環境規制、政府補貼與企業研發投入

耿曄強 李園園

摘要：以2005—2007年中國工業企業數據為樣本來實證檢驗環境規制對企業研發投入的影響，從整體上看，發現企業研發投入會隨著環境規制的逐漸增強呈現先降后升的U型趨勢，即當企業面對的環境成本較低時，企業加大研發投入進行清潔生產和技術升級的意愿就比較低;而當環境規制超過一定強度后，環境成本的增加就會迫使企業加大研發投入。進一步來看，如果考慮企業的異質性，我們會發現按照企業所在區域和出口狀態劃分樣本后，環境規制與企業研發投入仍然呈U型關系;而按照企業的污染類型劃分樣本后，對于重度污染企業和中度污染企業，環境規制強度對企業研發投入的影響呈U型關系，但對于輕度污染企業而言，環境規制強度對企業研發投入呈倒U型關系。因此，地方政府要制定合理的環境政策，繼續加大環境規制強度，靈活使用環境規制工具，確保環境稅、排污權交易等市場化政策工具有效運行，鼓勵企業提高研發水平，實現技術升級和清潔生產。

關鍵詞：政府補貼;環境規制強度;企業研發投入;制造業企業

基金項目：國家社會科學基金青年項目“經濟全球化新趨勢下中國與新興市場國家貿易合作戰略及政策研究”（項目編號：12CJY076）;山西省軟科學研究項目“山西省農業產業集群發展研究”（項目編號：2015041017-2）

中圖分類號：F270 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-854X（2019）07-0011-10

一、引言

改革開放40多年以來，中國雖然取得了舉世矚目的發展成就，但同時也為此付出了慘痛的環境和資源代價。當前，環境問題已嚴重影響到公眾的健康和經濟的可持續發展。為此，黨的十九大明確提出要“堅持節約資源和保護環境的基本國策”。同時，2018年1月1日《中華人民共和國環境保護稅法》正式實施，不僅以法律的形式確定了“污染者付費”的原則，其優惠政策也鼓勵企業加大研發力度，節能減排，實現技術升級和清潔生產。

毋庸置疑，提高企業的研發投入，增強企業的技術創新能力，是中國經濟實現綠色可持續發展的重要途徑。實際上，中國的研發投入已經取得了長足的發展，據《2017年全國科技經費投入統計公報》顯示，2013—2016年間中國R&D經費以每年11.1%的速度增長，增長速度高于歐美等發達國家。同時，企業作為微觀經濟主體是全社會研發經費增長的主力軍，在2017年對全社會研發經費增長的貢獻率高達78.6%。但盡管如此，中國企業的創新能力仍與發達國家相差甚遠，僅有七家企業入圍“2018年福布斯全球最具創新力企業榜”。可見，企業的研發創新能力還有待提高。企業的研發投入受多種因素的影響，其中，由于地方政府對環境問題越來越重視，環境規制也成為影響企業研發投入的重要因素之一。

近年來環境規制與企業研發投入的關系引起了學者們的廣泛關注。關于環境規制與企業研發投入之間的關系，學術界還未達成共識。部分學者認為環境規制會對企業研發投入產生削弱作用，在他們看來，由于環境污染會產生負外部性，政府通過環境規制將環境污染造成的社會成本企業化。在技術資源不變的假設前提下，環境規制勢必會增加企業的生產和運營成本，對企業的研發資金產生“擠出效應”，削弱企業的競爭力①。Palmer等也認為政府雖然可以采用多種環境規制形式，但無論哪種形式都會增加企業的生產負擔，企業預期的研發收益就會降低，企業的研發投入也會減少②。

然而，波特（Porter）認為上述觀點可能并不準確。波特（Porter）打破新古典的靜態分析框架，從動態的角度闡述了設置合理的環境規制將激勵企業進行創新活動，即“創新補償”（Innovation Offsets）可以彌補“合規成本”（Cost of Regulation Compliance），這被稱為“波特假說”③。企業在環境規制的壓力下進行技術創新的目的雖然是為了遵守政府的規定，但企業通過技術創新也可能會降低生產成本，從而企業的效益得到提高，企業更有意愿進行研發創新活動④。如果“波特假說”成立，那就意味著環境規制如果設置合理，就能促進企業加大研發投入。

隨后，國外的很多學者大多通過理論模型推導或者實證檢驗來驗證“波特假說”的合理性，證明了環境規制能夠促進企業加大研發投入。如Mohr使用一般均衡的框架，研究表明環境規制將迫使企業承擔學習新技術的成本，并采用新技術進行生產⑤。Ambec and Barla的研究則表明環境規制可以降低委托人付給代理人的信息租金成本，從而促進企業的研發投入⑥。Hamamoto的研究發現環境規制對部分行業的整體研發水平有促進作用⑦;Nidumolu等也認為政策制定者所實施的環境規制迫使企業采取可持續的生產方式，雖然這樣的生產短期內不會給企業帶來直接的經濟利益，但長期來看如果企業將合規視為一種機遇，將促使企業在組織和技術上得到創新⑧。

國內也有學者關注環境規制對企業研發的影響。如郭妍和張立光以1998—2012年的省級面板數據為樣本，研究發現環境規制強度的增加對工業企業研發投入有促進作用⑨。蔣為則運用世界銀行2003年對中國企業營商環境的問卷調查數據，研究發現環境規制對中國制造業企業的創新有顯著的促進作用，進一步地，強調環境規制的增加將使企業更加傾向于加大研發投資額度⑩。謝榮輝運用2000—2012年的省級面板數據，研究表明環境規制對研發投入有顯著的激勵作用。劉悅和周默涵通過理論模型分析，發現短期來看環境規制會增加企業成本，但長期來看，由于生產率低的企業被迫退出市場，存活的企業所面臨的競爭就會下降，這時企業的預期利潤就會上升，企業就會加大研發投資。

以上文獻雖然已經探討了環境規制對企業研發投入的影響，但實證檢驗多是從行業層面或省級層面來進行分析的。另外，本文認為環境規制與企業研發投入之間并不是簡單的線性關系。鑒于此，我們嘗試從以下兩方面進行拓展：（1）將環境規制行業指標與制造業企業微觀數據相結合，以微觀企業視角通過理論模型分析環境規制與企業研發投入的影響，并采用中國制造業企業數據進行實證檢驗。（2）通過企業所在區域、出口狀態及污染類型的不同劃分企業樣本，討論環境規制對不同類型企業研發投入的影響是否一致，從而為政府制定合理高效的環境政策提供有益參考。

二、理論框架與研究假說

本文借鑒Selden and Song、張成等的分析框架，探討環境規制如何影響企業的研發投入決策。

1. 基本假設

三、計量模型、指標設定與描述性統計結果

1. 計量模型

為探討環境規制強度與企業研發投入之間的關系，本文的基本計量模型設定如下：

InRDabct=β0+β1ersabct+β2ers2abct+β3Xabct+Va+Vb+θabct（15）

其中，InRDabct為a地區b行業c企業在t時間的研發投入的對數形式，ersabct為環境規制強度。為了檢驗環境規制強度與企業研發投入之間是否存在U型關系，我們引入環境規制強度的平方項。Xabct為相關控制變量，Va和Vb分別表示企業的地區固定效應和行業固定效應，θabct為隨機誤差項。

2. 指標設定

（1）數據說明。本文環境規制指標所需要的污染排放數據來源于《中國環境統計年報》和《中國能源統計年鑒》，企業研發投入及控制變量的相關數據來源于《中國工業企業數據庫》。由于本文研究所用的研發費用數據僅在2005—2007年有連續的數據，所以我們的樣本區間選為2005—2007年。為了保證數據的準確性和完整性，本文借鑒Brandt等 ?及謝千里等 ?使用的方法對工業企業數據庫作出如下處理：第一，剔除關鍵性指標缺失的觀測值，如研發費用、企業年齡、銷售收入等;第二，剔除不在營業狀態的企業;第三，剔除明顯不符合會計準則的觀測值，如當期折舊大于累計折舊、總資產小于流動資產、總資產小于固定資產凈值等;第四，剔除營業年齡不足1年的企業;第五，剔除從業人數小于8及不滿足規模以上標準的觀測值。

（2）主要指標的度量。一是環境規制強度（ers）。目前學術界關于環境規制的度量并沒有達成一致，國內外學者關于環境規制的度量方法大體可以劃分為直接度量和間接度量兩種：直接度量包括用不同污染物的排放密度、某種污染物的排放量、治理污染的總投資與工業產值的比值來度量環境規制;間接度量包括用環境政策的數量、人均收入水平等來度量環境規制。相比上述單一的指標，本文采用綜合指數法來構建行業環境規制強度的評價體系。我們采取了廢水排放達標率、二氧化硫去除率及固體廢棄物綜合利用率這三個指標來度量環境規制強度。二是企業研發投入（lnrc）。對于企業研發投入指標，目前主要使用三種方式來衡量企業研發強度，即企業研發支出的自然對數、研究開發費用占企業總營業收入的比值和研究開發費用與總資產的比值。本文借鑒孫菁等的做法，以研發支出的自然對數來作為企業研發投入（lnrc）的替代指標，并使用另外兩種指標進行穩健性檢驗。

（3）控制變量。為了使估計結果穩健，本文依據理論模型和既有文獻的做法，將控制變量設定如下：一是政府補貼強度（subsidyq），本文用政府補貼強度與企業營業收入的比值來衡量政府補貼強度;政府補貼有利于緩解企業研發投入的融資約束，激勵企業進行研發創新活動，因此，預期符號為正;二是企業規模（lnpeople），本文用企業所雇傭員工人數的對數來衡量企業規模。規模大的企業有實現規模經濟的優勢，同時更易把握市場機會、處理信息以及抵抗風險，因此，預期符號為正;三是企業資本勞動比（capital），本文用企業固定資產凈值年平均余額與企業員工數量的比值來表示企業的資本勞動比，一般來說，資本密集度越高的企業越重視企業的研發投入，因此，預期符號為正;四是人均工資（pw），本文用企業的年應付工資總額與企業的年平均從業人數的比值來衡量企業的人均工資水平。人均工資水平通常可以反映企業的技術密集度，一般來說，技術密集度越高的企業，企業的研發能力也就越強，因此，預期符號為正;五是企業年齡（lnage），本文用企業當年年份與成立年份差值的自然對數來衡量企業年齡。依據企業生命周期理論，企業處在不同的成長階段會采取不同的經營戰略，企業在成熟階段以后會因為“因循守舊”出現經營戰略保守等問題，導致企業的研發動機下降。因而，由于企業研發投入會隨著企業年齡的增加呈現先升后降的倒U型趨勢，我們在回歸方程中加入了企業年齡的一次項及二次項。依據既有研究，我們預期企業年齡的一次項符號為正，企業年齡的二次項符號為負。

3. 各變量描述性統計結果

結合上述指標設定和相關變量的選取，各主要變量的描述性統計結果見表1。

四、實證分析

1. 基準回歸結果

為全面考察環境規制與企業研發投入之間的關系，我們借鑒徐保昌和謝建國的研究思路，在計量檢驗的過程中增加了不含環境規制強度二次項的基礎回歸。同時，我們通過逐步添加控制變量來確保研究結果的穩健性。本文通過觀察環境規制強度及其二次項的系數變化，對文中提出的研究假說進行檢驗，回歸結果見表2。

表2中第（2）—（8）列中的回歸結果顯示，環境規制強度一次項的回歸系數在1%的水平上顯著為負，環境規制強度的二次項系數在1%水平上顯著為正，體現出環境規制強度對企業研發投入的影響呈U型特征。可能的原因在于當環境規制強度較弱時，企業的研發意愿不強烈，企業更愿意將資金用于交相應的污染罰款，因而企業的研發資金就受到擠占。只有環境規制強度超過一定水平才會迫使企業加大研發投入。這一結果使得本文的研究假定得到驗證。進一步地，通過第（3）—（8）列可以看出，在逐步納入其他控制變量后，環境規制強度及其二次項的系數仍然在1%的水平下顯著，可見環境規制強度對企業研發投入的U型關系保持穩定，這進一步支持了本文的研究假定。特別地，表2中第（1）列顯示了環境規制強度在5%的水平上顯著為負，這說明在線性擬合情形下，環境規制強度阻礙了企業研發投入的提升。

與此同時，其他控制變量的估計結果與我們的預期一致。從第（3）—（8）列的回歸結果可見，政府補貼強度的回歸系數顯著為正，說明政府補貼強度對企業研發投入有顯著的促進作用，政府補貼可以有效緩解企業的融資難問題，促使企業加大研發投入;企業規模的回歸系數顯著為正，說明一方面大規模的企業容易實現規模經濟，另一方面企業的規模越大，其對市場的把控、處理信息能力以及抵抗風險的能力也就越強，因而企業規模顯著促進了企業研發投入的提升;企業資本勞動比的回歸系數顯著為正，企業資本勞動比越高的企業越重視企業的研發活動，因此兩者呈正相關的關系;人均工資的系數顯著為正，企業人均工資越高，說明企業員工所掌握的技能越高，同時也能反映企業對人才的重視，因此企業的研發投入也會越高;企業年齡的一次項系數顯著為正，企業年齡的二次項系數顯著為負，說明隨著企業年齡的增加，“因循守舊”的弊病導致企業研發動力不足，企業年齡與企業研發之間呈“倒U型”的關系，即企業的研發投入會隨著企業年齡的增加先上升、后下降，這與已有的研究結果一致。

2. 分樣本回歸結果

（1）分區域類型子樣本回歸結果。表2的基準回歸結果說明，環境規制與企業研發投入之間呈現U型關系，環境規制超過一定強度，企業才會有意愿增加研發投入。然而，由于我國東部和中西部地區經濟發展水平差異大，在環境規制政策上存在較大差距，僅從總體層面考察環境規制強度對企業研發投入的影響，無法反映不同區域特征下環境規制對企業研發投入的影響差異。因此，本文依據中國30個省份將制造業企業分為東部和中西部兩組，回歸結果見表3。

依據表3第（3）—（4）列，東部和中西部地區的企業環境規制強度的一次項回歸系數均在5%的水平上顯著為負，環境規制強度的二次項系數均在5%的水平上顯著為正，說明環境規制強度與企業研發投入呈U型關系，較低的環境規制強度不能夠刺激企業加大研發投入，只有環境規制超過一定強度才能迫使企業加大研發投入。這也證明了環境規制對企業研發投入的影響沒有體現出區域差異。

表3第（1）—（2）虛擬變量回歸系數顯示，相對于東部地區的企業，對中西部地區實施的環境規制不利于企業研發投入的增加，可能的原因是中西部地區的環境規制形式不合理。環境規制對企業的影響主要是通過環境規制強度和環境規制形式，環境規制形式又分為命令控制型和經濟激勵型。由于中西部地區經濟發展較東部地區落后，中西部地區應將命令控制型與經濟激勵型環境規制政策搭配使用。其他控制變量的回歸顯示，控制變量對不同區域內企業研發投入的影響是一致的，沒有反映出明顯的區域差異。

（2）分出口狀態類型子樣本回歸結果。除了企業所在區域的不同，考慮到出口企業與非出口企業的創新能力也存在較大差異，環境規制強度對不同出口狀態企業研發投入的影響又是否一致呢？本文根據工業企業數據庫中企業是否報告出口交貨值為依據，將制造業企業劃分為出口企業和非出口企業兩組。回歸結果見表4。

依據表4第（3）—（4）列顯示的估計結果，出口企業和非出口企業的環境規制強度的一次項回歸系數均在1%的水平上顯著為負，環境規制強度的二次項系數均在10%水平上顯著為正，說明隨著環境規制強度的增強，企業研發投入呈現先降后升的U型趨勢。說明較低的環境規制強度不足以激勵企業加大研發投入，只有環境規制強度超過一定強度，才會迫使企業承擔采用新技術和新設備的成本，加大研發投入進行技術升級。這也證明了環境規制強度對企業研發投入的影響并未因為企業的出口狀態的不同而存在差異。

依據表4第（1）—（2）列虛擬變量回歸系數顯示，相對于出口企業，環境規制不利于促進非出口企業的研發投入的增加。可能的原因是，在世界各國環境壁壘的壓力下，出口企業一方面可以通過競爭效應、規模經濟效應和出口的“干中學效應”，來激勵企業增加研發投入;另一方面相比于非出口企業，出口企業面對國際市場上的競爭力更激烈，為了不在全球化的市場競爭中被淘汰，出口企業必須加大研發投入，來培養自身的競爭優勢。其他控制變量的回歸結果顯示，不同出口狀態企業中各控制變量對企業研發投入的影響并沒有因企業的出口狀態不同而存在差異。

（3）分污染類型子樣本回歸結果。不同污染類型的企業，由于其在生產中污染排放量的不同，其在環境規制的監管下面臨的壓力也就不同。因此，本文借鑒趙細康的方法，計算出我國20個制造業行業的污染密度，并借鑒徐敏燕等的研究結果，將制造業企業劃分為重度污染企業、中度污染企業和輕度污染企業，進一步考察本文的結論是否成立。回歸分析結果見表5。

根據表5的回歸結果，我們可以發現，重度污染和中度污染企業的環境規制強度的一次項系數和二次項系數符號分別是負號和正號，并且在1%水平上顯著。該結果符合本文的最初假說，即環境規制強度與企業研發投入呈U型關系，環境規制存在一個適宜的強度。當環境規制低于這一強度時，環境規制將阻礙企業研發投入的增加，當環境規制高于這一強度時，環境規制將促使企業加大研發投入。

值得注意的是，輕度污染企業的環境規制強度的一次項系數和二次項系數符號分別為正號和負號，且一次項系數在統計意義上并不顯著，說明隨著環境規制強度的不斷增強，企業研發投入呈現出先升后降的倒U型的發展趨勢。可能的解釋是輕度污染企業的要素投入結構中，固定資產投入比重較低，企業對環境規制的容忍程度較低，環境技術的調整成本較低，企業加大研發投入的意愿較高，因而在環境規制強度提高的初期，輕度污染企業就會加大企業研發投入，直到環境規制強度超過企業所能接受的程度后，輕度污染企業就會逐漸減少研發投入。

3. 不同研發類型的識別

企業研發投入分為在已有產品基礎上的生產研發和對新產品的研發兩種類型。實際上，由于規模經濟效應的存在，企業在生產研發時的可變成本就會降低，從而企業的邊際利潤得到提高。而企業增加對新產品的研發投入會豐富企業的產品種類，擴大消費者對本企業產品的需求，但新產品的生產也會造成企業內部各種產品間的自我蠶食。可見，企業的研發資金到底是傾向于生產研發還是對新產品的研發，不僅取決于企業間產品的替代性和不同企業初始的市場份額，還取決于企業內部產品的替代性。

在上文的分析中，我們采用研發投入的自然對數作為被解釋變量，接下來我們對研發類型進行細分，探討環境規制對企業新產品研發的影響。由于工業企業數據庫中并沒有對企業的研發投入進行更細致的區分，我們選取新產品產值來作為新產品研發的代理變量。表6中列出了本文使用最小二乘法，逐步添加控制變量來檢驗環境規制對企業新產品研發的結果。表6中第（2）—（8）列中的回歸結果顯示，環境規制強度的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，環境規制強度的二次項系數均在1%水平上顯著為正，可以看出環境規制對企業新產品研發的影響仍然呈U型關系。我們比較表1中的式（8）與表6中的式（8）中環境規制的一次項及二次項的系數，可以發現環境規制對企業新產品研發的影響要大于對企業總的研發投入的影響，新產品研發需要企業更高的創新能力。可見，只要設置合理的環境規制強度，也可以激發企業的創新能力。

4. 穩健性檢驗

（1）工具變量穩健性檢驗。考慮到環境規制與企業研發投入之間可能存在的內生性問題，我們使用工具變量法對其進行處理。根據傅京燕等研究中的類似做法，運用標準煤和環境規制強度的滯后一期作為環境規制強度的工具變量，并采用2SLS方法進行估計。其中分行業能源消費總量標準煤的數據來源于《中國能源統計年鑒》。在進行穩健性檢驗前，我們首先對工具變量是否有效及是否存在弱工具變量進行檢驗。本文通過對工具變量進行過度識別檢驗，即通過Sagan檢驗來觀察工具變量是否有效，結果顯示P值為0.1，故接受原假設，認為標準煤和環境規制強度滯后一期這兩個工具變量外生，因此驗證了這兩個工具變量的有效性。其次，本文通過觀察Sheas partial R2和F統計量來檢驗模型是否存在弱工具變量，結果顯示Sheas partial R2為0.2，且F統計量的P值為0。因此我們拒絕“弱工具變量”的原假設，即認為不存在弱工具變量。

估計結果如表7（1）列所示，環境規制強度的一次項系數在1%的水平上顯著為負，環境規制強度的二次項系數在1%的水平上顯著為正，這一結果表明，環境規制強度對企業研發投入的影響呈U型特征，說明本文的估計結果在處理了內生性問題以后依然穩健。

（2）替代變量穩健性檢驗。為進一步保證回歸結果的穩健性，我們使用rdq1（研究開發費用/主營業務收入）和rdq2（研究開發費用/總資產）作為企業研發投入的替代變量，以此作為本文穩健性檢驗的一部分。估計結果如表7（2）列和（3）列所示。從中可以看出替換企業研發投入的衡量指標后估計結果與基準回歸結果一致，都反映出企業研發投入會隨著環境規制強度的增加呈現出先降后升的U型趨勢，說明環境規制強度對企業研發投入的影響具有良好的穩健性，不會因度量指標的不同而發生變化，進一步驗證了本文結果的可靠性。

五、簡要結論與政策建議

本文首先通過理論模型解釋了環境規制影響企業研發投入的內在機制，進一步利用2005—2007年中國制造業企業數據，實證分析了環境規制強度對企業研發投入的影響，研究結果證明了本文的假說：環境規制強度與企業研發投入之間呈U型關系，當環境規制超過一定強度時才能“倒逼”企業加大研發投入。實證結果還表明在線性擬合情形下，環境規制強度阻礙了企業研發投入的增加。同時，本文通過分樣本回歸發現，環境規制對企業研發投入的影響，并不會因為企業所在區域不同或是出口狀態不同而有所差異，但會因為企業的污染類型而存在差異，即對于重度污染企業和中度污染企業，環境規制強度對企業研發投入的影響呈U型關系，但對于輕度污染企業而言，環境規制強度對企業研發投入呈倒U 型關系。

基于以上分析，本文提出以下幾點政策建議：

首先，面對當前嚴峻的環境污染問題，地方政府要積極響應黨的十九大精神，樹立“綠水青山就是金山銀山”的理念，繼續加大環境規制強度，靈活使用環境規制工具，充分發揮市場機制的決定作用，貫徹落實《中華人民共和國環境保護稅法》，確保環境稅、排污權交易等市場化政策工具有效運行。要注重利用環境政策來調動企業研發的潛力，發揮政府引導與市場主導的積極作用，推動綠色發展。

其次，由于目前中國各地區之間的經濟發展水平差異大，以及各行業特性的不同，地方政府應實行差異化的環境規制政策，因地制宜的環境規制才能有效“倒逼”企業加大研發力度。具體來看主要有兩點：一是依據本文研究結論，環境規制與企業研發投入存在非線性關系，因此地方政府不能盲目提高環境規制強度，而應根據地區差異和行業特性，有針對性地制定環境政策;二是要隨著時間的推移和我國經濟的發展狀況，滾動修訂環境規制強度，避免環境政策僵化于某一靜態標準。

再次，政府要大力發展和支持環保產業，加大研發補貼，緩解這類企業在研發過程中所面臨的資金短缺問題。具體來看主要有兩點：一是政府應發揮我國金融市場資源配置的調節作用，完善企業融資渠道，營造良好的融資環境;二是政府不僅需要加大對企業的研發補貼，而且還需要加強對企業補貼資金用途的監管，確保資金用于企業的研發和技術升級，從而提高政策的有效性，提升企業的研發水平，推動我國經濟的綠色轉型。

最后，環境政策的有效實施離不開嚴格的監管，因此地方政府要利用大數據、衛星遙感等技術，精準監管企業的排污行為，特別是加大對重度污染企業的監測次數，確保對企業排污情況及時準確的收集，提高監管的針對性、科學性和時效性。同時，地方政府要發揮電話、網絡等群眾舉報渠道的作用，及時解決群眾突出關心的生態環境問題。只有強化監管部門的職能，嚴格遵循“污染者付費”的原則，促使企業將生產排污造成的外部不經濟內部化，才能迫使企業加大研發力度，促進企業綠色轉型發展。

注釋：

① E. F. Denison， Accounting for Slower Economic Growth：the United States in the 1970s， Southern Economic Journal， 1981， 47（4）， pp.1191-1193.

② K. Palmer， W. E. Oates， P. R. Portney， Tightening Environmental Standards： The Benefit-Cost or the No-Cost Paradim？， The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）， pp.119-132.

③ M. E. Porter， Americas Green Strategy， Scientific America， 1991， 264（4）， pp.168-168.