“無廢城市”建設試點的企業綠色創新效應

關鍵詞“無廢城市”；綠色創新；雙重差分模型；融資約束；公眾環境關注中圖分類號F062.2 文獻標志碼A 文章編號 1002-2104（2025）04-0144-13 DOI：10. 12062/cpre.20241126

科技創新是緩解氣候變化與環境問題、促進新質生產力增長的重要手段，綠色創新將科技創新與綠色技術相結合，是低碳轉型過程中的核心力量和重要支撐[1-2]。2022年12月，國家發展改革委和科技部印發《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案（2023—2025年）》，提出進一步完善市場導向的綠色技術創新體系，強化企業創新主體地位。

在減排控排背景下，中國通過宏觀政策積極協調推進綠色低碳轉型工作。2018年，國務院辦公廳印發《“無廢城市\"建設試點工作方案》，對推動構建“無廢城市\"建設指標體系做出具象化部署。2019年4月，在綜合考慮地理位置、經濟發展水平等因素后，生態環境部選取廣東省深圳市等11個城市和河北雄安新區等5個地區，開展“無廢城市\"建設試點（以下簡稱試點政策）。試點工作致力于按照市場可行化和商業可持續化原則，開展綠色頂層設計和綠色供應鏈探索建設，完善廢棄物資源化循環化利用，從而遏制資源粗放消耗型生產，推動試點地區企業規?；?、高值化、集約化發展，培育一批“無廢城市\"建設示范模式。試點政策實施以來，各地區積極響應“無廢城市\"發展理念，從制度、市場、技術和監管體系等方面，有序推進政策實施工作。但該項政策能否對企業綠色創新效應產生影響？是促使企業追求綠色創新數量上的迎合，還是助推企業從質量出發潛心研發？這一問題受到學術界和政策制定者的密切關注。

1文獻綜述

“無廢城市\"建設試點政策是深化我國固體廢物綜合管理改革的重要政策工具，是提升生態文明、建設美麗中國的關鍵舉措[3]。目前，有關\"無廢城市\"建設試點的研究主要聚焦在建設路徑探討和政策效果評估兩方面。在建設路徑探討方面，“無廢城市”國際聯盟將“無廢城市\"建設目標確定為模仿自然循環的系統性變革，強調負責任的生產、消費和回收再利用[4。中國的無廢戰略涵蓋了所有類型的固體廢物，在深入推進時可能會面臨缺乏戰略規劃和頂層設計、管理體制運行不暢、技術創新不足等諸多挑戰5。部分學者提出，通過啟用工業固體廢物全生命周期數字管理系統等數字化平臺，有關部門能夠引領工業固廢減量與集中統籌處置，綜合管控企業廢棄物污染治理全過程，從而發揮資源節約與減廢降碳的協同效應。此外，綜合運用價格機制、財稅政策、金融等經濟手段，創新企業投融資渠道并加強科技創新及應用轉化也是引導“無廢城市\"建設項目順利實施的關鍵途徑[5.7]。這些措施不僅能夠激勵企業創建綠色園區、綠色工廠，還能實現經濟效益與生態效益的雙贏。鑒于“無廢城市\"建設對促進固廢管理和低碳轉型的重要性，衡量和評估試點政策的成效成為市場參與者、監管機構和政策制定者感興趣的話題。在政策效果評估方面，試點政策能夠減少前端廢物產生量和終端廢物儲存量，提高廢棄物利用處置率，降低城市碳排放量，促進城市低碳轉型[8-10]。除了上述單一指標評價方法，學者們還利用多指標綜合評價法對\"無廢城市\"建設成效進行整體評價，在反映固體廢物源頭減量、資源化利用和最終處置等各項直接成效的同時，考慮各地區在建設過程中的政策保障能力、公眾滿意程度等間接指標，更加合理地評價基于不同經濟水平和資源再利用稟賦下的“無廢城市\"建設成效[9，11-12]。

綠色創新是兼具環境保護與技術創新的創新形式，也是生態建設與經濟發展之間的橋梁。它不僅能夠從技術層面提供解決污染物排放、回收與處理問題的方案，還能夠深入生產端經營和客戶端產品銷售環節，成為企業提升自身產品競爭力和推動綠色轉型的重要工具?，F有關于企業綠色創新影響因素的研究文獻主要集中在以下兩個方面：一是企業層面微觀因素對綠色創新產生的影響。研究表明，加快企業數字化轉型進程[13]、完善內部治理機制14以及增強環境倫理意識15均是綠色創新效應的重要內部驅動因素，能夠正向影響企業綠色創新行為。另有學者基于研發聯盟組合視角出發，探究研發合作伙伴綠色創新的平均程度及離散程度對企業綠色創新產出的促進與阻礙作用[16]。二是環境規則、制度創新等宏觀因素。研究表明，碳排放權交易政策 SO₂ 排放權交易政策8等市場激勵型環境規制能夠通過價格引導機制，激勵企業進行綠色創新。此外，不同的環境規制對企業綠色創新活動呈現不同的異質性影響，市場激勵型環境規制通過提升企業經營成本誘發綠色創新逐底競爭，而命令控制型環境規制所引致的綠色創新逐頂競爭則主要源于綠色研發投資增加的中介效應和經營成本提升的遮掩效應[19]。

通過梳理國內外研究現狀與發展趨勢發現，現有文獻對探究試點政策執行效果提供了有益參考，也為進一步研究提供了借鑒。本研究將從“無廢城市\"建設試點政策效應評估和綠色創新動機兩方面總結現有研究特色。① 由于“無廢城市\"建設不僅囊括工業綠色生產、農業綠色生產、居民生活垃圾治理等綜合管理，還包括政策資源配置、環境風險控制和產業模式培育等多項任務，以往文獻利用省市無廢指數和固體廢物物質流碳足跡等方法所得到的政策效應，更傾向于從宏觀和中觀層面評估，在度量微觀效應層面考慮不足。而企業作為市場參與主體，是政策施行的重要一環，考察政策能否精準落實到企業并真正促進其綠色創新，亟待進一步研究與探討。 ② 綠色創新是推動負碳減排的重要抓手，也是企業回應政府環境政策以及提高自身盈利能力的重要方式[20]。在企業綠色創新過程中，不同創新動機會產生差異化結果，除了以推動技術進步和保持產品競爭優勢為目的的高質量科技創新行為外，還存在以獲取其他利益為目的的創新活動。因此，有學者基于企業創新動機的不同，將企業創新劃分為實質性創新和策略性創新[20-21]。現有文獻多聚焦于從企業綠色創新內容與強度的角度對企業綠色創新行為進行研究，并未進一步探討綠色創新動機及相應結果[22-23]。但事實上，要加快固廢治理和節能減碳技術的研發與推廣，更需要著眼于企業是否進行了有助于科技進步的實質性創新，而非以攫取政府綠色補貼和提高企業綠色聲譽為目的的策略性創新[21]。因此，從企業綠色創新動機的微觀視角考察政策實施效果，對加速企業利用技術手段控排減排，加快推動“無廢城市\"建設有著尤為重要的意義。

基于此，本研究以2018年《“無廢城市\"建設試點工作方案》的印發為準自然實驗，利用雙重差分模型，從綠色創新動機視角出發，考察“無廢城市”建設試點對企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的政策效應與作用機制?？赡艿倪呺H貢獻主要包括： ① 拓展\"無廢城市\"建設試點政策的研究視角。從企業綠色創新動機出發，將企業綠色創新分為實質性綠色創新與策略性綠色創新，深入討論“無廢城市\"建設試點對差異化動機下企業綠色創新的政策效應，有助于揭示該試點政策下企業差異化綠色創新動機是否能夠切實地推動企業綠色核心競爭力提高。 ② 污染密集型行業產生的大宗工業固體廢物是現階段“無廢城市\"建設的治理重點，其環保行為直接影響到“無廢城市\"建設成效。采用三重差分模型，從行業污染密集程度、企業規模及產權性質3方面進行異質性分析，直接展示試點政策對不同類型企業的綠色創新效應及組間差異。 ③ 從企業融資、研發投人和外部公眾關注視角研究“無廢城市\"建設試點對企業綠色創新的影響，為提高政策實施精準度、促進企業固體廢物減排和可持續發展提供政策建議。

2理論分析與研究假設

2.1政策背景

我國固體廢物處置面臨資源利用效率低、協同處理不足等嚴峻挑戰，垃圾圍城現象日益嚴重。2018年，國務院辦公廳印發《“無廢城市\"建設試點工作方案》，將“無廢城市\"建設作為推進城市綜合固體廢物管理改革的有力工具。試點政策致力于推行綠色生產生活方式，從源頭減少固體廢物，提高資源利用率，從而最大限度減少環境污染。2021年，《中共中央國務院關于深入打好污染防治攻堅戰的意見》進一步強調穩步推進“無廢城市\"建設，健全“無廢城市\"建設相關制度、技術、市場、監管體系，推進城市固體廢物精細化管理。2024年，《中共中央國務院關于全面推進美麗中國建設的意見》提出，到2035年，“無廢城市”建設實現全覆蓋。同年10月，生態環境部明確表示，將“無廢城市\"建設面向全國推開。這標志著“無廢城市\"建設步入新階段。

2.2“無廢城市\"建設試點與企業綠色創新

試點政策以廢棄物減排和資源化利用為基礎，以生態環境保護為目標，影響企業技術創新轉型和產業結構升級，協調企業生產經營與污染排放，通過生產和消費方式的轉換，使經濟活動給生態環境帶來的負外部性降到最低[24-25]?！安ㄌ丶僬f\"認為，合理的環境政策在抑制污染排放的同時，能夠促使生產者進行技術創新研發，以專利技術創新帶來的經濟效益，部分或全部補償環境污染防治額外耗費的成本，從而釋放經濟紅利和環境紅利，謀取企業綠色低碳轉型與利潤增長的雙贏局面[26-27]?！盁o廢城市\"建設試點通過增值稅、環境保護稅等稅收優惠政策和綠色金融資金支持措施，引導企業通過綠色創新綜合減排，并加強對違法排污企業的監督，同時發揮強制性與誘導性雙重效應，促進企業進行綠色創新?；谝陨戏治?，提出研究假設H1。

H1：“無廢城市”建設試點將顯著促進試點地區企業綠色創新。

2.3實質性綠色創新與策略性綠色創新

根據組織合法性理論，在控排政策日益完善的背景下，企業需要主動地通過綠色創新等減排手段來滿足廢棄物監管要求，響應相關環境政策和指導方針[20]。從企業綠色創新動機來看，可以將企業綠色創新劃分為實質性綠色創新和策略性綠色創新。由于政策制定者與企業間存在信息不對稱制約，無法獲知企業綠色創新具體投入產出情況。因此，在此基礎上的創新行為有時僅表現為策略性綠色創新，即追求“數量”而非“質量\"的綠色創新[21]。這類綠色創新風險小、投入少、周期短，能夠快速釋放綠色創新信號，增加企業尋租機會，為企業帶來綠色政策補貼與資金支持[28]。與策略性綠色創新相比，以科技發明和提升綠色核心競爭力為主的實質性綠色創新活動存在高風險、高投入、長周期的特性，通常不符合企業在短期內粉飾自身綠色創新能力、提高企業綠色聲譽、迎合環境政策目標，從而獲取政府環保補助與綠色資金的需要[29]?；诖耍岢鲅芯考僭OH2。

H2：“無廢城市\"建設試點對策略性綠色創新影響更大，對實質性綠色創新影響偏弱。

2.4“無廢城市\"建設試點影響企業綠色創新的作用機制

2.4.1融資約束路徑

企業進行綠色創新活動需要穩定充足的資金支持，而綠色創新活動的動態性、復雜性及高風險性，使企業面臨嚴重的外部融資瓶頸，影響企業綠色創新效率[30]。為此，試點地區有關政府部門加大各級財政資金統籌整合力度，為企業提供綠色發展稅費優惠服務，有助于增加企業稅后凈收益，進一步提高綠色技術研發資金投入水平，保持綠色創新投人持續性[31]。同時，引導金融和投資機構等社會資本在風險可控范圍內為當地企業提供綠色金融支持，通過資本分配、風險分擔等方式緩解企業融資約束程度，降低融資成本，提高融資效率，從而促進企業綠色創新產出提高[32]?；谏鲜龇治觯M一步提出研究假設H3a。

H3a：“無廢城市\"建設試點通過緩解企業融資約束促進企業綠色創新。

2.4.2研發人員投入路徑

企業創新通常源自新知識、新技術、新信息的獲取、利用和突破。而研發人員通常具備專業背景，并且活躍于行業前沿一線科研之中，能夠促進企業對先進知識與技術的獲取[33]。因此，企業研發人員投入是影響自主創新能力的關鍵因素。試點建設方案中明確要求試點地區要重視節能減排、廢物利用等領域環?？蒲腥瞬诺呐囵B，加大專項技術人才支持力度，出臺多項人才政策，吸引技術研發人才聚集。此類政策使政府部門承擔了更多人才激勵成本，從而一定程度上降低當地企業的研發人才雇傭成本，促使企業加大對研發人員的招聘和投入，利用人才要素聚集為企業綠色創新活動提供人力資源支持[34-35]。基于上述分析，進一步提出研究假設 H3b 。

H3b：“無廢城市\"建設試點通過增加企業研發人員投入促進企業綠色創新。

2.4.3公眾環境關注路徑

公眾環境關注體現了公眾的環境偏好，從而培養企業環保意識，鼓勵綠色創新投資，提高綠色創新水平[36]。作為受環境污染和廢棄物排放直接影響的個人，當公眾意識到環境問題帶來的負外部性對其自身環境權益產生不利影響時，公眾能夠通過“用錢投票”和“用嘴投票”來表達環境偏好，監督企業減排行為并敦促企業綠色創新進步[37-38]。一方面，試點政策帶來的公眾環境關注能夠轉化為對綠色產品的偏好，通過“用錢投票\"提高綠色產品的市場競爭力，確保企業在綠色產品創新方面投資的長期價值，并增強企業增加綠色創新投資的信心[39]；另一方面，公眾“用嘴投票”可以借助輿論的力量反映環保訴求，向企業施加環保壓力，倒逼企業進行綠色創新以樹立可持續發展的企業形象[40]?；谏鲜龇治?，進一步提出研究假設 H3c 。

H3c：“無廢城市\"建設試點通過提高公眾環境關注促進企業綠色創新。

3 研究設計

3.1樣本選取與數據來源

本研究以2012—2022年A股上市公司為研究對象，按照以下標準對樣本數據進行預處理： ① 剔除金融保險業和房地產業上市公司； ② 剔除非正常交易的上市公司（包括ST和*ST）； ③ 剔除相關數據嚴重缺失的上市公司。企業綠色創新數據源自中國研究數據服務平臺（Chineseresearchdataservicesplatform，CNRDS），公眾環境關注數據源自百度指數，其他公司財務數據源自國泰安數據庫。最終獲得2081家企業的19668個年度觀測值。為消除異常值影響，對連續變量進行上下 1% 縮尾處理。

3.2變量定義

3.2.1被解釋變量

本研究被解釋變量是企業綠色創新 （G） ，以綠色專利獲得數量進行衡量[41]。進一步地，從綠色創新動機出發，將企業綠色創新分為實質性綠色創新 （I） 和策略性綠色創新 （U） 。參照黎文靖等[21的做法，分別利用綠色發明專利獲得數量和綠色實用新型專利獲得數量進行衡量。

3.2.2 解釋變量

本研究解釋變量為“無廢城市\"建設試點，由試點地區虛擬變量 （X1） 和政策實施虛擬變量 （X2） 的交互項構成。 X1 表示試點地區虛擬變量，若企業位于試點地區，則X1=1 ，否則為0。 X2 表示政策實施虛擬變量，即2018年《“無廢城市\"建設試點工作方案》的印發，方案實施后 X2= 1，否則為 0 二者交乘項（ ?_X1×X2 的系數是雙重差分估計值，表示試點政策的企業綠色創新效應。

3.2.3控制變量

為控制影響企業綠色創新水平的其他經濟特征指標，參考相關文獻[42-44]，選擇托賓Q值 （Q） 、資產負債率（D 、凈資產收益率 （R） 、獨立董事占比 （N） 、股權集中度（H） 、企業成長性 （o） 等企業層面特征變量作為控制變量。變量具體定義見表1。

3.3模型構建

本研究構建如下雙重差分模型，檢驗試點政策對不同動機下企業綠色創新的政策效應。

G_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

I_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

U_it=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： G_it?I_it 和 U_it 為被解釋變量，分別表示企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新； α₀α₁ 和 α₂ 表示待估計參數。 X1_i×X2_t 是核心解釋變量，表示“無廢城市\"建設試點，由試點地區虛擬變量 （X1_i） 和政策實施虛擬變量 （X2_t） 的交乘項構成。其系數 α₁ 即為政策實施效應，若回歸得到的估計值 α₁ 顯著大于零，則表明與非試點地區相比，試點政策對試點地區企業的綠色創新效應存在顯著促進作用。 C_it 表示一系列企業層面控制變量， δ_i 表示個體固定效應， γ_ι 表示年份固定效應， ε_?i 表示誤差項。

4實證分析

4.1 描述性統計分析

描述性統計結果見表2。樣本企業綠色創新 （G） 的最大值和最小值分別為68和0，平均值為3.979，標準差為10.018，表明綠色創新水平在樣本企業中存在差異。樣本企業實質性綠色創新 （I） 的最大值為25，平均值為1.020，均遠小于策略性綠色創新 （U） 的最大值49和平均值2.881，表明樣本企業綠色創新以策略性綠色創新為主。

4.2 雙重差分回歸

表3列（1）、列（2）報告了試點政策影響企業綠色創新的回歸結果。列（1）中未加入控制變量，交互項估計系數顯著為正。列（2）加人控制變量后，交互項估計系數依舊顯著為正。表明試點政策能夠促進企業綠色創新，支持了研究假設H1。

4.3不同綠色創新動機下的政策效應

區分不同綠色創新動機后的回歸結果展示在表3列（3）一列（6。列（3）列（4）分別匯報了在未加入控制變量時，試點政策對企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。列（5）列（6）分別匯報了加入控制變量后，試點政策對企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。在控制公司層面特征變量后，策略性綠色創新的交乘項估計系數顯著為正，而實質性綠色創新的交乘項估計系數并未呈現顯著性。表明相較于實質性綠色創新，試點政策對策略性綠色創新的促進作用更加顯著。上述結果支持了研究假設H2。

4.4穩健性檢驗

4.4.1平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是雙重差分模型應用的重要前提，即要求處理組和控制組的綠色創新在政策實施前應當不存在系統性差異。為保證事件前后窗口期的平衡、避免共線性問題和縮小估計偏誤，參考張子堯等[45]、任勝鋼等[46]的研究，將早于事件窗口觀測值的相對時期 （l?4） 的數據進行適當截斷，并在 95% 置信區間下進行平行趨勢檢驗。圖1繪制了平行趨勢檢驗結果，橫坐標代表年份，縱坐標代表政策影響系數。結果顯示，相關系數在試點政策實施前均不顯著，表明處理組和控制組在政策實施前并無明顯差異，滿足平行趨勢假設。政策實施后，估計系數從第3年開始顯著為正并逐漸增大，說明試點政策對企業綠色創新效應的影響滯后兩年且逐漸增強。滯后原因可能是：綠色專利的立項、研發、申請和審批具有投資大、周期長的特點，反映在綠色專利獲得數量上可能存在一定滯后性。

4.4.2安慰劑檢驗

為檢驗試點政策對企業綠色創新的促進效應是否受到其他時間、地區層面不可觀測或控制因素的影響，選擇進行安慰劑檢驗。在全部地級市中隨機抽取與處理組數量相同的虛擬處理組，并由此構建虛擬交互項，重新進行模型（1）的雙重差分回歸。按上述過程重復1000次，得到如圖2所示的虛擬交乘項估計系數值以及相應 P 值?？梢钥闯觯参縿z驗的回歸系數估計值基本分布在0附近，且雙重差分回歸系數估計結果1.259（圖中虛豎線所示）未包含在檢驗結果中。大多數估計值的 P 值在 10% 的水平上不顯著?；鶞驶貧w結論仍然穩健。

4.4.3傾向得分匹配

為避免選擇偏誤所帶來的估計偏差，采用傾向得分匹配（propensityscorematching，PSM）和雙重差分（differ-ences-in-differences，DID）相結合的方法（PSM-DID）進行穩健性檢驗[47]。選取前文控制變量作為特征變量，采用1：4最近鄰匹配為處理組匹配合理的控制組，以減少自選擇偏誤所帶來的內生性問題。在此基礎上，重新進行模型（1）雙重差分回歸。PSM-DID結果見表4列（1）—列（3）。企業綠色創新和策略性綠色創新的交乘項估計系數均顯著為正，而實質性綠色創新的交乘項估計系數并未呈現顯著性，表明試點政策顯著促進了企業綠色創新效應，且對策略性綠色創新的促進更為顯著。在經過傾向得分匹配后，結果依然穩健。

4.4.4Tobit回歸

考慮到企業綠色創新數據均大于等于0且在0處存在堆積現象，數據分布存在左截尾特點。參考解學梅等[48]、崔麗等[49]的研究，選擇控制個體固定效應和時間固定效應的雙重Tobit模型進行穩健性檢驗，結果見表4列（4）一列（6）。在列（4）中，交乘項估計系數顯著為正，表明試點政策顯著促進了企業綠色創新。在區分綠色創新動機后發現，列（6）中交乘項估計系數顯著為正，而列（5）中交乘項估計系數并未呈現顯著性，表明試點政策對策略性綠色創新的促進作用更強，對實質性綠色創新的促進作用偏弱。進一步證實結果的穩健性。

4.4.5排除其他政策干擾

為排除同期其他政策影響，參考許文立等50的研究，加入研究時間段中實施的碳排放權交易試點政策 （E1） 、用能權交易試點政策 （E2） 、電子商務示范城市試點政策（E3）和低碳城市試點政策 （E4） 的政策虛擬變量后重新進行回歸，回歸結果見表5列（1）一列（3）。在列（1）列（3）中，交乘項估計系數1.360和1.094均在 1% 的水平上顯著為正，而列（2）中，交乘項估計系數在 5% 水平上顯著且僅為0.161。結果表明，在排除同期其他政策干擾后，試點政策顯著促進了企業綠色創新，且對策略性綠色創新的促進效應更顯著，依然證明主要結論是穩健的。

4.4.6替換被解釋變量

考慮到綠色專利一旦開發出來，即使沒有得到國家知識產權局的授權批準，也可以直接用于企業的生產和銷售，對企業績效產生影響[25]。因此，為進一步確?；鶞驶貧w結果的穩健性，通過替換被解釋變量為綠色專利申請量的方式進行穩健性檢驗，結果見列（4）一列（6）。結果表明，替換被解釋變量后，交乘項估計系數仍顯著為正，驗證了基準回歸結果的穩健性。

5 異質性分析

前文已經驗證了試點政策對試點地區企業不同動機下綠色創新效應的影響，但行業污染密集程度、企業規模、產權性質的不同是否會對試點政策的綠色創新效應產生一定差異？參考肖仁橋等[23]的研究，采用三重差分法對試點政策的綠色創新效應進行異質性分析，并構建如下三重差分模型：

G_it=θ₀+θ₁X1_i×X2_t×ω+θ₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： θ₀?θ₁ 和 θ₂ 表示待估計參數， ω 分別表示行業污染密集程度 （P） 、企業規模 （A） 和產權性質 （S） 。當 ω 表示行業污染密集程度時，若考察高污染密集程度行業的政策效應，則令高污染密集程度行業 P=1 ，非高污染密集程度行業 P=0 ；若考察非高污染密集程度行業的政策效應，則令非高污染密集程度行業 P1=1 ，高污染密集程度行業P1=0 當 ω 表示企業規模時，若考察大規模企業的政策效應，則令大規模企業 A=1 ，小規模企業 A=0 ；若考察小規模企業的政策效應，則令小規模企業 A1=1 ，大規模企業A1=0 。當 ω 表示產權性質時，若考察國有企業的政策效應，則令國有企業 S=1 ，非國有企業 S=0 ；若考察非國有企業的政策效應，則令非國有企業 S1=1 ，國有企業 S1=0 交乘項系數 θ₁ 是重點關注的估計系數。其他變量含義與上文一致。

對于行業污染密集程度異質性，參考潘愛玲等[51]的研究，將煤炭開采和洗選業等16個行業作為高污染密集程度行業，其他行業作為非高污染密集程度行業。對于企業規模異質性，參考陳詩思[22]，以企業年末總資產來衡量企業規模，將年末總資產大于樣本企業年末總資產中位數的企業作為大規模企業，反之，則作為小規模企業。

5.1行業污染密集程度

表6報告了行業污染密集程度異質性回歸結果。列（1）一列（3）分別匯報了高污染密集程度行業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。列（4）一列（6分別匯報了非高污染密集程度行業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。結果表明，試點政策對高污染密集程度行業的綠色創新和策略性綠色創新并無顯著影響，對實質性綠色創新則表現為顯著的約束效應，這一發現與崔惠玉等的研究相似。而相反地，試點政策對非高污染密集程度行業的綠色創新、實質性綠色創新以及策略性綠色創新均表現為顯著促進效應。高污染行業的生產經營活動通常伴隨大量污染物排放，當響應試點政策帶來的補償性收益無法覆蓋企業環保成本時，基于經濟理性考量，企業可能逆向選擇生產線末端廢棄物治理或暫時停產減產等策略，而非開展技術性減排。而在環境政策驅動下，低污染行業更契合綠色投資要求，其市場認可度和融資能力的提升將有效激勵企業綠色創新。

5.2企業規模

試點政策的企業規模異質性回歸結果見表7。列（1）一列（3）分別匯報了大規模企業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。列（4）一列（6分別匯報了小規模企業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。試點政策顯著促進了試點地區大規模企業的綠色創新、實質性綠色創新以及策略性綠色創新，但抑制了小規模企業的綠色創新、實質性綠色創新以及策略性綠色創新。與小規模企業相比，大規模企業依托規模經濟效應和融資渠道優勢，能夠構建起持續穩定的綠色創新支持體系，從而緩解綠色創新研發和轉化過程中的不確定性風險。而受制于資源稟賦約束的小規模企業，難以在資源有限市場上獲得足夠的創新補償，導致綠色創新效能弱化。

5.3產權性質

根據企業產權性質差異，將樣本企業劃分為國有企業和非國有企業并進行三重差分回歸，結果見表8。列（1）一列（3）分別匯報了國有企業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。列（4）—列（6）分別匯報了非國有企業中，試點政策對企業綠色創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的回歸結果。試點政策對國有企業綠色創新、實質性綠色創新以及策略性綠色創新均產生顯著促進作用，對非國有企業的策略性綠色創新無顯著影響，但對非國有企業的綠色創新和實質性綠色創新表現為顯著抑制作用。相較于自負盈虧的非國有企業，地方官員在晉升錦標賽驅動下通過政策傳導機制定向賦能國有企業，能夠支持國有企業綠色創新。此外，國有企業同時具有經濟績效和社會責任雙重目標，促使其主動內化政策要求，通過綠色技術手段降低排放強度，以創新實踐推動“無廢城市\"建設。

6 作用機制分析

基于前文理論分析，構建中介效應模型檢驗試點政策影響不同動機下企業綠色創新效應的作用機制[53]。模型設定如下：

G_ii=α₀+α₁X1_i×X2_t+α₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

M_it=φ₀+φ₁X1_i×X2_t+φ₂C_it+δ_i+γ_t+ε_it

其中： M_it 為中介變量，即融資約束 （M1^? 、研發人員投人 （M2） 和公眾環境關注（M3）。 φ₀?φ₁?φ₂?ψ₀?ψ₁?ψ₂ 和 ψ₃ 表示待估計參數。其他變量定義與上文保持一致。

6.1融資約束

鑒于WW指數與KZ指數包含現金流等內生性金融變量，易受到內生性因素干擾，本研究選取SA指數衡量企業融資約束程度[42.54]，檢驗結果見表9。結果表明，融資約束是試點政策影響企業綠色創新效應的作用機制，且該作用機制主要體現在對策略性綠色創新的影響中，從而驗證了假設 H3a_c 。試點政策通過激活綠色金融聚集效應，推動金融要素向綠色創新項目流動，構建多元化融資渠道以緩解融資約束，促使企業進行綠色創新。

6.2 研發人員投人

研發人員投人是企業綠色創新的核心要素。參考曾萍等[55的研究，以研發人員占總員工人數之比的自然對數衡量科研人員投入，檢驗結果見表 10 結果表明，研發人員投入是試點政策促進企業綠色創新的作用機制，且這一機制更多地通過促使企業進行策略性綠色創新來提升綠色創新水平，從而驗證了假設 H3b 。試點地區通過人才引進政策促進企業人力資源存量積累和知識技術等智力要素加速聚集，持續賦能企業綠色創新進程。

6.3 公眾環境關注

隨著公眾環境關注度的提高，這種“自下而上\"的力量逐漸對企業的創新活動產生重要影響。參考徐妍等40和馬苓等39的研究，利用百度“環境污染\"搜索指數年均值的自然對數測度公眾環境關注，檢驗結果見表11。由于列（4）中交乘項系數 ψ₂ 在 1% 水平上正向顯著，而公眾環境關注系數 ψ₁ 并未呈現顯著性，因此，為了增強機制檢驗結果的可信度，參考溫忠麟等[53]、史亞雅等[56的研究，進行重復1000次的中介效應Bootstrap檢驗。直接效應的 95% Mon-teCarlo置信區間為（2.302，3.183），不包含0，表明試點政策對企業策略性綠色創新存在影響。中介效應的 95%MonteCarlo置信區間為（0.275，0.387），不包含0，說明公眾環境關注的中介效應成立。結果表明，公眾環境關注是試點政策促進企業綠色創新的作用機制，且這一機制更多地通過促使企業進行策略性綠色創新來提升綠色創新水平，從而驗證了假設 H3c 。試點政策鼓勵公眾參與“無廢城市\"協同治理，提高公眾環境關注度，促使企業借助綠色創新回應公眾生態訴求，實現綠色創新和技術升級。

7研究結論與政策啟示

本研究以2012—2022年A股上市公司為研究對象，采用雙重差分法，檢驗了差異化創新動機下“無廢城市”建設試點的企業綠色創新效應，并分析了其影響機制。研究發現： ① “無廢城市\"建設試點能夠顯著推動企業進行綠色創新。通過區分綠色創新動機，發現試點政策對策略性綠色創新的促進作用更為顯著，對實質性綠色創新的促進作用偏弱。該結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。 ② 異質性分析表明，試點政策對企業綠色創新的促進作用在非高污染密集程度行業、大規模企業和國有企業中更為顯著。 ③ 機制分析表明，試點政策通過緩解融資約束、增加研發人員投入和提高公眾環境關注3個渠道對綠色技術創新產生正向影響，并且更多地通過促使企業進行策略性綠色創新來提升企業綠色創新水平。

基于以上研究結論，得到如下政策啟示。

第一，試點政策有助于促進企業進行綠色創新，有必要推動新一批“無廢城市\"建設工作。在試點過程中應當構建“宏觀引導-微觀激活\"雙軌驅動機制，在強化政策供給端頂層設計的同時，建立企業實質性創新激勵機制，推動實質性綠色創新應用于工業廢物的處置與循環利用。

第二，試點過程中應綜合考慮企業異質性特征。例如，對高污染行業進行約束雖然能在短時間內減少工業廢棄物排放，但從長期視角來看，可能會使企業陷入難融資、難創新、難轉型的困境。因此，應制定科學合理的精準化政策體系，完善多元化融資渠道，積極培育產業發展新模式。

第三，構建成果轉化效益可觀的綠色創新變現機制。重點布局污染物源頭減量、資源化利用和無害化處置技術研發，發揮產業集群優勢和人才集群優勢，推行企業循環式生產、產業循環式組合、園區循環化改造的發展模式，實現由綠色創新資源到低碳經濟效益的順利轉變。

第四，培養社會公眾的環保參與意識，發揮公眾在“無廢城市”建設中的主體作用：引導社會公眾參與廢棄物管理，形成環境友好型生活習慣，減少廢棄物的產生；運用信息公開和監督機制拓展公眾參與渠道，鼓勵社會公眾監督廢棄物處理，提高公眾環保參與度。

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Impact of zero-waste pilot city constructionon corporate green innovation

CHAI Shanglei，ZHOU Qianqian1，WEI Wei23，CAO Mengjun1 （1.Business School，Shandong Normal University，Jinan Shandong 25oo14，China; 2.School of Management， Zhengzhou University，Zhengzhou Henan 45ooO1， China; 3.ConstructionInnovation CenterforPublic ManagementDiscipline，Zhengzhou University，Zhengzhou Henan45，China）

AbstractTheconstructionofzero-wastepilotcitisisasigificantinitativetopromotemunicipalsolidasteprevenionadeologi calcivilzationinChina.Usinganualpaneldatafrom2O81A-sharelistedcompaniesinChinafrom2O12to222，thisstudyemployeddiferes-direseotopcallstteipactofzrowasteptityonstructioorpategeniovtion.Thestuduteadterogeiyfsiactsdousyolitesitytepseduef propertyrights，fromtheperspectiveofthemotivationsforgreeiovatio.Aditionallthissudyexploredthemediatigehanismthroughhichthispolicypromotedgreeninnovationunderdiferentcorporatemotivations，onsideringfiancingconstaints，investment in Ramp;D personnel，and public environmental awareness.The findings revealed that： ① The pilot policy promoted corporate greeninnovationintepilotarea，withagreaterimpactostrategicgrenovationbutaweakerimpactonsubstantivegreenovation.Thesecolusisstilleldesrsofbusssstsuchsaraleltredtstlacebotst，-alisit gression，exclusion of other policy disturbances，and replacement of explained variables. ② The results of heterogeneity test showed thatthepositivincetiefetoftepilotpolcyoorpategniovationaoresigficantinonpoltintesiedus tries，large-scale enterprises，and state-owned enterprises. ③ The results of the mechanism tests indicated that the pilot policy positivelyaectedopoateeniovionbylvitigfaingonstaints，ceasingiesmntinamp;soel，ndsingublc environmentalawarens.Ispromotngefectwasparilyfctedintepromotiooftrategicninovationatertsustan tivegreeninnovationeireaseingreninvetionpatentsissstialforelgeterpsssietificallyontrolisiod ducepolutionhilesubstantivegreeninnovatinthatpromotestheprogessofgnproductiontecnologyanpromoteiguality corporatedevelopmentTrefore，itisecessryforteovermettoctivelypromoteewatchofpilotproectsfortecostructionofzero-wastecitsproidfancalsupporttoallandmem-sidprvateeterprssandplltiontesiveiust， motethetalentgegationefct，andfullylveragetesyeisticgoveanceefctsofpublicsupervisioTesemeasuestoe hance corporate green innovation， particularly in advancing substantive green innovation.

Keywordser-astecitynoatio;diereei-diferencsmodel;naninonstraint;publicviometala

（責任編輯：劉照勝）