環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資水平的影響

譚顯春，張倩倩，曾 桉，幸繡程

（1. 中國科學院科技戰(zhàn)略咨詢研究院，北京 100190；2. 中國科學院大學公共政策與管理學院，北京 100049）

氣候變化是人類可持續(xù)發(fā)展面臨的最嚴峻的挑戰(zhàn)，深刻影響著人類生存和發(fā)展，需要各國團結(jié)合作應對。當前，全球氣候治理已進入全面落實《巴黎協(xié)定》的實施階段，截至2021 年底，已有136 個國家和地區(qū)提出或準備提出碳中和目標，156個國家已經(jīng)提交或更新自主貢獻目標［1］。中國自提出2030 年前碳達峰、2060 年前碳中和目標以來，不斷深化戰(zhàn)略部署，并將其納入生態(tài)文明建設(shè)整體布局。打造以可再生能源為主體的能源部門是實現(xiàn)碳中和的關(guān)鍵路徑，發(fā)展高比例可再生能源既是全球各國電力清潔轉(zhuǎn)型的重點，也是中國構(gòu)建以新能源為主體的新型電力系統(tǒng)的重中之重。在全球凈零排放情景下，到2050 年可再生能源發(fā)電量占全球總發(fā)電量的份額將從29%增加到70%［2］，可再生能源投資需求約16 萬億美元［3］。在2 ℃情景下，到2050年中國非化石能源總裝機將達53 億kW，非化石能源電力將占總電量的90.4%［4］。實現(xiàn)中國碳中和目標需要138萬億元的資金支持，其中可再生能源資金需求約60 萬億元［5］，占比高達43.5%。現(xiàn)階段中國可再生能源投資絕大部分來自社會資金（占比96%以上）［6］，可再生能源企業(yè)是投資的主力軍，但相較傳統(tǒng)化石能源投資仍然十分欠缺［7］?？稍偕茉雌髽I(yè)投資受政策影響較大，近年來，中國政府出臺了若干命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制，以促進風電、光伏等可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展［8］。在發(fā)展高比例可再生能源成為實現(xiàn)碳中和目標關(guān)鍵舉措的背景下，研究環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資水平之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義。那么，環(huán)境規(guī)制強度大小與可再生能源企業(yè)投資水平之間的關(guān)系如何？環(huán)境規(guī)制如何影響可再生能源企業(yè)投資水平？環(huán)境規(guī)制對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的可再生能源企業(yè)的投資水平影響是否有所區(qū)別？目前，已有研究對上述問題的關(guān)注不足。這些問題的解答不僅能為出臺更有針對性的可再生能源政策提供有益借鑒，也能為實現(xiàn)碳中和目標帶來新思路。

1 文獻綜述

隨著氣候變化等環(huán)境問題的日益顯現(xiàn)以及綠色低碳投資的逐漸興起，考察綠色低碳投資與環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)系成為國內(nèi)外學者重點關(guān)注的研究領(lǐng)域之一，但目前尚未形成統(tǒng)一認識［9］。早在1991 年P(guān)orter 等［10-11］就提出“波特假說”，認為環(huán)境規(guī)制能夠帶來“創(chuàng)新補償效應”，有利于實現(xiàn)環(huán)境績效與經(jīng)濟績效的共同提升。其后，Kesidou 等［12］、Zhang 等［13］學者均證實了“波特假說”的存在，即環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色投資之間存在正相關(guān)關(guān)系。但是，有些學者支持“遵循成本說”，認為環(huán)境規(guī)制帶給企業(yè)額外的環(huán)境治理成本，從而對企業(yè)綠色投資產(chǎn)生負面影響，Daan 等［14］、Gans［15］通過實證研究證實了此觀點。此外，也有學者提出“要素稟賦假說”，即企業(yè)環(huán)保投資決策是在遵守環(huán)境規(guī)制的收益和成本之間權(quán)衡的結(jié)果。Leiter等［16］、唐國平等［17］、李強等［18］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色投資存在倒“U”型關(guān)系，即適當強度的環(huán)境規(guī)制能夠增加企業(yè)綠色投資，超過一定強度后反而會對企業(yè)綠色投資產(chǎn)生消極影響。

作為綠色低碳投資的重點領(lǐng)域，可再生能源投資與環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)系也逐漸受到學者的關(guān)注。此類研究多以命令控制型政策或市場激勵型政策為研究對象，探討環(huán)境規(guī)制對可再生能源投資的影響。在命令控制型政策方面，何凌云等［19］利用斷點回歸估計的方法驗證了相關(guān)政策對可再生能源投資起到了一定的促進作用；Xie等［20］采用GMM 方法得出更嚴格的命令控制型環(huán)境規(guī)制提高了新能源發(fā)電的投資比重。在市場激勵型政策方面，Yang 等［21］通過面板門檻效應模型發(fā)現(xiàn)政府補貼對中國可再生能源的投資具有積極的門檻效應；Mo 等［22］采用基于實物期權(quán)的投資決策模型證實了中國的碳排放交易政策可以顯著促進風電投資；Yang 等［23］運用半?yún)?shù)回歸模型研究了綠色信貸、政府補貼和環(huán)境稅三者構(gòu)成的綠色環(huán)境制度對可再生能源投資的影響及其作用機制。

綜上所述，已有關(guān)于可再生能源投資和環(huán)境規(guī)制的相關(guān)文獻為該研究提供了有益借鑒，同時也存在以下不足：第一，大多數(shù)研究是以命令控制型或市場激勵型環(huán)境規(guī)制兩者之一為研究對象，且由于指標選取、模型構(gòu)建等方面存在差異，并未形成一致結(jié)論，有待進一步驗證。第二，從微觀角度來看，已有研究大多集中于一般企業(yè)的投資，而該研究認為與普通企業(yè)不同，可再生能源企業(yè)有一些特殊的屬性，有必要聚焦于可再生能源企業(yè)的投資行為。第三，已有研究集中在環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的整體影響上，并未考慮對不同類型企業(yè)如產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性影響，需要進一步深入探討。第四，已有研究大都關(guān)注環(huán)境規(guī)制與投資之間的線性關(guān)系，而該研究則試圖從非線性的角度來探討環(huán)境規(guī)制與可再生能源投資之間的真實關(guān)系。文章的邊際貢獻在于：首先，以命令控制型和市場激勵型兩類環(huán)境規(guī)制為研究對象，分別提出其與可再生能源企業(yè)投資水平關(guān)系的理論假設(shè)，從非線性的角度探討環(huán)境規(guī)制與可再生能源投資之間的真實關(guān)系；其次，利用可再生能源上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)，分別測度不同類型環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資水平的影響，并從企業(yè)成本角度開展中介效應分析，探究環(huán)境規(guī)制影響可再生能源企業(yè)投資水平的作用路徑；最后，根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，將企業(yè)分為國企和非國企，分別驗證不同環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資水平的影響。

2 研究假設(shè)、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

2.1 理論分析與假設(shè)

環(huán)境規(guī)制能夠直接或間接引導可再生能源企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營方向和行為，進而對可再生能源企業(yè)投資水平產(chǎn)生影響。近年來，中國政府出臺了若干命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制，以促進風電、光伏等可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此，文章以命令控制型和市場激勵型兩類環(huán)境規(guī)制為對象，討論其對可再生能源企業(yè)投資水平可能存在的非線性影響，即環(huán)境規(guī)制達到一定程度后，其影響方向或程度是否發(fā)生變化。從環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資之間的關(guān)系出發(fā)，文章提出以下研究假設(shè)（圖1）。

圖1 不同類型環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資的作用機制

首先，命令控制型環(huán)境規(guī)制一般是通過立法或規(guī)章制度來確定目標與標準，以行政手段約束企業(yè)的碳排放水平，從而對企業(yè)投入和產(chǎn)出產(chǎn)生影響?？稍偕茉雌髽I(yè)多屬于排放水平低的行業(yè)，當命令控制型環(huán)境規(guī)制在一定強度范圍內(nèi)時，可再生能源企業(yè)能夠發(fā)揮其排放水平低的優(yōu)勢，促進可再生能源投資者建立新市場、增加市場份額、促進技術(shù)開發(fā)擴散，因此將對可再生能源企業(yè)投資產(chǎn)生積極影響；而當命令控制型環(huán)境規(guī)制強度較高時，可再生能源企業(yè)需要大幅提升技術(shù)水平來滿足環(huán)境規(guī)制要求，導致企業(yè)成本大幅上升，企業(yè)成本優(yōu)勢降低，削弱了可再生能源企業(yè)的競爭力和盈利水平，使得可再生能源企業(yè)投資能力逐漸降低。據(jù)此，文章提出假設(shè)1。

假設(shè)1：隨著命令控制型環(huán)境規(guī)制強度的增加，可再生能源企業(yè)投資水平將先上升后下降，即命令控制型環(huán)境規(guī)制強度與可再生能源企業(yè)投資水平之間存在倒“U”型關(guān)系。

其次，市場激勵型環(huán)境規(guī)制一般是通過稅費（如排污費）等市場化手段引導企業(yè)將外部環(huán)境效應內(nèi)部化，從而調(diào)整企業(yè)投資行為［23］。當稅費水平在一定范圍內(nèi)時，傳統(tǒng)化石能源企業(yè)出于利益最大化考慮會選擇繳納排污費或者開展污染治理，由于要支付相應的稅費或者增加污染治理投入使得獲利空間降低，但可再生能源企業(yè)由于稅費成本較低而具有比較優(yōu)勢，企業(yè)投資會隨著稅費水平的提高而逐漸增加；而當稅費水平較高時，盡管對可再生能源企業(yè)直接影響不大，但其他傳統(tǒng)化石能源企業(yè)出于利益最大化考慮將會轉(zhuǎn)型，即縮小傳統(tǒng)能源生產(chǎn)規(guī)模、擴大可再生能源生產(chǎn)規(guī)模，從而擠占可再生能源企業(yè)的市場份額?？稍偕茉雌髽I(yè)面臨的市場競爭加劇、盈利空間壓縮，將會抑制企業(yè)投資，企業(yè)投資會隨著稅費水平的提高而逐漸降低［24］。據(jù)此，文章提出假設(shè)2。

假設(shè)2：隨著市場激勵型環(huán)境規(guī)制（如排污費）強度的增加，可再生能源企業(yè)投資將先上升后下降，即市場激勵型環(huán)境規(guī)制強度與可再生能源企業(yè)投資水平之間存在倒“U”型關(guān)系。

最后，無論是命令控制型還是市場激勵型環(huán)境規(guī)制均能通過財務指標影響可再生能源企業(yè)投資。對命令控制型環(huán)境規(guī)制而言，法規(guī)或行政處罰一方面會改變市場對傳統(tǒng)能源和可再生能源的偏好，從而影響企業(yè)的融資成本和生產(chǎn)經(jīng)營成本，另一方面會倒逼企業(yè)提升技術(shù)水平來滿足環(huán)境規(guī)制要求，從而影響企業(yè)的技術(shù)成本。對市場激勵型環(huán)境規(guī)制而言，排污費征收會直接影響傳統(tǒng)能源企業(yè)和可再生能源企業(yè)的成本，企業(yè)管理費用成本等財務指標也將發(fā)生變化。因此，兩類環(huán)境規(guī)制均會通過成本內(nèi)部化來影響可再生能源企業(yè)投資水平。據(jù)此，文章提出假設(shè)3。

假設(shè)3：命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制均通過改變企業(yè)成本影響可再生能源企業(yè)的投資水平。

2.2 模型構(gòu)建

基于前文的理論假設(shè)，為考察不同類型的環(huán)境規(guī)制（ER）與可再生能源企業(yè)投資水平（INV）之間的關(guān)系，文章參考Ren等［26］所建模型，構(gòu)建了如下基準回歸模型：

其中：INVi，t代表可再生能源企業(yè)投資水平，ERi，t-1為核心解釋變量，代表環(huán)境規(guī)制強度，包括命令控制型（E）和市場激勵型（R）兩種類型。同時，引入二次項ER2 i，t-1以驗證環(huán)境規(guī)制（ER）與可再生能源企業(yè)投資（INV）之間可能存在的非線性關(guān)系。其中，i代表企業(yè)個體，t代表年份，ui為不可觀測的變量，表示個體效應，用來控制持續(xù)存在的個體差異；θt為隨個體與時間而改變的隨機干擾項，用來控制隨時間變化的因素所發(fā)生的影響；?it為隨機擾動項；Zi，t為一系列控制變量；α0為隨機變量，α1，α2為解釋變量系數(shù)，通過其顯著性水平和數(shù)值大小來判斷環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資之間的關(guān)系，βn為控制變量系數(shù)?？紤]到環(huán)境規(guī)制對企業(yè)投資的影響是滯后的，文章將環(huán)境規(guī)制變量滯后一個時期以減少內(nèi)生性。

為了進一步研究環(huán)境規(guī)制（ER）是如何影響可再生能源企業(yè)投資水平（INV），文章借鑒溫忠麟等［25］的中介效應檢驗流程構(gòu)建中介效應模型，并選取企業(yè)成本（C）作為中介變量。中介效應模型如下：

公式（2）和（3）中的變量含義同上。

2.3 變量選取

文章選取的被解釋變量、核心解釋變量、中介變量及控制變量如下，主要變量及說明見表1。

表1 主要變量及說明

2.3.1 被解釋變量

可再生能源企業(yè)投資（INV），借鑒陳婕等［26］、胡宗義等［27］、Yang 等［23］的研究，文章以可再生能源企業(yè)對內(nèi)投資量（Y）來衡量其大小，包括以下三部分投資：可再生能源企業(yè)用于構(gòu)建企業(yè)內(nèi)部的固定資產(chǎn)（Y1）、無形資產(chǎn)（Y2）以及其他長期資產(chǎn)（Y3）所支付的現(xiàn)金總和。

2.3.2 核心解釋變量

文章引入不同的代理變量表征命令控制型（E）和市場激勵型（R）兩種環(huán)境規(guī)制的強度。借鑒范丹等［28］及甘遠平等［29］的研究，以環(huán)境執(zhí)法強度即省級環(huán)境行政處罰強度（X1）為命令控制型環(huán)境規(guī)制的代理變量，為避免數(shù)據(jù)離散不連續(xù)性，特取其對數(shù)值，數(shù)值越大，執(zhí)法強度越高，環(huán)境規(guī)制強度越大；借鑒黃清煌等［30］及Huang 等［31］的研究，以企業(yè)所在省份排污費征收強度（X2）作為市場激勵型環(huán)境規(guī)制的代理變量，需要注意的是2018 年環(huán)境保護法實施，排污費改為環(huán)境稅，故2018年的市場激勵型環(huán)境規(guī)制代理變量以省級環(huán)保稅進行調(diào)整。

2.3.3 中介變量

根據(jù)前述理論分析與假設(shè)，環(huán)境規(guī)制主要是通過影響企業(yè)成本來影響可再生能源企業(yè)的投資規(guī)模，因此，文章采用管理費用成本作為中介變量，以企業(yè)成本（C）作為具體衡量指標，探究環(huán)境規(guī)制強度變化如何影響企業(yè)未來投資行為的內(nèi)在關(guān)系。

2.3.4 控制變量

為減少遺漏解釋變量對回歸估計結(jié)果可能存在的偏差，參考唐國平等［17］、何凌云［19］、Huang 等［31］的研究，在模型中加入影響企業(yè)投資水平且體現(xiàn)企業(yè)特征的控制變量，即：①企業(yè)現(xiàn)金流（CF），用企業(yè)現(xiàn)金流總量（Z1）來度量，是衡量企業(yè)發(fā)展運營情況的重要指標，用以評價投資項目的可行性；②發(fā)展?jié)摿Γ═Q），用Tobin-Q 值（Z2）度量，用來衡量資產(chǎn)的市場價值是否被高估或低估，企業(yè)的投資策略與之聯(lián)系密切；③企業(yè)績效（P），用企業(yè)利潤總量（Z3）來度量，其在一定程度上影響著企業(yè)的發(fā)展與投資規(guī)模；④投資收益率（R），用個股回報率（Z4）來度量，反映了企業(yè)的投資收益水平，一定程度上表明了企業(yè)的融資能力，對企業(yè)投資有較大的影響；⑤企業(yè)主營業(yè)務規(guī)模（MC），用主營業(yè)務收入（Z5）來度量，在一定程度上表現(xiàn)了企業(yè)的特征；⑥企業(yè)規(guī)模（TV），由于文章所選樣本均為上市企業(yè)，故采用企業(yè)總市值（Z6）作為企業(yè)規(guī)模的量化指標。

2.4 數(shù)據(jù)來源

借鑒Yang 等［21］的數(shù)據(jù)選取方式，文章結(jié)合證監(jiān)會發(fā)布的上市公司行業(yè)分類指引選擇主營業(yè)務與可再生能源開發(fā)利用有關(guān)的企業(yè)作為樣本，并結(jié)合以下原則對初始樣本進行篩選：①剔除缺失數(shù)據(jù)的樣本；②剔除存在異常數(shù)據(jù)的樣本，如資產(chǎn)收益率絕對值大于1；③剔除特殊待遇（ST，*ST，SST）上市公司的樣本，最終選取了79 家A 股上市可再生能源企業(yè)2008—2019 年的面板數(shù)據(jù)，涵蓋大型國有企業(yè)和小型非國有企業(yè)，業(yè)務范圍包含太陽能、水能、風能、生物質(zhì)能、地熱能等，具有較好的代表性。樣本企業(yè)發(fā)展狀況及投資水平等數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫，環(huán)境規(guī)制的相關(guān)信息來自《中國環(huán)境年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》及《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》等?？紤]到命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制的代理變量數(shù)據(jù)可得性，選擇使用省級層面的宏觀指標，而其他數(shù)據(jù)來自樣本企業(yè)，盡管數(shù)據(jù)屬性不同，但并不影響面板數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建［23］。

文章運用Stata 對數(shù)據(jù)進行分析，最終獲得948 個有效觀測值。為了避免極端異常值的干擾，所有連續(xù)變量均以1%和99%的分位數(shù)進行Winsorize 處理。通過各指標描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，樣本中可再生能源企業(yè)投資規(guī)模比較有限，且表現(xiàn)出較大差異，結(jié)果見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果與分析

3.1 回歸結(jié)果與分析

文章首先以可再生能源企業(yè)投資規(guī)?？偭浚╕）為被解釋變量，分別以行政處罰強度（X1）、地區(qū)排污費征收強度（X2）為解釋變量進行回歸分析，得到基準回歸結(jié)果。在此基礎(chǔ)上，通過Hausman 檢驗將固定效應和隨機效應回歸結(jié)果進行比對，發(fā)現(xiàn)P 值為0.000，表明選取固定效應模型進行回歸是合理的。因篇幅受限，文章只展示X1和X2的固定效應回歸結(jié)果，詳見表3和表4。

3.1.1 基準回歸分析

由表3 列（1）和表4 列（1）中結(jié)果可知，行政處罰強度（X1）和地區(qū)排污費征收強度（X2）的一次項和二次項與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）之間均存在顯著相關(guān)關(guān)系，說明命令控制型（E）和市場激勵型（R）兩類環(huán)境規(guī)制均能夠顯著影響可再生能源企業(yè)投資水平（INV）。從解釋變量系數(shù)方向來看，行政處罰強度（X1）和地區(qū)排污費征收強度（X2）的一次項系數(shù)均顯著為正，二次平方項系數(shù)均顯著為負，說明兩類環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資之間均呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，假設(shè)1 成立。文章還進一步引入三次項進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)兩類環(huán)境規(guī)制的系數(shù)均不顯著，驗證了行政處罰強度（X1）和地區(qū)排污費征收強度（X2）與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）間的非線性關(guān)系成立。

表3 命令控制型環(huán)境規(guī)制（X1）回歸結(jié)果

表4 市場激勵型環(huán)境規(guī)制（X2）回歸結(jié)果

從命令控制型環(huán)境規(guī)制的結(jié)果來看，行政處罰強度（X1）的一次項和二次平方項與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）分別呈正相關(guān)和負相關(guān)，估計系數(shù)分別為11.949 和-6.006，據(jù)此計算的二次曲線臨界值為0.251。在考慮控制變量的情況下，雖然行政處罰強度（X1）的一次項并不顯著，但二次平方項系數(shù)仍然顯著為負，說明行政處罰強度（X1）與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）之間存在倒“U”型關(guān)系，即當行政處罰強度（X1）小于臨界值時，隨著行政處罰強度的逐漸增強，可再生能源企業(yè)將不斷追加投資，增大投資規(guī)模；而當行政處罰強度（X1）大于臨界值時，可再生能源企業(yè)投資邊際效益遞減，企業(yè)投資量會逐步減少。因此，命令控制型環(huán)境規(guī)制（E）對可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）的影響表現(xiàn)為先促進后抑制。

從市場激勵型環(huán)境規(guī)制的結(jié)果來看，排污費征收強度（X2）的一次項和二次平方項與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）分別呈正相關(guān)和負相關(guān)，估計系數(shù)分別為7.843和-0.491，據(jù)此計算的二次曲線臨界值為7.987。在考慮控制變量的情況下，排污費征收強度（X2）的一次項和二次平方項與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）間的關(guān)系依舊分別呈顯著正相關(guān)和負相關(guān)，說明排污費征收強度（X2）與可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）之間也存在倒“U”型關(guān)系，結(jié)果非常穩(wěn)健。當排污費征收強度（X2）低于臨界值時，隨著排污費征收強度的逐漸增強，可再生能源企業(yè)由于具有成本比較優(yōu)勢，企業(yè)投資也將隨之增長；當排污費征收強度（X2）超過臨界值時，可再生能源企業(yè)將受到外部競爭，企業(yè)投資量會逐步減少。因此，市場激勵型環(huán)境規(guī)制（R）對可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（Y）的影響也表現(xiàn)為先促進后抑制。

綜上可知，命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資之間的關(guān)系非常緊密且呈現(xiàn)一致的倒“U”型關(guān)系，說明對于可再生能源企業(yè)而言，不論是命令控制型還是市場激勵型的環(huán)境規(guī)制，其對可再生能源企業(yè)投資的影響都是動態(tài)變化的，即當政策強度低于臨界值時，會促進可再生能源企業(yè)投資，而當政策強度高于臨界值以后，會抑制可再生能源企業(yè)投資。

3.1.2 “U”型關(guān)系檢驗

根據(jù)前文自變量的一次項和二次項回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資間存在倒“U”型關(guān)系，文章進一步采用Lind 等［32］提出的Utest 方法對環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資的倒“U”型關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如下表所示。

由表5 可知，命令控制型（X1）及市場激勵型（X2）環(huán)境規(guī)制的Utest 檢驗結(jié)果，極值點均位于95%置信區(qū)間內(nèi)，且P 值分別為0.003、0.001，表明環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資間的倒“U”型關(guān)系確實存在，倒“U”型的拐點分別為-0.386、9.793，對應的行政處罰案件數(shù)和地區(qū)排污費征收額分別為0.698 萬件和9.793 億元。由此可知，當命令控制型環(huán)境規(guī)制強度超過0.698萬件時，會對可再生能源企業(yè)投資產(chǎn)生抑制性作用；當市場激勵型環(huán)境規(guī)制強度超過9.793億元時，會對可再生能源企業(yè)投資產(chǎn)生抑制性作用。

表5 Utest檢驗結(jié)果

3.1.3 中介效應分析

為進一步探索環(huán)境規(guī)制如何影響可再生能源企業(yè)投資，文章以企業(yè)成本作為中介變量進行中介效應分析，結(jié)果見表3和表4。

根據(jù)表3列（1）、列（4）和列（5）可知，在基準回歸模型和中介效應模型中，行政處罰強度（X1）的一次項和二次項均與可再生能源企業(yè)投資水平（Y）呈顯著相關(guān)關(guān)系，且行政處罰強度（X1）對可再生能源投資的直接效應和間接效應的P值均小于0.1，模型系數(shù)分別為-2.992和0.569，直接效應占比為80.98%，說明行政處罰強度（X1）確實能夠通過影響企業(yè)成本進而影響可再生能源企業(yè)投資。

根據(jù)表4列（1）、列（4）和列（5）可知，在基準回歸模型和中介效應模型中，排污費征收強度（X2）的一次項和二次項均與可再生能源企業(yè)投資水平（Y）呈顯著相關(guān)關(guān)系，且排污費征收強度（X2）對可再生能源投資的直接效應和間接效應P 值均小于0.1，模型系數(shù)分別為-0.479 和0.046，直接效應占比為90.31%，說明排污費征收強度（X2）確實能夠影響企業(yè)成本進而影響可再生能源企業(yè)投資。

綜上所述，企業(yè)成本在可再生能源投資增長過程中起到了中介作用。盡管市場激勵型環(huán)境規(guī)制（R）與命令控制型環(huán)境規(guī)制（E）對企業(yè)成本的影響有一定的差異，但影響可再生能源企業(yè)成本的方向趨同。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證回歸結(jié)果的可靠性，文章分別通過添加控制變量法、樣本篩選法以及門檻效應等方式來進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）添加控制變量?？紤]其他政策出臺對可再生能源企業(yè)投資的影響，文章借鑒相關(guān)學者的處理方式，將市場激勵型環(huán)境規(guī)制、命令控制型環(huán)境規(guī)制分別作為對方的控制變量加入其中進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果見表6 列（1）和列（3）兩列。

（2）樣本篩選?？紤]到可再生能源企業(yè)規(guī)模差異較大，文章借鑒《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》［33］中企業(yè)劃分標準，將年均營業(yè)收入≥40 000 萬元的可再生能源企業(yè)定義為大型企業(yè)，年均營業(yè)收入＜40 000萬元的可再生能源企業(yè)定義為小型企業(yè)，并以此為標準，篩選出研究期內(nèi)69家大型企業(yè)作為新樣本進行回歸，結(jié)果見表6中（2）和（4）列。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（3）為進一步驗證環(huán)境規(guī)制強度與可再生能源企業(yè)投資間的倒“U”型關(guān)系，文章利用bootstrap 門檻模型進行分析，結(jié)果見表7。命令控制型環(huán)境規(guī)制（X1）和市場激勵型環(huán)境規(guī)制（X2）分別在5%和1%顯著性水平上通過單一門檻檢驗，且都拒絕了雙重門檻檢驗，單一門檻模型對應的門檻值分別為-1.190、16.180。兩類環(huán)境規(guī)制門檻值前后的系數(shù)均顯著，且門檻值左側(cè)均呈顯著正相關(guān)，門檻值右側(cè)均呈顯著負相關(guān)，說明命令控制型環(huán)境規(guī)制和市場激勵型環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資間存在非線性關(guān)系且僅有一個門檻值，環(huán)境規(guī)制強度與可再生能源企業(yè)投資間的倒“U”型關(guān)系較為可靠。

表7 單一門檻模型回歸結(jié)果

綜上所述，不同環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資水平間的倒“U”型關(guān)系均非常穩(wěn)健，說明前文實證分析結(jié)果較為可靠。

3.3 異質(zhì)性分析

文章所選擇的研究樣本包括國有企業(yè)也包括非國有企業(yè)，因此從異質(zhì)性視角出發(fā)，對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的可再生能源企業(yè)投資水平受環(huán)境規(guī)制影響進行比較分析，以進一步探討環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資的影響及其差異性。文章將樣本企業(yè)分為國有可再生能源企業(yè)（y1）和非國有可再生能源企業(yè)（y2），其中國有可再生能源企業(yè)57 家，非國有可再生能源企業(yè)22 家，采用基準模型分別對兩類企業(yè)進行分組回歸，結(jié)果見表8。

由表8 可知，對命令控制型環(huán)境規(guī)制而言，國有可再生能源企業(yè)的一次項雖未表現(xiàn)出顯著相關(guān)，但二次平方項在1%的水平上顯著相關(guān)，系數(shù)為-3.856，說明國有可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（y1）與行政處罰強度（X1）之間存在倒“U”型關(guān)系；而非國有可再生能源企業(yè)的一次項和二次項均未表現(xiàn)出顯著相關(guān)，但考慮到所選樣本中非國有企業(yè)數(shù)量有限，該結(jié)果并不能完全拒絕非國有可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（y2）與行政處罰強度（X1）之間的倒“U”型關(guān)系。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果

對市場激勵型環(huán)境規(guī)制而言，國有可再生能源企業(yè)的一次項和二次平方項分別在5%和1%水平上顯著相關(guān)，系數(shù)分別為4.057 和-0.194，說明國有可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（y1）與排污費征收強度（X2）之間存在倒“U”型關(guān)系；非國有可再生能源企業(yè)的一次項和二次平方項均在1%水平上顯著相關(guān)，系數(shù)分別為4.220 和-0.283，說明非國有可再生能源企業(yè)投資規(guī)模（y2）與排污費征收強度（X2）之間也存在倒“U”型關(guān)系。

綜上可知，環(huán)境規(guī)制對國有和非國有可再生能源企業(yè)投資水平的影響存在差異性。命令控制型環(huán)境規(guī)制對國有可再生能源企業(yè)投資水平的影響更加明顯，對非國有可再生能源企業(yè)投資水平的影響并不顯著；而市場激勵型環(huán)境規(guī)制與國有和非國有可再生能源企業(yè)投資之間均存在顯著的倒“U”型關(guān)系。

4 結(jié)論與啟示

文章著眼于環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資的影響，基于2008—2019 年A 股上市的可再生能源企業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用固定效應模型實證檢驗命令控制型和市場激勵型兩類環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資水平的總體影響以及對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的差異性影響，并從企業(yè)成本角度開展中介效應分析，探究環(huán)境規(guī)制影響可再生能源企業(yè)投資水平的作用路徑。主要研究結(jié)論如下。

（1）命令控制型和市場激勵型兩類環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資間的關(guān)系非常緊密，且表現(xiàn)出一致性的倒“U”型特征。當環(huán)境規(guī)制強度處于較低水平時，可再生能源企業(yè)投資會隨著環(huán)境規(guī)制的增加而增加，但隨著環(huán)境規(guī)制強度持續(xù)增大，企業(yè)會受到反向作用，降低投資力度。就目前而言，環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資的影響均處于拐點左側(cè)，說明現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制還具有一定的強化空間。

（2）企業(yè)成本在環(huán)境規(guī)制與可再生能源企業(yè)投資水平之間表現(xiàn)出顯著的中介效應。命令控制型和市場激勵型兩類環(huán)境規(guī)制均通過企業(yè)成本變化來影響可再生能源企業(yè)投資，這說明在進行環(huán)境規(guī)制調(diào)整時，需特別注意兩類環(huán)境規(guī)制對企業(yè)成本產(chǎn)生的潛在作用。

（3）環(huán)境規(guī)制對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的可再生能源企業(yè)投資水平影響存在一定的差異性。其中，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對國有和非國有可再生能源企業(yè)投資水平影響并無差異，但命令控制型環(huán)境規(guī)制對國有可再生能源企業(yè)投資水平影響更加明顯，說明因企業(yè)屬性不同，環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資水平會產(chǎn)生不同的效果。

基于上述研究結(jié)論，得出以下幾個方面的政策啟示。

（1）應合理設(shè)計環(huán)境規(guī)制強度。鑒于目前環(huán)境規(guī)制對可再生能源企業(yè)投資的影響處于拐點左側(cè)，可適當增加環(huán)境規(guī)制強度，但要避免出臺過于嚴格的環(huán)境規(guī)制，打擊可再生能源企業(yè)投資的積極性，更要避免出臺過于寬松的環(huán)境規(guī)制，導致可再生能源企業(yè)投資過程中發(fā)生目標偏離。

（2）應充分考慮環(huán)境規(guī)制對企業(yè)成本的影響?？紤]到環(huán)境規(guī)制通過企業(yè)成本對可再生能源企業(yè)投資水平產(chǎn)生影響，未來在制定環(huán)境規(guī)制時，應當更側(cè)重于降低企業(yè)成本的環(huán)境規(guī)制措施，在規(guī)范企業(yè)行為的同時激發(fā)企業(yè)投資潛力。

（3）應著力構(gòu)建以市場激勵型為主，以命令控制型為輔的環(huán)境規(guī)制體系。市場激勵型環(huán)境規(guī)制的成本較低，靈活性較高，而命令控制型環(huán)境規(guī)制的成本較高，靈活性較差。在制定可再生能源相關(guān)的環(huán)境規(guī)制時，應充分考慮命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制間的優(yōu)勢互補，合理規(guī)劃與協(xié)調(diào)以最大限度激發(fā)可再生能源企業(yè)的投資。

（4）應針對不同主體制定有針對性的環(huán)境規(guī)制措施。由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的可再生能源企業(yè)對不同類型環(huán)境規(guī)制的敏感度具有較大差異，在政策制定時應充分考慮政策接受主體的特征屬性。對于國企而言，應充分利用命令控制型環(huán)境規(guī)制提高政策實施效率；對于非國企而言，應充分利用市場激勵型環(huán)境規(guī)制合理引導企業(yè)投資行為，穩(wěn)定市場預期。