政府環(huán)境補貼、制度激勵與企業(yè)綠色創(chuàng)新
——基于傾向得分匹配法的實證分析

趙一心 侯和宏 繆小林

（1.云南財經(jīng)大學，昆明 650000；2.浙江工業(yè)大學，杭州 310000）

內(nèi)容提要：政府環(huán)境補貼能否激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新？已經(jīng)成為中國生態(tài)文明建設與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展共同關注的重要話題。本文以2007年-2017年中國上市公司為研究樣本，采用傾向得分匹配法識別政府環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入與創(chuàng)新強度的因果關系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）政府環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著的促進作用。（2）政府環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的制度激勵作用得到明顯體現(xiàn)。具體而言，國有企業(yè)與創(chuàng)新能力高的企業(yè)具有較強綠色創(chuàng)新動機，環(huán)境補貼對這類企業(yè)起到“錦上添花”的激勵作用；而生產(chǎn)規(guī)模小、治理任務重、融資約束強的企業(yè)，自身創(chuàng)新稟賦較低，環(huán)境補貼更多是一種“雪中送炭”的資金激勵。（3）新《環(huán)保法》的實施強化了企業(yè)污染治理行為，有效形成源頭削減與末端凈化相同步的污染治理模式。為激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新、完善政府環(huán)境補貼政策提供了有益的政策啟示。

一、引言

改革開放40余年間，中國人均GDP以25倍以上的速度持續(xù)增長，①根據(jù)世界銀行世界發(fā)展指標（WDI）數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，1978年中國人均GDP為308美元（按2010年不變美元計算）增長至2018年約7800美元，增長速度約26倍。但隨之產(chǎn)生了嚴重的環(huán)境污染，尤其是工業(yè)發(fā)展過程中形成的一系列“高污染-高能耗-高排放”問題，[1]對中國綠色發(fā)展理念與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展目標存在一定影響。根據(jù)世界銀行發(fā)展報告分析，2017年中國工業(yè)部門貢獻了超過40%的GDP，但同時也造成三分之二以上的整體環(huán)境污染。[2]面對工業(yè)發(fā)展與環(huán)境污染的雙重挑戰(zhàn)，國家發(fā)展改革委與科技部已于2019年聯(lián)合印發(fā)《關于構建市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系的指導意見》，強調(diào)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的主體地位，充分發(fā)揮企業(yè)在綠色技術研發(fā)、成果轉化、示范應用和產(chǎn)業(yè)化中的積極作用。與此同時，財政部還出臺新版《節(jié)能減排補助資金管理暫行辦法》（財建〔2020〕10號），以期通過政府補貼的形式更好激發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新活力，提升綠色生產(chǎn)方式的轉型能力。因此，作為中國實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展目標的戰(zhàn)略路徑，如何通過政府環(huán)境補貼激發(fā)企業(yè)研發(fā)動力，釋放創(chuàng)新活力并形成經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動力，已經(jīng)成為現(xiàn)代化建設全局中的關鍵性問題，對實現(xiàn)生態(tài)文明建設與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的“雙贏”目標具有重要的現(xiàn)實意義。

理論上，環(huán)境補貼可以補償企業(yè)由于研發(fā)外部性造成的創(chuàng)新收益損失，實現(xiàn)技術研發(fā)的外部效應內(nèi)部化，進而提升企業(yè)技術創(chuàng)新意識與研發(fā)投入。[3]但在實際運行中，環(huán)境補貼作為一項政府干預手段，其促進作用很大程度上依賴于企業(yè)的行為策略和政府的監(jiān)管力度。[4]背后的邏輯是：一方面，由于微觀企業(yè)作為理性經(jīng)濟人，對是否獲得環(huán)境補貼以及獲得多少補貼的“敏感程度”表現(xiàn)不一，環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應發(fā)揮將受到企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)生差異影響。[5]另一方面，環(huán)境補貼在一定程度上彌補企業(yè)的投資成本，降低了技術創(chuàng)新風險，對企業(yè)的環(huán)保投入形成正向沖擊。尤其在環(huán)境政策的外生約束下，企業(yè)的生產(chǎn)成本進一步增加，只有尋求高效的綠色生產(chǎn)方式，才能權衡好生產(chǎn)成本與收益間的矛盾。

既有研究針對政府政策與企業(yè)創(chuàng)新行為的關系，主要圍繞稅收優(yōu)惠激勵企業(yè)研發(fā)[6-8]、財政直接投資創(chuàng)新項目[9]與環(huán)境規(guī)制促進技術革新[10-11]等方面進行了較為豐富的探討。然而，企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)綠色創(chuàng)新的概念有所區(qū)別，綠色創(chuàng)新更多的是指企業(yè)為環(huán)境保護而進行科技研發(fā)與技術創(chuàng)新。部分文獻也重點研究了政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。石光等（2016）[4]以 2001年-2010年地級市數(shù)據(jù)，采用雙重差分法考察了脫硫補貼政策對企業(yè)SO2排放的影響及其作用機制，研究發(fā)現(xiàn)脫硫補貼政策通過提升企業(yè)投資和使用脫硫設施的積極性，進而降低企業(yè) SO2的排放；Bai等（2018）[12]研究以火電廠為例，基于Slacks測度與Tobit模型分析政府為能源密集型企業(yè)注入的大量環(huán)境補助能否提升綠色生產(chǎn)效率，結果證實2010年-2013年間政府環(huán)境補貼限制了綠色效率的提升，至2015年才開始出現(xiàn)明顯的逆轉趨勢。李青原和肖澤華（2020）[13]以中國A股重污染行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，分別檢驗排污收費和環(huán)保補助對企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的影響，結果發(fā)現(xiàn)企業(yè)對政府的迎合或?qū)ぷ庑袨榕で谁h(huán)保補助的最優(yōu)配置，導致環(huán)保補助“擠出”企業(yè)原本用于綠色創(chuàng)新的資金。盡管上述文獻對分析環(huán)境補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新行為提供了有益借鑒，但是對微觀企業(yè)主體的行為刻畫仍存在一定缺陷。一是以地市級層面或特殊污染行業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本僅僅體現(xiàn)了地區(qū)或行業(yè)的平均化現(xiàn)象；二是將企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為直接量化為綠色生產(chǎn)效率，導致企業(yè)綠色創(chuàng)新?lián)诫s著生產(chǎn)產(chǎn)出的部分[14]。上述兩類研究均無法客觀反映微觀企業(yè)主體的真實創(chuàng)新行為。更為重要的是，上述文獻未考慮被授予環(huán)境補貼的企業(yè)存在自選擇偏誤問題。由于政府與企業(yè)間的信息不對稱，往往那些出口企業(yè)、國有企業(yè)與高新技術企業(yè)更容易獲得政府補貼，甚至在發(fā)放補貼過程中，地方政府更多地以滿足自利偏好而進行選擇性發(fā)放[15]。

有鑒于此，本文基于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫選取制造業(yè)、采礦業(yè)和能源行業(yè)上市公司獲得的政府環(huán)境補貼與企業(yè)自身綠色創(chuàng)新投資等相關數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法（PSM）準確識別環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投資的因果效應。綜合上述分析，本文可能在以下幾個方面有所貢獻：第一，從研究視角出發(fā)，本文研究環(huán)境補貼能否激勵企業(yè)提升綠色創(chuàng)新的積極性，不僅豐富有關政府補貼等政策實施效果的文獻，還從企業(yè)研發(fā)投入的角度出發(fā)，更微觀地考察政府補助資金對企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的影響，最終加深了我們對環(huán)境補貼引導企業(yè)主動踐行綠色生產(chǎn)方式的理解。第二，從數(shù)據(jù)與研究方法而言，本文選取重污染企業(yè)聚集的制造業(yè)、采礦業(yè)和能源行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，克服地市級層面或特殊污染行業(yè)數(shù)據(jù)對刻畫企業(yè)研發(fā)行為的平均化和局部化問題。并采用傾向得分匹配法準確識別出環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的因果效應，較好地解決了環(huán)境補貼自選擇問題帶來的系統(tǒng)性偏誤，為相關研究提供新的實證分析思路。第三，本文區(qū)分微觀企業(yè)內(nèi)生的創(chuàng)新動機與創(chuàng)新稟賦差異，重點對不同類型企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為進行了刻畫與反映，這有助于分析宏觀政策對微觀主體間的傳導機制，還為現(xiàn)階段政府如何完善環(huán)境補貼制度，進一步激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新活力提供了理論指導。

二、文獻綜述與研究假設

（一）環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

環(huán)境污染與技術研發(fā)之間的雙重外溢性，導致企業(yè)缺乏綠色創(chuàng)新的動力。一方面，企業(yè)排污行為的負外部性，對本地區(qū)生態(tài)環(huán)境造成嚴重破壞的同時，還會通過空間外溢的方式將污染物“轉嫁”或“殃及”到周邊地區(qū)。這種不利影響的責任承擔者并不直接是排污企業(yè)，而是社會生活中的其他一方或多方主體。久而久之，污染治理的權責缺失導致企業(yè)只顧及自身經(jīng)濟利益而忽視節(jié)能減排和污染治理[16-17]。另一方面，企業(yè)除了自身研發(fā)投入所形成的技術外，還可以無償使用其他企業(yè)的創(chuàng)新活動溢出知識[18]，致使企業(yè)更多地愿意“投機取巧”，而非實質(zhì)性創(chuàng)新。再者，市場資源配置失靈導致企業(yè)收益率低于社會收益率[19-20]，給企業(yè)自發(fā)的創(chuàng)新性活動帶來了較大風險，因而企業(yè)更加缺乏主動創(chuàng)新的積極性[21-22]。為了彌補雙重外部性導致的企業(yè)研發(fā)乏力問題，地方政府普遍運用一系列政策，使企業(yè)研發(fā)投入更接近社會最優(yōu)均衡狀態(tài)[23]，進而鼓勵企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入。其中，最為直接的是政府環(huán)境補貼政策。

諸多研究針對政府環(huán)境補貼對企業(yè)技術研發(fā)的影響分析做了較為豐富的論證。相較于政府補貼，政府環(huán)境補貼更加關注于地方政府的環(huán)境治理目標，以選擇性地補貼方式向微觀企業(yè)免費提供一定數(shù)額的轉移支付。由于政府環(huán)境補貼的目標明確，與一般性補貼產(chǎn)生的政策效果也存在差異[24]。Shepherd和Patzelt（2011）[25]研究發(fā)現(xiàn)，地方政府提供選擇性的補貼能降低尋租和低效投資之類的問題，更加有效地提升企業(yè)的技術研發(fā)績效。Wang等（2017）[26]以博弈論的分析范式，比較了專項與一般補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結果發(fā)現(xiàn)政府各類補貼均能促進企業(yè)的技術創(chuàng)新，但具有針對性的政府環(huán)境補貼對降低研發(fā)風險更加有效。在資金支持方面，Amezcua等（2013）[27]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境補貼不僅能夠補充企業(yè)自身所缺乏的研發(fā)資金，也能彌補企業(yè)因綠色技術研發(fā)所造成的部分產(chǎn)值損失，并這種資金支持效應對資金匱乏的初創(chuàng)公司表現(xiàn)得尤為明顯。在風險規(guī)避方面，環(huán)境補貼降低了企業(yè)的邊際成本和不確定性、有效分散了企業(yè)創(chuàng)新活動的風險。此外，環(huán)境補貼還能向外界傳遞積極信號，樹立企業(yè)在環(huán)境保護方面的榜樣形象，進而有利于企業(yè)更易獲取創(chuàng)新效率提升所需的資源。

綜合上述分析，我們可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響邏輯是：在市場競爭過程中，企業(yè)綠色創(chuàng)新行為將受到環(huán)境污染與技術研發(fā)的雙重外溢影響，且“高成本-低收益”綠色研發(fā)有損企業(yè)的利潤提升，最終導致企業(yè)缺乏創(chuàng)新動力。政府為解決這一市場失靈問題，通過環(huán)境補貼的方式給予企業(yè)一定的資金支持，提升其研發(fā)風險規(guī)避能力，進而激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新積極性。結合邏輯分析，我們提出如下假設。

假設1：環(huán)境補貼是企業(yè)綠色創(chuàng)新增加的主要推動力，有效提升了企業(yè)的綠色研發(fā)投入與研發(fā)強度。

（二）基于企業(yè)創(chuàng)新動機與創(chuàng)新稟賦的環(huán)境補貼綠色創(chuàng)新效應考察

環(huán)境補貼激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新的政策效應發(fā)揮，離不開企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)生行為動機，政府補貼的注入會使不同企業(yè)出現(xiàn)差異化的行為反映。從信號傳遞的角度分析，部分企業(yè)積極主動地進行綠色創(chuàng)新是為了向外界傳遞履行社會責任的信號，以期獲得社會公眾的認可和支持。從企業(yè)的自身稟賦來看，資金條件是約束企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要因素，而環(huán)境補貼不僅能彌補企業(yè)研發(fā)資金不足的問題，還更好地規(guī)避了創(chuàng)新風險，進而激發(fā)了企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)承擔著更多的環(huán)境保護責任，綠色創(chuàng)新的“利他”動機更強[28]。并且國有企業(yè)承擔著支柱型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展重任，其在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略中承擔著其他經(jīng)濟主體無法替代的角色[29]。因此，獲得環(huán)境補貼的國有企業(yè)更容易投入到綠色創(chuàng)新的研發(fā)工作，以期實現(xiàn)環(huán)境政策性目標且樹立良好的環(huán)保形象。與此同時，已有研究也發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力較高的企業(yè)具有“仁義禮智”等企業(yè)文化，通過影響企業(yè)高管的社會責任感，進而影響綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的實施[30]。當然，這部分企業(yè)在研發(fā)資源稟賦、研發(fā)規(guī)模、技術積淀與人才團隊等方面也具有較強優(yōu)勢，可以為后續(xù)的技術研發(fā)工作奠定了堅實基礎，因此環(huán)境補貼對激發(fā)企業(yè)釋放創(chuàng)新活力起到了催化劑的作用。

除此之外，研發(fā)資金作為技術創(chuàng)新的重要物質(zhì)基礎。諸多研究發(fā)現(xiàn)，由于技術研發(fā)過程中需要大量穩(wěn)定的資金投入，企業(yè)資金約束確實會抑制其創(chuàng)新活動的發(fā)生概率[31-33]。首先，規(guī)模較小的企業(yè)不具有大企業(yè)在資源稟賦、規(guī)模經(jīng)濟、風險分擔和融資渠道等方面的比較優(yōu)勢，對企業(yè)開展創(chuàng)新活動無法提供基本的資金保障；其次，重污染企業(yè)由于污染治理的壓力和成本較大，在生產(chǎn)過程中不得不使用綠色創(chuàng)新技術以符合環(huán)保生產(chǎn)的標準[34-35]，導致這部分企業(yè)在綠色創(chuàng)新方面所需的資金規(guī)模較大。蔡慶豐等[36]發(fā)現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)源性融資有限，外部金融資源將是企業(yè)研發(fā)資金的主要來源，然而外部投資者考慮到綠色創(chuàng)新投入除了具有高風險性外，很難像其他創(chuàng)新活動一樣使企業(yè)直接獲得高回報率[37]，導致企業(yè)為了綠色創(chuàng)新而進行的外部融資將更加困難。因此，政府的環(huán)境補貼很大程度上解決了研發(fā)資金短缺且融資約束較高的企業(yè)在研發(fā)過程中資金短缺問題，為這部分企業(yè)通過技術創(chuàng)新提升自身的生存與發(fā)展能力提供了有利幫助。綜上分析，我們提出以下假設。

假設2：不同類型的企業(yè)在利用環(huán)境補貼進行綠色創(chuàng)新的過程中存在內(nèi)生差異影響。環(huán)境補貼的制度激勵效應更容易體現(xiàn)在：社會責任和創(chuàng)新能力強的企業(yè)（創(chuàng)新動機強的企業(yè)）以及資金成本和融資約束高的企業(yè)（創(chuàng)新稟賦低的企業(yè)）。①本文分析的創(chuàng)新稟賦主要為企業(yè)在資金方面的初始稟賦，因此創(chuàng)新稟賦高低的劃分標準主要為企業(yè)能用于研發(fā)創(chuàng)新的資金是否足夠多或是否容易籌集資金。若企業(yè)資金匱乏或融資約束高，本文就將其歸為創(chuàng)新稟賦低的企業(yè)。

（三）環(huán)保法規(guī)約束對企業(yè)利用環(huán)境補貼進行綠色創(chuàng)新的影響

作為理性經(jīng)濟人的微觀企業(yè)，其創(chuàng)新行為動機較為復雜。黎文靖和鄭曼妮（2016）[7]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)往往通過增加非發(fā)明專利申請數(shù)的“數(shù)量”而忽視“質(zhì)量”的創(chuàng)新，“粉飾”自身創(chuàng)新能力和條件，以尋求更多的政府扶持。甚至一些融資約束嚴重的企業(yè)會變相操縱研發(fā)投入來獲得政府補貼、稅收減免等一系列政策優(yōu)惠[38]?？梢?，政府與企業(yè)間存在信息不對稱，導致環(huán)境補貼的實際執(zhí)行效果會部分偏離政策實施意圖。尤其是缺乏外部監(jiān)管的情況下，企業(yè)很可能將環(huán)境補貼用于與綠色創(chuàng)新無關的生產(chǎn)活動中，滿足其經(jīng)濟收益[39]。因此，諸如新《環(huán)保法》這類嚴格的環(huán)境規(guī)制，形成的公眾監(jiān)督和污染處罰機制，將進一步增加企業(yè)的污染成本，“倒逼”企業(yè)進行綠色創(chuàng)新[40]。基于此，提出本文的研發(fā)假設3：

假設3：新《環(huán)保法》作為一項嚴格的環(huán)境規(guī)制，對被補貼企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為起到了一定的約束作用。

三、實證策略與數(shù)據(jù)描述

（一）識別模型

為識別政府環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的因果效應，本文運用傾向得分匹配方法，通過匹配獲得環(huán)境補貼和未獲得環(huán)境補貼的企業(yè)，在控制環(huán)境補貼自選擇效應的基礎上檢驗其對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入和創(chuàng)新強度的促進作用。借鑒Heckman等（1997）[41]研究，采用環(huán)境補貼企業(yè)的平均處理效應（Average Treatment Effects on the Treated，ATT）來估計環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。在潛在結果框架下，平均處理效應表示為：

其中，Y1為獲得政府環(huán)境補貼企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入水平，Y0為未獲得政府環(huán)境補貼企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入水平。企業(yè)在當年享有政府環(huán)境補貼時Treat=1，否則Treat=0。對于同一家企業(yè)，由于潛在結果E(Y0|Treat=1)無法觀測，因而本文通過傾向得分匹配法進行估計。

但考慮到環(huán)境補貼可能存在自選擇問題對潛在結果產(chǎn)生干擾，只有找到一組代表區(qū)域特征的協(xié)變量，以此為基礎將處理組與控制組之間的系統(tǒng)性差異消除，才能使之滿足條件獨立假設（CIA）。對此，本文的思路是：從未獲得補貼的企業(yè)中，為每家獲得環(huán)境補貼的企業(yè)尋找到與之特征相似的企業(yè)進行匹配，使之除了在環(huán)境補貼方面的不同之外，其他特征（協(xié)變量）均類似。鑒于協(xié)變量維度過高帶來的匹配困難，使用構造的傾向得分進行匹配，匹配方法依賴于共同區(qū)間假設：

在傾向得分P(X)的基礎上，系統(tǒng)性偏誤得以消除，最終形成一組控制組。這一控制組在政府環(huán)境補貼前，未獲得補貼的企業(yè)盡可能與獲得補貼企業(yè)在經(jīng)濟特征形態(tài)等方面相似，使得被補貼企業(yè)和未被補貼企業(yè)可以直接進行比較。

（二）數(shù)據(jù)描述

本文以制造業(yè)、采礦業(yè)與能源行業(yè)的上市公司為研究對象，樣本選取的時間跨度為2007年-2017年，數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。其中，環(huán)境補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新投入等相關數(shù)據(jù)根據(jù)財務報表明細手工整理得到。具體而言，環(huán)境補貼是基于政府補助明細項目中“環(huán)?！薄拔鬯薄皬U氣”，“廢棄”與“污染”等關鍵詞查找而得。企業(yè)綠色創(chuàng)新投入也以同樣思路，根據(jù)企業(yè)報表中研發(fā)支出明細整理得到。在剔除金融行業(yè)、ST企業(yè)和主要數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終研究樣本為18277個。

環(huán)境補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新投入是本文的核心變量。其中，企業(yè)是否獲得政府環(huán)境補貼是本文的處理變量。如果政府環(huán)境補貼金額大于0，就將企業(yè)視為獲得政府環(huán)境補貼的企業(yè)，Treat=1；反之，Treat=0。企業(yè)綠色創(chuàng)新投入是本文的結果變量，分別從絕對量和相對量兩個方面度量。前者主要采用綠色創(chuàng)新投入的自然對數(shù)衡量，具體計算方法為：綠色創(chuàng)新投入=ln（綠色研發(fā)支出+1）；后者是綠色創(chuàng)新強度，由綠色創(chuàng)新投入除以企業(yè)研發(fā)投入總額計算而得。

基于中國的制度背景與相關經(jīng)驗研究，本文選取以下變量作為協(xié)變量。（1）企業(yè)規(guī)模。用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)來衡量。企業(yè)規(guī)模有助于企業(yè)克服研發(fā)固定成本障礙，緩解研發(fā)資金約束。更重要的是，企業(yè)規(guī)模能夠影響企業(yè)獲得政府公共資金資助的可能性[42]。（2）企業(yè)所有權性質(zhì)。這是影響綠色創(chuàng)新行為和獲得政府補貼可能性的另一個重要因素。一方面，所有權不同的企業(yè)在治理結構和投資偏好方面存在差異；另一方面，政府在公共補貼資金分配上對不同所有權性質(zhì)企業(yè)的態(tài)度也存在差別。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將企業(yè)分為國有、民營、外資和其他等四種類型。（3）企業(yè)創(chuàng)新能力?；谥袊鴶?shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的專利與政府研發(fā)補貼分配密切相關[43]。并且創(chuàng)新能力作為企業(yè)研發(fā)投入的初始稟賦，能力越強的企業(yè)越有可能將資金更多的投入研發(fā)，也更有可能獲得政府研發(fā)補貼。因此本文用企業(yè)專利數(shù)量來表示企業(yè)的創(chuàng)新能力。（4）行業(yè)性質(zhì)。通常情況下，不同行業(yè)所受到產(chǎn)業(yè)政策的影響不同，補貼程度也存在差異。根據(jù)本文關注點，按污染程度高低分為高污染行業(yè)和低污染行業(yè)。此外，考慮到資金約束對企業(yè)的研發(fā)投資行為的影響。本文利用利息水平占債務的比重進一步控制了企業(yè)融資約束水平。

表1描述了樣本企業(yè)的綠色創(chuàng)新和基本信息方面的指標。從企業(yè)的綠色創(chuàng)新來看，樣本企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入平均額為65146元，平均創(chuàng)新強度為0.0014。另外，通過進一步細分樣本發(fā)現(xiàn)，共有3639家企業(yè)獲得了政府環(huán)境補貼，這些企業(yè)平均環(huán)境補貼額度為4254759元，平均綠色創(chuàng)新投入額為98784元；另外14638家企業(yè)沒有受到政府的環(huán)境補貼，其平均綠色創(chuàng)新投入額為56786元。

表1 樣本描述性統(tǒng)計

四、基準回歸分析

（一）匹配結果分析

表2顯示了匹配前處理組與控制組之間協(xié)變量的對比。結果顯示，對大部分協(xié)變量而言，處理組（獲得補貼）和控制組（未獲得補貼）之間的差異較大且顯著。這表明綠色創(chuàng)新投入在處理組與控制組之間的差異不能簡單地歸因于環(huán)境補貼，也可能由自選擇或無法觀察到的異質(zhì)性所導致。

表2 匹配前處理組與控制組協(xié)變量比較

為此，本文使用logit模型來估計傾向得分。所使用的回歸變量包括上文中提到的協(xié)變量，以及平方項和交互項用來捕獲可能的非線性效應并增強平衡匹配結果的準確性。表3報告了傾向得分估計結果。其中，第1列呈現(xiàn)了匹配前企業(yè)規(guī)模等因素對企業(yè)是否獲得環(huán)境補貼的影響。結果表明，本文所選的影響因素大部分均在1%或5%的顯著性水平下顯著，且企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新能力顯著促進企業(yè)獲得環(huán)境補貼的可能性，但是屬于污染行業(yè)、融資約束受限的企業(yè)與外資企業(yè)均不利于獲得環(huán)境補貼。上述結果證實企業(yè)規(guī)模、所有制性質(zhì)和創(chuàng)新能力等因素是影響企業(yè)是否獲得政府環(huán)境補貼的關鍵因素。相應的，第2列為匹配后企業(yè)規(guī)模等因素對企業(yè)是否獲得環(huán)境補貼的影響。結果表明，樣本匹配成果后的協(xié)變量系數(shù)均不顯著。這一結果說明，匹配使得協(xié)變量等混雜因素無法影響企業(yè)獲得政府環(huán)境補貼，為準確識別環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的因果效應提供了較好的基礎。進一步比較第1列與第2列的偽R2（Pseudo R2）大小。①Pseudo R2表示解釋變量對模型的解釋程度，在匹配樣本中，解釋變量的系統(tǒng)性差異消除了，因而偽R2應當出現(xiàn)明顯地下降。結果正如本文所預測的那樣，偽R2由匹配前的0.0933下降到匹配后的0.0003，表明匹配成功。

表3 傾向得分估計結果

傾向得分匹配法的合理性建立在共同支撐假設和平衡性條件的基礎之上。為確保估計結果的可信性和穩(wěn)定性，本文逐一通過共同區(qū)間假設和匹配平衡測試驗證匹配質(zhì)量。首先，圖1呈現(xiàn)了匹配前后的傾向得分分布情況。匹配前（左圖），處理組和對照組樣本的傾向得分概率分布存在較大差異；而匹配后（右圖），兩組樣本之間核密度分布較為一致，且共同支撐區(qū)域較大，因而滿足共同區(qū)間假設的要求。

圖1 匹配前后傾向得分的核密度對比

其次，表4進一步報告了根據(jù)1∶1最近鄰匹配（NNM）進行替換后的匹配結果。與表2結果相比，t檢驗統(tǒng)計值與匹配后處理組和對照組之間的相應p值均表明協(xié)變量在匹配樣本中無顯著差異。另外，用于評估協(xié)變量邊際分布距離的平均標準化偏差（MSB）指標顯示，匹配前大部分協(xié)變量的MSB值大于5%，但匹配后該值均小于5%。說明匹配過程平衡了處理組與對照組之間可觀測變量的分布。綜上所述，上述檢驗表明本文使用的匹配方法合理，保證了文章結果的可靠性。

表4 匹配后處理組與控制組協(xié)變量比較

（二）基準模型結果

在匹配樣本滿足上述假設后，主要通過式（1）檢驗環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入對數(shù)與創(chuàng)新強度的影響，以期回答環(huán)境補貼是否引致了企業(yè)綠色創(chuàng)新投入及其影響程度大小。

表5報告了政府環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入的ATT結果。首先，窗格A第1列給出環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入的1∶1最鄰近匹配結果。結果表明獲得環(huán)境補貼的企業(yè)，綠色創(chuàng)新投入規(guī)模提升了8.58%，考慮到樣本中受補助企業(yè)平均綠色創(chuàng)新投入額為98784元，意味著環(huán)境補貼顯著增加企業(yè)綠色創(chuàng)新投入約為8476元。第2-8列分別使用其他匹配方法作為穩(wěn)健性檢驗。具體而言，第2-3列分別是1∶3和1∶5最鄰近匹配的結果，第4-8列依次使用逆加權概率法（IPW）、逆加權概率回歸調(diào)整法（IPWRA）、回歸調(diào)整法（RA）、Kernel核匹配和半徑匹配方法進行檢驗，上述結果充分證實環(huán)境補貼促進企業(yè)增加綠色創(chuàng)新投入的結果穩(wěn)健，并且兩者間的促進效應主要位于13.53%-14.83%之間。其次，窗格B給出環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新強度的估計。1∶1最鄰近匹配的結果表明政府環(huán)境補貼將企業(yè)綠色創(chuàng)新強度提升了0.0014個單位。由于樣本受補助企業(yè)平均綠色研發(fā)強度0.0027，可知，環(huán)境補貼將綠色創(chuàng)新強度提升了51.85%。①該數(shù)值計算公式為：研發(fā)強度系數(shù)0.0014/受補助企業(yè)平均綠色研發(fā)強度0.0027=51.85%。同樣的，基于其他估計方法的結果依舊穩(wěn)健。因此，上述結果均支持環(huán)境補貼促進企業(yè)增加綠色創(chuàng)新投入，并且大幅提升了企業(yè)的綠色創(chuàng)新強度。假設1得到充分驗證。

表5 環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入的ATT

（三）進一步穩(wěn)健性檢驗

在上述傾向得分匹配法分析框架下，一個可能的擔憂來自于企業(yè)在研發(fā)競爭中產(chǎn)生的溢出效應。具體表現(xiàn)為企業(yè)之間的綠色研發(fā)投資行為相互影響，進而對PSM估計結果的可靠性造成偏誤。因此，本文進一步討論因企業(yè)間行為策略互動所產(chǎn)生的溢出效應，是否對研究結果構成威脅。本文將估計框架調(diào)整為線性回歸模型，即從一般均衡意義上檢驗了PSM的平均處理效應（ATE，average treatment effects）。具體構建模型如下：

其中，i表示企業(yè)，t是年份；如前述分析一致，被解釋變量Innovateit表示企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入與綠色創(chuàng)新強度；Competitorit是競爭企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入，我們通過引入同行業(yè)其他企業(yè)的綠色研發(fā)投資支出作為企業(yè)間策略互動的代理變量，達到檢驗企業(yè)間是否存在策略互動的目的；Subsidyit為環(huán)境補貼變量，主要通過企業(yè)是否獲得政府環(huán)境補貼以及企業(yè)獲得政府環(huán)境補貼金額的對數(shù)予以反映。此外，Xit是一系列影響企業(yè)創(chuàng)新投入的其他控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、創(chuàng)新程度和融資約束程度以及相關的平方項和交互項。ui為企業(yè)固定效應，eit是隨機誤差項。

表6報告了基于式（3）線性回歸模型估計的ATE效應結果。其中，第（1）列是以綠色創(chuàng)新投入為被解釋變量，加入競爭企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入和是否獲得環(huán)境補貼解釋變量的回歸結果。結果顯示，競爭企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入變量的系數(shù)為正但不顯著，是否獲得環(huán)境補貼變量的系數(shù)在10%的顯著性水平下為正。第（2）列將是否獲得環(huán)境補貼更換為環(huán)境補貼對數(shù)的解釋變量后，競爭企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入變量的系數(shù)依然不顯著，環(huán)境補貼對數(shù)的系數(shù)在5%的顯著性水平下為正。具體而言，環(huán)境補貼每增加1個百分點，綠色創(chuàng)新投入將增加0.68個百分點。該結果證實線性回歸結果與傾向得分匹配估計的結果非常一致，也支持企業(yè)不存在綠色創(chuàng)新投入溢出效應的證據(jù)。說明在企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)過程中，環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的影響，以及企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入行為都未受到其他競爭性企業(yè)的投資干擾。造成這一結果的原因可能是：由于綠色創(chuàng)新投資存在正外部效應且投資期限長，不容易像普通的產(chǎn)品創(chuàng)新投資那樣存在同行溢出效應。以本文樣本中的化學原料和化學制品制造業(yè)為例，2014年該行業(yè)共182家上市公司，只有6家進行了綠色創(chuàng)新投資，占該行業(yè)企業(yè)總數(shù)的3.3%，2017年該比例下降至2.6%。出于穩(wěn)健性考慮，本文進一步以綠色創(chuàng)新強度為被解釋變量進行分析。從第（3）-（4）列結果顯示，不存在競爭企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入外溢性影響，環(huán)境補貼依舊顯著提升了企業(yè)的綠色創(chuàng)新強度，再次證實本文實證結果的穩(wěn)健性。

表6 線性回歸模型估計ATE效應

五、機制檢驗:環(huán)境補貼激勵效應的條件分析

基準回歸分析充分驗證文中的第一個假設成立，即環(huán)境補貼顯著提升了企業(yè)的環(huán)境研發(fā)投入與研發(fā)強度。但在復雜的經(jīng)濟環(huán)境與嚴格的污染治理背景下，環(huán)境補貼不只是單純地增加企業(yè)資金，它還在許多方面影響微觀企業(yè)的行為選擇[44]。那么，環(huán)境補貼的作用機理分析更為關鍵的是理清補貼政策如何激勵微觀企業(yè)的行為選擇？以及企業(yè)是否會在環(huán)保法規(guī)的強制約束下發(fā)生行為變化？該部分將從“企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)生差異影響”和“環(huán)保法規(guī)的外生約束影響”兩個方面，對上述問題進行檢驗與分析。

（一）企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)生差異影響

表7報告了基于企業(yè)創(chuàng)新動機，分析環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的ATT效應結果。依據(jù)前文分析，國有企業(yè)和創(chuàng)新能力強的企業(yè)具備較高創(chuàng)新動力，有利于環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應發(fā)揮。首先，本文按所有制性質(zhì)把企業(yè)分為四類：國企、民營、外資和其他四組。結果表明，環(huán)境補貼有效促進了國企的綠色創(chuàng)新投入，提高程度為16.02%，對于其他所有權類型的企業(yè)則效應不明顯。本文試圖從國企的資源優(yōu)勢和社會偏好尋求解釋：一方面，國有企業(yè)具有優(yōu)先獲得研發(fā)資源的優(yōu)勢[45]，從而降低了在創(chuàng)新研發(fā)方面的風險；另一方面，國企在追求利潤目標的同時還要考慮到社會和政治等方面的目標[46]，在環(huán)境研發(fā)投資決策時更多服務于國家環(huán)保目標與社會公共利益。其次，本文還估計了不同創(chuàng)新能力的企業(yè)接受環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應。根據(jù)專利申請數(shù)量依次將企業(yè)創(chuàng)新能力分為低中高三組。結果表明，創(chuàng)新能力越高的企業(yè)，環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入的帶動效應越大。其中，創(chuàng)新能力在中低水平的企業(yè)提升效應相近，綠色創(chuàng)新投入的增加分別為15.4%和15.6%，創(chuàng)新強度分別提升了67%和59%，然而高創(chuàng)新能力企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入增長20.32%，創(chuàng)新強度提升了1.07倍，明顯高于創(chuàng)新能力中低組企業(yè)。一個可能的解釋是，專利數(shù)量標志著企業(yè)將創(chuàng)新投入轉化為有價值的新知識能力[47]，充分體現(xiàn)了企業(yè)自身的創(chuàng)新實力。創(chuàng)新能力越強的企業(yè)更有利于降低研發(fā)失敗的風險和投資的不確定回報等問題的發(fā)生概率，因而高創(chuàng)新能力的企業(yè)綠色創(chuàng)新投入回報越高。最終促使其在接受同等政府環(huán)境補貼的條件下，創(chuàng)新投入與強度也相應更高。

表7 環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的ATT效應:基于企業(yè)創(chuàng)新動機

表8報告了基于企業(yè)創(chuàng)新稟賦，分析環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入的ATT效應結果。首先，本文根據(jù)銷售額將企業(yè)等分為小規(guī)模、中等規(guī)模與大規(guī)模企業(yè)三組，分別考察了不同規(guī)模的被補貼企業(yè)對綠色創(chuàng)新行為的反映。結果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應對于小規(guī)模企業(yè)最為明顯，接受補貼的小規(guī)模企業(yè)顯著增加了29.62%的綠色創(chuàng)新投入，研發(fā)強度提升2倍。這一結果與前文分析觀點一致，環(huán)境補貼可以彌補企業(yè)研發(fā)投資的啟動成本，因此小規(guī)模企業(yè)對于政府提供的環(huán)境補貼更加敏感。進一步分析企業(yè)所在行業(yè)污染程度對環(huán)境補貼效應的行為差異，結果發(fā)現(xiàn)，高污染行業(yè)的企業(yè)對環(huán)境補貼促進綠色創(chuàng)新投入的效應更高，這可能與高污染行業(yè)所面臨的環(huán)境規(guī)制壓力有關，這類企業(yè)不得不以綠色創(chuàng)新技術緩解嚴格的環(huán)境規(guī)制懲罰。然而，可以發(fā)現(xiàn)回歸結果中低污染行業(yè)企業(yè)在綠色創(chuàng)新強度方面的效應更高。這一結果的解釋應從綠色創(chuàng)新強度的測算公式入手，指標計算的分子為綠色創(chuàng)新投入，分母是企業(yè)研發(fā)投入總額。由于高污染行業(yè)企業(yè)的分母部分數(shù)值較大，因而拉低了綠色創(chuàng)新的占比。反之，低污染行業(yè)企業(yè)中企業(yè)自身的研發(fā)投入總額較小，較小的綠色創(chuàng)新投入增幅都會導致綠色創(chuàng)新強度增加。最后，本文還根據(jù)同行業(yè)企業(yè)的利息負擔水平高低，把企業(yè)等分為高、中和低融資約束三組，重點討論融資約束對被補貼企業(yè)綠色創(chuàng)新效應發(fā)揮的影響。表8的結果顯示融資約束水平中高的兩個組別，環(huán)境補貼對綠色創(chuàng)新投入提升的影響顯著且分別為18.9%和16.8%，其中對融資約束中等企業(yè)的綠色創(chuàng)新強度有所提升。上述結果表明，環(huán)境補貼效應主要體現(xiàn)在融資約束較高的企業(yè)。由此可見，環(huán)境補貼可以減輕融資約束中高企業(yè)的研發(fā)資金負擔，特別是對于融資約束水平中等的企業(yè)而言，環(huán)境補貼對流動性緩解效應最明顯。而融資約束水平較高的企業(yè)，即使接受了環(huán)境補貼，其過高的融資約束也得不到明顯緩解，因而影響其綠色創(chuàng)新強度的提升。

表8 環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的ATT效應:基于企業(yè)創(chuàng)新稟賦

上述實證結果不僅支持了本文的研究假設2成立，還給予了兩方面啟示：一是環(huán)境補貼的制度效應發(fā)揮需要與企業(yè)內(nèi)部的創(chuàng)新行為動機協(xié)同配合，缺失企業(yè)的創(chuàng)新動機將無法真正發(fā)揮環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應。其中，對于社會責任重的國有企業(yè)和創(chuàng)新能力強的企業(yè)而言，環(huán)境補貼對其綠色創(chuàng)新起到了“錦上添花”的激勵作用。二是環(huán)境補貼作為一種資金補充，可以為創(chuàng)新要素貧瘠的企業(yè)緩解資金短缺和創(chuàng)新風險等問題。其中，對于規(guī)模小、任務重以及融資約束強的企業(yè)而言，環(huán)境補貼對其綠色創(chuàng)新起到了“雪中送炭”的激勵作用。

（二）環(huán)保法規(guī)的外生約束影響

根據(jù)前文分析，2015年新《環(huán)保法》的實施對企業(yè)綠色研發(fā)有著深遠的影響。新《環(huán)保法》所規(guī)范的監(jiān)督與處罰機制充分強化了企業(yè)的污染排放約束，由此增加企業(yè)遵從環(huán)境法規(guī)的成本，客觀上提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的緊迫性?；诖?，本文進一步檢驗環(huán)保法規(guī)是否對環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應存在外生約束的影響。具體將式（3）中的變量刪除后進行回歸檢驗，并依據(jù)新《環(huán)保法》實施的年份把樣本分為2015年之前與2015年之后兩組進行時間異質(zhì)性分析。

表9報告了基于新《環(huán)保法》的實施，分析環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的ATE效應的實證結果。其中，窗格A是以綠色創(chuàng)新投入為被解釋變量的回歸結果。從全樣本看，第（1）列與第（2）列的結果顯示，是否獲得環(huán)境補貼與環(huán)境補貼對數(shù)的系數(shù)均在5%的顯著性水平下為正，表明政府環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入具有促進作用。從新環(huán)保法實施前后的樣本看，第（3）列中是否獲得環(huán)境補貼和環(huán)境補貼對數(shù)的系數(shù)分別顯著為0.0733和0.0053，進一步比較新《環(huán)保法》實施后的系數(shù)變化發(fā)現(xiàn)，第（5）列中兩者系數(shù)顯著為0.1695、0.0145。可以看出，環(huán)境法規(guī)的強化對環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應具有一定的促進作用。①盡管本文研究樣本主要考察了新《環(huán)保法》實施后的2年，但是環(huán)境保護領域的法律約束效應足以在短期沖擊中得以體現(xiàn)。原因是相較于其他環(huán)保政策的漸進改革，新《環(huán)保法》實施對企業(yè)環(huán)保行為的法律約束更加直接，并且王曉祺等（2020）[47]研究也發(fā)現(xiàn)新《環(huán)保法》實施后1-2年內(nèi)，重污染企業(yè)綠色創(chuàng)新水平顯著提高。更換被解釋變量為環(huán)境研發(fā)投資強度（窗格B）后，上述結論依舊成立，即環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進效應主要體現(xiàn)在新《環(huán)保法》實施之后。一種合理的解釋是：新《環(huán)保法》的實施讓企業(yè)預期到嚴格的環(huán)境法規(guī)將迫使其持續(xù)投入大量的環(huán)境治理支出。為了從長遠利益上降低環(huán)境法規(guī)的遵從成本，企業(yè)只能將環(huán)境補貼用于研發(fā)工業(yè)廢水廢氣處理裝置、淘汰高污染生產(chǎn)設備以提升自身的綠色創(chuàng)新能力。

表9 環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的ATE效應:基于新《環(huán)保法》的實施

在此基礎上，本文又考慮到與企業(yè)綠色創(chuàng)新投入密切相關的減排支出問題。由于環(huán)境補貼在促進企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)同時，產(chǎn)生的污染治理規(guī)模效應降低了企業(yè)的減排成本，進而間接增加減排支出規(guī)模。因此，本文通過將被解釋變量更換為企業(yè)減排支出規(guī)模，予以檢驗環(huán)境補貼對企業(yè)減排支出的影響效應，結果呈現(xiàn)為表9的窗格C。結果顯示環(huán)境補貼顯著增加企業(yè)減排支出規(guī)模，被補貼企業(yè)的減排支出水平是未補貼企業(yè)的0.89倍，具體而言，環(huán)境補貼每增加1%，企業(yè)減排支出顯著增加7.3%，印證了環(huán)境補貼有效刺激企業(yè)擴大減排支出的事實。進一步考察2015年新《環(huán)保法》對上述關系的沖擊。對比第（3）列和第（5）列、第（4）列和第（6）列的變量系數(shù)發(fā)現(xiàn)：新《環(huán)保法》的實施，同樣有效提升環(huán)境補貼對企業(yè)減排支出的刺激效應。這一結果意味著該項環(huán)保法規(guī)的外生約束充分增強了微觀企業(yè)的環(huán)境治理意識，使得企業(yè)在綠色創(chuàng)新研發(fā)的過程中配套節(jié)能減排支出的投入，最終實現(xiàn)“源頭削減”與“末端凈化”相同步的企業(yè)污染治理工程建設。

六、研究結論與啟示

本文收集2007年-2017年中國18277樣本的環(huán)境補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法估計了獲得環(huán)境補貼企業(yè)的平均處理效應。在此基礎上，本文進一步基于環(huán)境補貼的制度激勵視角，分析環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著的促進作用，分別體現(xiàn)在綠色創(chuàng)新投入與強度兩個方面。并且該結果在線性回歸檢驗中進一步得到證實；（2）基于企業(yè)創(chuàng)新內(nèi)生差異影響的檢驗結果，主要有以下兩方面的發(fā)現(xiàn)：一是企業(yè)創(chuàng)新動機越強，越有利于環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應發(fā)揮。即國有企業(yè)和創(chuàng)新能力強的企業(yè)，環(huán)境補貼更多地發(fā)揮了“錦上添花”的激勵作用，進一步提升企業(yè)綠色創(chuàng)新積極性。二是對于創(chuàng)新稟賦貧瘠的企業(yè)而言，環(huán)境補貼作為一種創(chuàng)新資金的補充，能更好地緩解企業(yè)在創(chuàng)新過程中資金短缺和創(chuàng)新風險等問題。即環(huán)境補貼對規(guī)模小、治理任務重以及融資約束強的企業(yè)，起到了“雪中送炭”的激勵作用。（3）基于環(huán)保法規(guī)外生約束影響的檢驗發(fā)現(xiàn)，新《環(huán)保法》實施對環(huán)境補貼的綠色創(chuàng)新效應發(fā)揮具有一定的促進作用。并且這一影響既表現(xiàn)于促進企業(yè)綠色創(chuàng)新中，還體現(xiàn)在擴大減排支出規(guī)模上。

依據(jù)上述結論，為提升企業(yè)綠色創(chuàng)新投入的積極性，可從以下幾方面著手：（1）適度加大政府環(huán)境補貼力度。以擴大補貼規(guī)模的方式有效激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性，并進一步通過企業(yè)的技術研發(fā)與科技創(chuàng)新撬動中國高質(zhì)量發(fā)展的新動能。（2）優(yōu)化政府環(huán)境補貼對象。政府環(huán)境補貼在分配過程中應避免“一刀切”的補助方式，需綜合分析不同企業(yè)的特征后給予企業(yè)差異化的環(huán)境補貼。這樣能提升政府環(huán)保支出效能的同時，更加針對性地治理環(huán)境污染問題。（3）提升政府補貼與環(huán)境規(guī)制的政策協(xié)同度。政府不僅要對企業(yè)的污染排放進行嚴格監(jiān)管，還要適當給予一定的環(huán)境治理補貼，緩解企業(yè)環(huán)境治理壓力過大與資金支持不足等問題，充分提高企業(yè)對環(huán)境保護的重視以及參與環(huán)境治理的意識。（4）加強政府環(huán)境補貼管理?，F(xiàn)有的政府補貼政策若不能形成“目標制定-資金下達-績效監(jiān)督-結果反饋”的閉環(huán)管理機制，“理性”的企業(yè)可能會將政府下?lián)艿难a助資金用于滿足經(jīng)濟利益而弱化綠色創(chuàng)新。只有通過構建政府環(huán)境補貼管理機制，政府才能依據(jù)反饋結果動態(tài)調(diào)整環(huán)境補貼的分配與管理，嚴格約束企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為，最終提升整體綠色創(chuàng)新效應。