulation; dual environmental regulation; governments subsidy; enterprise innovation output