“减规模”还是“增绿色”_...策工具下的企业环保行为响应_王群伟

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第３１卷第１期中国管理科学Ｖｏｌ．３１，Ｎｏ．１２０２３年１月ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅＪａｎｕａｒｙ，２０２３文章编号：１００３－２０７（２０２３）０１－０２５６－１１ＤＯＩ：１０．１６３８１／ｊ．ｃｎｋｉ．ｉｓｓｎ１００３－２０７ｘ．２０２２．０１０６“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应王群伟１，周波２，张成２（１．南京航空航天大学经济与管理学院，江苏南京２１１１０６；２．南京财经大学金融学院，江苏南京２１００２３）摘要：市场机制和绿色投资型环保政策工具既是对命令控制型工具的有益补充，也可能在企业层面引致更加复杂的环保行为响应，企业“减规模”抑或“增绿色”还存在不确定性。为此，本文借助计量模型，基于２０１１－２０１９年重污染上市公司的微观数据，探讨企业在不同政策工具下的环保行为响应。研究发现：各类环保政策工具的“增绿色”属性突出；环境监管和排污收费均引致企业环保支出和绿色创新水平提升的“增绿色”响应；环保补助则带来企业以环保支出为主的“增绿色”响应；环境监管和排污收费两种政策工具并不相容，互相阻滞了对环保支出的激励效应；宽松的融资约束和富有的企业家精神将放大排污收费的“增绿色”效果，而环保补助对引导融资约束下的“增绿色”响应更加有效。本文结论启示环保部门需了解不同政策工具的异质性后果，合理进行工具组合，并面向不同特征企业精准施策。关键词：环保政策工具；环保行为响应；政策工具组合；重污染企业中图分类号：Ｆ０６２．１文献标识码：Ａ［９，１０］政策的某一种后果。近年来，一些研究开始注１引言意区分异质性环保政策工具下的企业行为响应。例［１１］由于环境问题的外部性特点，环境治理有必要如，ＣａｏＪｉｎｇ等分析了中国市场机制和命令控制借力环保政策工具，实施政府干预。自１９７２年，各型工具对电力企业煤炭消费行为的影响。李青原和级环保部门主要实施以环境监管为主的命令控制型［５］肖泽华比较了中国市场机制和绿色投资型工具对［１］工具，通过企业“减规模”来改善环境。“十二五”重污染上市公司的绿色创新行为的影响。但是，类规划（２０１１－２０１５年）首次提出通过“市场化机制”似研究均未将“三位一体”环保政策工具和多元化企和“环境保护经济政策”来加快改善生态环境，这标业响应纳入统一分析框架［１２，１３］，因此难以比较政策志着中国政府正式将市场机制和绿色投资纳入环保工具效果的异同。此外，现实中重污染企业往往面政策顶层设计，致力于实现企业从“减规模”向环保临着多种政策工具“恩威并施”，以及“错综复杂”的支出和绿色创新等“增绿色”型环保行为响应的跃外部环境和内部特征。由此衍生出的问题是，多种［２－４］迁。在命令控制、市场机制和绿色投资型“三位环保政策工具的组合能否在企业层面实现激励相一体”工具体系中，地方环保部门分别以环境监管、容，从而深化“增绿色”型响应？针对不同特征企业，排污收费（中国的排污收费制度在２０１８年正式改革实现“增绿色”型响应的环保政策工具是否因此相为环保税制度。本文中的排污收费概念，均包括了异？关于这些问题，目前研究尚存不足。这不利于２０１８年后实施的环保税）和环保补助为具体抓［１４］探索波特效应在中国企业层面的实现路径，模糊［５］手；企业则面临生产规模调整、环保支出和绿色创了“创新”和“绿色”新发展理念的实现路径。［６－８］新等多元化响应选择。本文的主要工作是将环境监管、排污收费和环早期的大多数相关研究普遍侧重检验总体环保保补助作为命令控制、市场机制和绿色投资的典型收稿日期：２０２２－０１－１５；修订日期：２０２２－０４－１９工具，测度三种环保政策工具的单一实施及其组合基金项目：国家社会科学基金资助项目（２１＆ＺＤ１１０）分别导致企业生产规模、环保支出和绿色创新的变通讯作者简介：王群伟（１９８３－），男（汉族），江苏苏州人，南京动幅度，并识别出不同特征企业在相同环保政策工航空航天大学经济与管理学院，教授，博士，博士生导师，研究方向：能源环境经济与管理，Ｅ－具作用下可能不同的行为响应。这有助于得出环保ｍａｉｌ：ｗｑｗ０３０５＠１２６．ｃｏｍ．政策工具引起企业环保行为响应的定量化、系统性

1第１期王群伟等：“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应·２５７·和异质性结论，进而在理论上拓展波特假说中对“合型工具对企业环保行为的引导不具备强制效果，引适的环境规制”的解读，在应用上更有针对性地引导起的“增绿色”型响应幅度可能并不理想。这种情况企业的绿色转型。下，命令控制型工具可以强化企业所处法律环境，为［１６］企业的绿色发展战略提供了制度激励因素，将增２理论机理强绿色投资型工具的“增绿色”型响应效果。最后，命令控制和市场机制型工具本质上均通过增加绿色投资型工具将赋能企业“增绿色”资源，一定程企业排放成本，达到引起环保行为响应的目的，但具度上缓解命令控制型和市场机制型工具对企业成本体是何种行为响应，理论答案是不确定的。根据结的增加，帮助这两种工具实现更可观的“增绿色”型构理论，环境监管和排污收费增加了企业制度遵循响应。成本，挤占了企业的生产资源和原本用于环保支出即使环保政策工具的“减规模”或“增绿色”属性［６］和绿色创新的资源，企业可能被迫使用“减规模”已经确定，企业实际环保行为响应还面临两方面的作为行为响应。但根据波特假说，环境监管和排污影响。首先，企业用于“增绿色”的资源是有限的，环收费可能倒逼企业改进生产和减排技术，实质上促保支出和绿色创新之间可能互相挤出，二者还可能进环保支出和绿色创新为特征的“增绿色”型挤出企业生产等其他方面的资源，导致“减规模”现［１４］响应。象。其次，企业还面临着复杂的外部环境和内部特绿色投资型工具引致企业环保行为响应的理论征，可能加剧环保行为响应的不确定性。从外部环机理则不尽相同。环保补助是政府对企业的直接投境来看，企业融资能力是环保支出和绿色创新的硬资和补贴，不会增加企业制度遵循成本，反而缓解了件基础。根据“结构－行为－绩效”范式，波特效应企业资金约束和激励不足的难题，丰富了企业在“增的实现有赖于企业能否在资本市场上为环保支出和［１５］［１７］绿色”型响应方面的资源。但是，李青原和肖泽绿色创新进行顺利借款。因此，在宽松融资约束［５］华发现来自政府的资金补贴非但没有促进企业创的条件下，企业可能倾向于“增绿色”型行为响应。新产出，反而挤出了部分应该用于创新的企业投资，从内部特征来看，企业家精神是环保支出和绿色创他们认为这主要是由于企业迎合政府对环保支出的新的软件动力。企业家精神代表了创新、冒险进而偏好。寻求竞争优势的企业发展方向，会帮助管理者思考［１８］在多种环保政策工具并施的情况下，政策工具如何推动企业变革，从而在未来减少被行政处罚间还可能互相影响。首先，由于命令控制型和市场的概率。环保支出和绿色创新虽然是高风险选择，机制型工具均是对企业制度遵循成本的增加，二者但将助力实现环境保护和经济活动的双赢，符合企结合将导致企业资金等方面压力陡增，牺牲“增绿业家精神的偏好。色”型响应方面的资源，不利于各自对“增绿色”型响上述理论机理可总结为图１，后文实证步骤将应的引导效果。其次，与另两种工具不同，绿色投资遵循展开。图１异质性政策工具下企业环保行为的响应机理污收费（Ｍａｒｋｅｔ）和环保补助（ＧＩｎｖｅｓｔ）三种；将企业３研究方法与数据环保行为作为被解释变量，包括生产规模调整３．１模型设定（ＳｉｚｅＡｄｊ）、环保支出（ＥＥｘｐ）和绿色创新（ＧＩｎｎｏ）本文主要使用计量回归方法来研究环保政策工三种。具引起的企业环保行为响应。具体地，将环保政策在分析三种环保政策工具分别引致的企业环保工具作为解释变量，包括环境监管（Ｃｏｍｍａｎｄ）、排行为响应时，以生产规模调整（ＳｉｚｅＡｄｊ）作为被解

2·２５８·中国管理科学２０２３年释变量和环境监管（Ｃｏｍｍａｎｄ）作为解释变量为例，负，说明在融资约束相对紧绷的企业，环境监管更加本文建立以下回归模型：显著降低了企业生产规模；反之，说明环境监管更加ＳｉｚｅＡｄｊｉｔ＝α０＋α１Ｃｏｍｍａｎｄｉｔ＋α２Ｃｏｎｔｒｏｌｓ＋显著提升了企业生产规模。类似地，对企业家精神μｔ＋δｉ＋σｊ＋τ（１）的结论同样成立。式中，α为回归系数，τ为随机误差项，μｔ、δｉ和σｊ３．２变量设定分别为年份、企业和地区固定效应，ｉ、ｊ和ｔ分别指企业接受的命令控制型工具用企业当年受环代企业、城市和年份。其中，α１是重点关注的系数。保部门环境监管案件（主要以行政处罚为主）的数如果α１显著为负，说明环境监管显著降低了企业的量来度量。排污费是我国现阶段覆盖范围最广、生产规模；反之，则说明环境监管显著提升了企业生实施时间最长、管理制度最健全的市场机制手段，产规模。类似地，关于排污收费和环保补助的结论因此用当年排污费缴纳数额作为企业层面市场机分别成立。制型工具的代理变量。环保补助是政府针对企业在分析环保政策工具组合引致的企业环保行环保行为的专项补助，主要用于企业重点污染源为响应时，本文还分别将变量Ｃｏｍｍａｎｄ、Ｍａｒｋｅｔ治理、环境综合性治理领域的投资行为，本文使用和ＧＩｎｖｅｓｔ的交互项添加进式（１）中。以生产规模企业当年收到的政府环保补助数额作为绿色投资调整（ＳｉｚｅＡｄｊ）作为被解释变量，以环境监管和排型工具的代理变量。污收费的交互项作为解释变量为例，建立以下对生产规模调整，本文使用企业当年营业收入模型：作为衡量生产规模的代理变量。工业和信息化部等ＳｉｚｅＡｄｊｉｔ＝β０＋β１Ｃｏｍｍａｎｄｉｔ＋β２Ｍａｒｋｅｔｉｔ＋四部门研究制定的《中小企业划型标准规定》指出，β３Ｃｏｍｍａｎｄｉｔ×Ｍａｒｋｅｔｉｔ＋β４Ｃｏｎｔｒｏｌｓ＋μｔ＋一般使用企业从业人员、营业收入和资产总额来衡δｉ＋σｊ＋τ（２）量企业规模。其中，资产总额可能难以随生产规模式中，β３是重点关注的系数。如果β３显著为负，调整而快速变化；从业人员并非资本密集型企业生说明环境监管与排污收费互相增强了对企业生产规产规模调整的合理指标。因此，本文选择使用企业模的抑制作用；反之，则说明环境监管与排污收费互营业收入，并假设营业收入的减少代表企业降低了相增强了对企业生产规模的激励作用。对其他工具生产规模。组合，结论类似。对环保支出，本文使用企业当年与环境保护直在分析环保政策工具组合引致的企业环保行为接相关的支出来表征，主要包括污水处理、废气处响应对其他环保行为的影响时，以环保补助引致的理、节能节水节电、脱硫脱硝脱氮、除尘和固体废物环保支出型响应对生产规模产生的影响为例，以下［１９］处理等项目总支出。若企业在这些项目上总支模型：出上升，说明企业增加了环保支出水平。ＳｉｚｅＡｄｊｉｔ＝ϑ０＋ϑ１ＧＩｎｖｅｓｔｉｔ＋ϑ２ＥＥｘｐ＋参考世界知识产权组织２０１０年推出的“国际专ϑ３Ｃｏｎｔｒｏｌｓ＋μｔ＋δｉ＋σｊ＋τ（３）利绿色分类清单”，用企业当年在替代能源、交通运式中，ϑ２是重点关注的系数。如果ϑ２显著为输、节能、废物管理、农林管理、行政监管设计和核能负，说明环保补助引致的环保支出型响应挤出了生发电等领域当年申请并最终获得授权的专利数量来产规模；反之，则说明环保补助引致的环保支出型响表征绿色创新。若企业在这些领域的专利授权数量应显著提升了企业生产规模。上升，说明企业绿色创新水平提高。在分析企业外部环境和内部特征的调节效应ＫＺ指数根据公司经营性净现金流、股利、现金时，分别引入代表外部环境因素中融资约束（Ｆｉ－持有、资产负债率以及Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ等财务指标构ｎａｎＣｏｎｓ），以及内部特征因素中企业家精神（Ｅｎ－建，能够一定程度上反映企业所受融资约束程度，本［２０］ｔｒｅｐ）的虚拟变量，将这两个虚拟变量分别与环境监文沿用该指数作为融资约束代理指标。ＫＺ指数管（Ｃｏｍｍａｎｄ）、排污收费（Ｍａｒｋｅｔ）和环保补助越高，代表企业所受融资约束越紧绷。引入虚拟变（ＧＩｎｖｅｓｔ）生成交互项，添加进式（１）中。以不同融量ＦｉｎａｎＣｏｎｓ对样本企业融资约束进行分组，对资约束水平下环境监管引起生产规模调整为例，建ＫＺ指数高于样本均值的企业，ＦｉｎａｎＣｏｎｓ设为１，立以下模型：反之为０。［１８］ＳｉｚｅＡｄｊｉｔ＝γ０＋γ１Ｃｏｍｍａｎｄｉｔ＋γ２Ｃｏｍｍａｎｄｉｔ对企业家精神，本文参考ＨｅＱｉｕｑｉｎ等，使×ＦｉｎａｎＣｏｎｓｉｔ＋γ３Ｃｏｎｔｒｏｌｓ＋μｔ＋δｉ＋σｊ＋τ（４）用企业研发、品牌资产、组织资本与人力资本四方面式中，γ２是重点关注的系数。如果γ２显著为支出占营业收入的比例之和进行度量。这四方面支

3第１期王群伟等：“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应·２５９·出比例越高，说明企业管理者的企业家精神越富有。素，因此使用企业年龄的自然对数作为三种政策因此，引入虚拟变量Ｅｎｔｒｅｐ对样本企业的企业家精工具的工具变量，对被解释变量进行回归。第二神进行分组，对四方面支出比例高于样本均值的企阶段，将第一阶段回归得到的逆米尔斯比率（ｉｎ－业，Ｅｎｔｒｅｐ设为１，反之为０。ｖｅｒｓｅＭｉｌｌｓｒａｔｉｏ）加入公式（１）进行回归，观察主要对控制变量，本文从企业和城市特征两个方面系数的稳健性。选取了可能影响企业环保行为响应的因素。企业特３．４样本选择与数据来源［５］征方面，参考李青原和肖泽华，本文选取了企业资本文以中国环境保护重点城市所辖的重污染行产规模（Ａｓｓｅｔ，资产总额的自然对数）、总负债率业上市公司２０１１－２０１９年数据为研究样本。《上市（Ｔｌ，负债合计与资产总额之比）、现金流量（Ｃｆｌｏｗ，公司环境信息披露指南》自２０１１年起对重污染行业经营活动现金流净额与资产总额之比）、销售费用率上市公司诸如排污费和环保支出等环境信息的披露（Ｍａｒｋｅｔｉｎｇ，销售支出与营业收入之比）、资本密集做出强制性要求。环境保护重点城市的环保政策工度（Ｄｅｎｓｉｔｙ，固定资产总额与员工数之比的自然对具和企业环保行为相对密集，更加符合本研究的数数）、企业成长性（Ｇｒｏｗｔｈ，本期营业收入增长率）和据特征需求。政治关联（ＰＣｏｎｎ，当企业董事长或ＣＥＯ曾在政府样本筛选步骤包括：（１）重污染行业按照《上市部门任职，赋值为１，否则为０）等可能影响企业生产公司环境信息披露指南》确定。相应的上市公司名规模变动、支出和研发行为的因素。参考张琦单，使用Ｗｉｎｄ数据库中企业行业代码进行匹配确［１９］等，城市特征方面，选择企业所在市生产总值定。（２）环境保护重点城市共包括１０４个城市。相（ＧＤＰ）和第二产业比重（Ｉｎｄ），作为可能影响企业较国务院《国家环境保护“十一五”规划》确定的１１３生产规模变动、支出和研发行为的因素。个城市名单，拉萨由于数据缺失，金昌、北海、张家为消除异常值影响，本文对所有连续变量在界、九江、日照、秦皇岛、齐齐哈尔和抚顺由于辖内无１％水平上进行缩尾处理。为消除企业层面异方差重污染行业上市公司，均被删去。其中，企业所在地影响，本文对所有被解释变量、解释变量和总负债定义为Ｗｉｎｄ数据库中的公司注册地，并以此匹配率、销售费用率取对数处理（加１后取自然对数）。出每个企业的城市层面数据。（３）剔除ＳＴ和＊ＳＴ３．３自选择偏差问题处理上市公司样本以保证数据质量。在研究环保政策工具与企业环保行为间的关系数据来源主要包括：（１）环境监管数据手工整时，环保政策工具的内生性是一个不得不讨论的问理自公众环境研究中心的企业环境表现数据库。题。企业环境监管主要存在自选择偏差的内生性问该数据库收录了各级政府部门发布的环境监管信题。一方面，企业是否会受到环境监管，与企业是否息，包括企业名称、违法类型、记录年份以及报告发生环境违法违规行为有关，而这是企业自身选择时间等。（２）对企业年报、年度环境报告和年度社的结果；另一方面，是否受到环境监管，取决于环保会责任报告进行手工整理，得到排污收费、环保补部门对该企业的关注度，这同样与企业自身特质相助和环保支出数据。（３）绿色创新数据手工整理关。排污收费和环保补助的自选择偏差问题则有所自世界知识产权组织（ＷＩＰＯ）“国际专利绿色分类不同。一方面，企业缴纳排污费和获得环保补助是清单”，以及国家知识产权局专利局的专利检索功企业根据自身特质（更适合哪种环保行为）和未来发能。（４）其他企业层面变量数据来源于Ｗｉｎｄ和展预测而有意识选择的；另一方面，企业是否披露排ＣＳＭＡＲ数据库，其他城市层面变量数据来源于污费缴纳和环保补助获得情况也是企业有意识选择《中国城市统计年鉴》。的结果。４结果与讨论综上，本研究观测到的环境监管、排污收费和环保补助可能是企业内生性决策的结果。普通的回归４．１描述性统计分析无法考虑这种内生过程，从而形成有偏估计。表１显示，各环保政策工具和企业环保行为响对这种自选择偏差问题，本文采用Ｈｅｃｋｍａｎ两阶应变量的标准差均大大高于平均值，说明我国重污［２１，２２］段模型进行修正。染行业上市企业所受环保政策力度和环保行为执行Ｈｅｃｋｍａｎ两阶段模型第一阶段，使用企业是存在可观差异。从平均值来看，这些企业缴纳排污否受到环境监管、缴纳排污费和获得环保补助的费和接受环保补助的金额较为庞大，同时也进行了虚拟变量作为被解释变量。由于企业内部管理能可观的环保支出，产出了不可忽视的绿色创新。所力与企业年龄相关，而内部管理能力是影响环境有变量的描述性统计特征与已有研究（如李青原和［５］违法违规、受环保部门关注和信息披露的重要因肖泽华）基本一致。

4·２６０·中国管理科学２０２３年表１描述性统计督，因此面向寻租能力更强的上市公司时，更有可能［２５］变量平均值标准差最小值最大值单位出现“选择性执法”的现象，未长期或显著地勒令ＳｉｚｅＡｄｊ１．４２Ｅ＋０４１．２３Ｅ＋０５４．１７２．９７Ｅ＋０６百万元企业缩减规模。ＥＥｘｐ７．０９１５０．１２０９４９０．３８百万元表２环境监管引起的企业环保行为响应ＧＩｎｎｏ１．６５２１．７８０８７１项（１）（２）（３）（４）（５）Ｃｏｍｍａｎｄ０．０８０．３１０３件变量“减规模”型响应“增绿色”型响应Ｍａｒｋｅｔ１．６２９．３６０２２３．８２百万元ＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏＧＩｎｖｅｓｔ２．１９１８．３００８６０．０３百万元０．００９０．００８０．００８０．２３０＊＊＊０．０６０＊＊Ａｓｓｅｔ２２．２１１．３２１９．９５２６．２１／Ｃｏｍｍａｎｄ（１．３６）（１．３０）（１．２９）（３．８１）（２．０５）Ｔｌ０．４１０．２１０．０５０．９３／０．００１ＥＥｘｐＣｆｌｏｗ０．０６０．０７－０．１３０．２４／（１．６２）Ｍａｒｋｅｔｉｎｇ０．０９０．１１００．５３／０．００６ＧＩｎｎｏ（１．６０）Ｄｅｎｓｉｔｙ２．１１１．５９０．４０１０．６１／截距项和控制变量ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＧｒｏｗｔｈ０．１７２０．５７１－０．１９００．５０３／ＰＣｏｎｎ０．３４９０．４７７０１／年度、地区和ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ企业固定效应ＧＤＰ１．０１Ｅ＋０４８８０１．７１２３４．５３３．８２Ｅ＋０４亿元样本量６８８８６８８８６８８８６８８８６８８８Ｉｎｄ４３．２５１１．１１１６．２８９．３％Ａ－Ｒ２０．９９５０．９９５０．９９５０．７５１０．７６８ＢｏｏｔｓｔｒａｐＺ０．０１１．２５４．２单一环保政策工具引起的企业环保行为响应注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、（１）命令控制型工具：环境监管１％的水平上显著。本部分得出结论，命令控制型工具在企业层面引起环保支出和绿色创新增加，“增绿色”型响应得（２）市场机制型工具：排污收费到验证。表２展示了公式（１）的回归结果，列（４）、以排污收费为代表的市场机制型工具促进了企（５）中被解释变量分别为环保支出和绿色创新，环境业环保支出和绿色创新，“增绿色”型响应值得关注。监管Ｃｏｍｍａｎｄ的系数均显著为正，说明环境监管从表３列（１）可以看出，排污收费对企业生产规模的次数每增加一倍，企业环保支出增加约２３．０％，绿影响并不显著，“减规模”型响应在统计意义上并不色创新产出增加约６．０％，“增绿色”幅度可观。当存在。列（３）说明，企业缴纳排污费每上升１％（约被解释变量为生产规模，列（１）中Ｃｏｍｍａｎｄ的系数１．６２万元），环保支出将上升０．６７１％，约４．７４万元未通过显著性水平检验，说明环境监管并未导致“减（样本环保支出年均值约７０７万元）。列（４）表明，企规模”响应。最后，还测试了环保支出和绿色创新响业缴纳排污费上升１００％（约１６２万元）时，绿色专应是否会影响生产规模，列（２）、（３）中环保支出利授权量将增长６．０％，这相当于绿色专利授权量ＥＥｘｐ和绿色创新ＧＩｎｎｏ的系数均不显著，且利用增加约０．０９９项（样本绿色专利授权量年均值约Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ方法进行５００次再抽样后两个系数的ｚ１．６４５项）。此外，列（２）～（５）中ＥＥｘｐ和ＧＩｎｎｏ的值仍偏小，说明“增绿色”型响应未对企业生产规模不显著系数，以及利用Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ方法进行５００次产生显著影响。再抽样后两个系数偏小的ｚ值，共同说明“增绿色”环境监管引致的“增绿色”型响应，支持了波特假型响应未进一步挤出生产规模或绿色创新。说。中国环境监管能够实现波特假说，可能与其持续关于环保支出水平增长的结论，与大量现有文［２６］性特点有关。数据显示，在有环境监管记录的样本企献保持了一致。例如，郭俊杰等发现排污费促进［２７］业中，超过一半在当年或后续年份仍然受到环境监了企业污染治理和预防设施投资。Ｘｅｐａｐａｄｅａｓ管。持续的环境监管倒逼企业选择环保支出和绿色研究了以环保税为代表的市场机制型工具，发现了创新等“增绿色”型响应，以求长期生存和发展。其对企业减排投资的促进作用。关于绿色创新水平［５］关于生产规模未受影响，也不能排除环境监管提升的结论，与李青原和肖泽华等研究保持了一“标尺现象”和“选择性执法”的可能。首先，本研究致。排污收费是一项长期的制度，这意味着对企业样本仅包含规模相对较大的上市企业，其掌握相对来说，其引致的制度遵循成本也是长期存在的压力。领先的生产和减排技术，更易达到环境监管的“标因此，企业倾向于通过参与度更深、稳定性更强的［２３，２４］尺”，因此生产规模所受影响不明显。其次，地“增绿色”型响应，来实现排污收费制度下企业的长方环保部门在环境监管中缺乏来自独立机构的监期生存与绿色发展。

5第１期王群伟等：“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应·２６１·表３排污收费引起的企业环保行为响应业进行环保支出的重要手段，这也符合该工具题中（１）（２）（３）（４）（５）应有之义。根据《关于加强环境保护补助资金管理变量“减规模”型响应“增绿色”型响应的若干规定》的第四条，环保补助应严格针对企业重ＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏ点污染源治理、环境综合性治理等方面的环保支出。０．００２０．００２０．００２０．６７１＊＊＊０．０６０＊＊（４）稳健性检验Ｍａｒｋｅｔ（１．０４）（１．６０）（１．５２）（２４．４６）（２．１６）本部分从多个角度对前述实证结果进行了稳健０．００１性检验（受篇幅限制，没有列出本部分回归结果。如ＥＥｘｐ（０．９２）有需要，可以联系作者索取）。其一，自选择偏差问０．００６ＧＩｎｎｏ题。使用Ｈｅｃｋｍａｎ两阶段模型对三个解释变量的（１．６５）自选择偏差问题，进行了进一步回归检验。其二，改截距项和控制变量ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ变解释变量度量方法。计算Ｃｏｍｍａｎｄ、Ｍａｒｋｅｔ和年度、地区和企业ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ固定效应ＧＩｎｖｅｓｔ与企业生产规模（营业收入）的比值作为新样本量６８８８６８８８６８８８６８８８６８８８的政策工具变量。其三，改变被解释变量度量方法。Ａ－Ｒ２０．９９５０．９９５０．９９５０．７９８０．７５８由于企业响应可能存在滞后，将三个被解释变量分ＢｏｏｔｓｔｒａｐＺ０．０２１．２３别替换为ｔ＋１期，重新进行回归。其四，添加年度注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、－地区交互固定效应。在前述基准回归的基础上，继１％的水平上显著。续添加年度－地区交互固定效应，捕捉随时间和地区（３）绿色投资型工具：环保补助均发生变化的不可观测因素。其五，政策工具遗漏问环保补助促进了企业增加环保支出，表明绿色题。将三个解释变量同时添加入估计方程中，避免可投资型工具激发了以环保支出增长为特征的“增绿能存在的政策工具遗漏问题。其六，信息披露问题。色”型响应。表４展示了公式（１）的回归结果。从列剔除环境监管、排污收费和环保补助取值为０的样（１）、（４）可以看出，企业获得环保补助并不会显著影本，避免可能存在的企业环境信息选择性披露给回归响生产规模和绿色创新水平。列（３）说明，企业环保结果带来干扰。其七，双向因果关系问题。使用ｔ－１补助每上升１％（约２．１７万元），环保支出额将上升期Ｃｏｍｍａｎｄ、Ｍａｒｋｅｔ和ＧＩｎｖｅｓｔ作为三个政策工具变０．０３５％，约０．２５万元（样本环保支出年均值约７０７量的工具变量，避免可能存在的政策工具与企业环保万元）。此外，列（２）、（５）说明，环保补助对环保支出行为响应间双向因果关系。上述检验结果均显示，解的增加影响，未间接挤出生产规模和绿色创新。释变量系数的显著性和正负号与前述基准回归结果保持一致。表４环保补助引起的企业环保行为响应４．２环保政策工具组合引起的企业环保行为响应（１）（２）（３）（４）（５）（１）排污收费和环保补助的组合变量“减规模”型响应“增绿色”型响应排污收费与环保补助的组合中，环保补助增强ＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏＧＩｎｎｏ了排污收费对企业绿色创新的积极影响。具体来－０．００４－０．００１０．０３５＊＊＊０．００１０．００１说，表５中列（５）Ｍａｒｋｅｔ×ＧＩｎｖｅｓｔ的系数在１％水ＧＩｎｖｅｓｔ（－０．１４）（－０．２４）（３．１１）（０．４７）（０．４７）平上显著为正，说明环保补助的增加能够显著增强０．００１０．００２ＥＥｘｐ排污费对企业绿色创新的积极作用。列（１）、（３）表（１．６５）（０．１９）明两种工具并不会互相干扰对企业规模和环保支出截距项和控制变量ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ的影响。此外，列（２）、（４）说明该工具组合的绿色创年度、地区和新效应不会进一步挤出生产规模和环保支出。ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ企业固定效应关于促进绿色创新水平的结果，是对Ａｃｅｍｏｇｌｕ样本量６８８８６８８８６８８８６８８８６８８８等［１２］理论推导的实证补充。排污收费的实施初衷Ａ－Ｒ２０．９９５０．９９５０．７５１０．７６８０．７６８是通过企业理性比较减排成本与排污费缴纳，促进ＢｏｏｔｓｔｒａｐＺ０．０１０．０１企业投资于绿色创新。但单一排污收费可能出现过注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、度使用问题，进而损失部分对绿色创新的激励效应。１％的水平上显著。这种情况下，配合环保补助对绿色创新资金压力的［１９］关于环保支出增长的结论，与张琦等的研究缓解，二者可以一定程度上避免排污收费过度使用发现具有高度相关性。该文献同样立足于环保重点［１２］问题。城市的重污染上市企业，检验出环保补助是激励企

6·２６２·中国管理科学２０２３年表５排污收费和环保补助的组合引起的企业环保行为响应表７三种工具的组合引起的企业环保行为响应（１）（２）（３）（４）（５）（１）（２）（３）变量“减规模”型响应“增绿色”型响应变量“减规模”型响应“增绿色”型响应ＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＥＥｘｐＧＩｎｎｏＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏＭａｒｋｅｔ×－０．００１－０．００１０．００１０．００１０．００１＊＊＊Ｃｏｍｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ×０．００１－０．００２０．００２ＧＩｎｖｅｓｔ（－１．０７）（－１．０９）（０．１６）（０．１５）（２．７１）ＧＩｎｖｅｓｔ（－０．５５）（－１．２７）（０．５５）０．００２０．００２０．６７０＊＊＊０．６７０＊＊＊－０．００２０．００１－０．０５５＊＊＊－０．００４ＭａｒｋｅｔＣｏｍｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ（１．１６）（１．１７）（２４．０１）（２４．０２）（－０．８４）（０．３５）（－２．７３）（－０．７０）－０．００１－０．００１０．０２５＊＊＊０．０２５＊＊＊０．００１０．０１００．５３６０．０６４＊ＧＩｎｖｅｓｔＣｏｍｍａｎｄ（－０．０４）（－０．０４）（３．２２）（３．２２）（０．１９）（１．５８）（１．５９）（１．９２）０．００６０．０６１０．００２＊＊０．６７６＊＊＊－０．００１ＧＩｎｎｏＭａｒｋｅｔ（１．６５）（０．４０）（２．１０）（２４．７１）（－０．３４）截距项和－０．００１－０．００３０．００１ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＧＩｎｖｅｓｔ控制变量（－０．３９）（－０．２５）（０．４２）年度、地区和截距项和控制变量ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ企业固定效应年度、地区和ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ样本量６８８８６８８８６８８８６８８８６８８８企业固定效应Ａ－Ｒ２０．９９５０．９９５０．７９８０．７９８０．７６８样本量６８８８６８８８６８８８ＢｏｏｔｓｔｒａｐＺ１．４１１．１０Ａ－Ｒ２０．９９５０．７９８０．７６８注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、注：括号内为ｔ值。＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、１％的水平上显著。１％的水平上显著。（２）环境监管和排污收费的组合（３）环境监管和环保补助的组合环境监管和排污收费组合实施时，互相阻滞了环境监管和环保补助的组合中，二者互相促进，对环保支出型“增绿色”响应的激励效应。表６列激励出更大幅度的企业环保支出增长，“增绿色”型（１）～（３）中环境监管和排污收费的交互项Ｃｏｍ－响应进一步深化。表８列（３）中环境监管和环保补ｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ的系数分别不显著、显著为负和不助的交互项Ｃｏｍｍａｎｄ×ＧＩｎｖｅｓｔ的系数显著为正，显著，说明环境监管和排污收费互相负向调节了对而列（１）、（４）中系数均不显著。结合单一环境监管环保支出的促进作用。分析来看，这两种工具均是和环保补助对环保支出的促进作用，本文认为，该组以增加企业制度遵循成本为抓手，二者叠加将显著合中环境监管主要发挥了制度激励作用，通过强化挤占企业原本用于环保支出的资源。企业所处环保法律环境，增强企业绿色发展意识；而针对环境监管、排污收费和环保补助三者的组环保补助也弥补了环境监管在赋能企业绿色发展资合，表７显示，在控制环境监管和排污收费的交互项源方面的不足。因此，二者相互促进，企业在环保支Ｃｏｍｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ后，三者交互项Ｃｏｍｍａｎｄ×出领域释放更多投资。Ｍａｒｋｅｔ×ＧＩｎｖｅｓｔ的系数并不显著，而Ｃｏｍｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ仍然显著为负值。这意味着环境监管和排表８环境监管和环保补助的组合引起的企业环保行为响应污收费二者给企业环保支出带来了可观的资金压（１）（２）（３）（４）（５）力，环保补助的加入无力缓解这种压力。变量“减规模”型响应“增绿色”型响应ＳｉｚｅＡｄｊＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏＧＩｎｎｏ表６环境监管和排污收费的组合引起的企业环保行为响应Ｃｏｍｍａｎｄ×－０．００１－０．００１０．０１３＊＊０．００３０．００３（１）（２）（３）ＧＩｎｖｅｓｔ（－０．７７）（－０．７８）（２．３５）（０．０９）（０．０９）变量“减规模”型响应“增绿色”型响应０．０１２０．０１２０．１４６０．０５８０．０５７Ｃｏｍｍａｎｄ（１．３２）（１．３１）（０．３６）（１．６２）（１．６２）ＳｉｚｅＡｄｊＥＥｘｐＧＩｎｎｏ１．７４Ｅ－０７－２．８９Ｅ－０４０．０３４＊＊＊０．００１０．００１－０．００１－０．０３４＊＊＊－０．００１ＧＩｎｖｅｓｔＣｏｍｍａｎｄ×Ｍａｒｋｅｔ（０．００）（－０．０９）（２．９２）（０．４３）（０．４２）（－０．１２）（－３．１６）（－０．２７）０．０１０＊＊＊＊０．００１０．００２０．５３５０．０６４ＥＥｘｐＣｏｍｍａｎｄ（０．８５）（０．１７）（１．５９）（３．５８）（１．９１）截距项和０．００２０．６７５＊＊＊－０．００１ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＭａｒｋｅｔ控制变量（１．０５）（２４．７１）（－０．３０）年度、地区和截距项和控制变量ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓ企业固定效应年度、地区和ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ样本量６８８８６８８８６８８８６８８８６８８８企业固定效应Ａ－Ｒ２０．９９５０．９９５０．７５１０．７６８０．７６８样本量６８８８６８８８６８８８Ａ－Ｒ２０．９９５０．７９８０．７６８ＢｏｏｔｓｔｒａｐＺ０．０１０．０１注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、注：括号内为ｔ值；＊、＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在１０％、５％、１％的水平上显著。１％的水平上显著。

7第１期王群伟等：“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应·２６３·此外，进一步测试了该情况下环保支出增长是否会对务资源实力越弱，从而限制排污收费对环保支出和生产规模和绿色创新产生影响。表８列（２）、（５）分别绿色创新的积极影响。但是，环保补助赋能环保支展示了当被解释变量为生产规模ＳｉｚｅＡｄｊ和绿色创出的资源效应，可以有效“松绑”企业在绿色发展领新ＧＩｎｎｏ，将环保支出ＥＥｘｐ加入估计方程的结果，域的资金约束，对融资约束相对紧绷企业起到“雪中发现环保支出未挤出生产规模和绿色创新。送炭”的作用。此外，上述结果还说明，前文发现的４．３不同外部环境和内部特征企业的分析环保补助对排污收费的“增绿色”正向调节影响相对（１）外部环境因素：融资约束有限，无法在融资约束情况下继续延伸。在融资约束相对紧绷的企业，排污收费对环保相较于排污收费，融资约束紧绷的企业对环境支出和绿色创新的促进作用受到约束，但环保补助监管并不敏感。企业排污费缴纳年均数额高达１６２对环保支出的激励效应进一步放大。基于公式（４），万元。环境监管以限期整改和行政处罚为主，即使图３和图４中，当被解释变量分别为环保支出和绿涉及到行政罚款，罚金突破百万元的案例也较罕见。色创新时，排污收费与融资约束交互项Ｍａｒｋｅｔ×因此，环境监管带来的制度遵循压力显著低于排污ＦｉｎａｎＣｏｎｓ系数均为负且显著，融资约束限制了排收费，其引致的企业响应和对其他两种政策工具的污收费所引致的“增绿色”型响应。相反地，图３中调节影响不易受到融资约束干扰。ＧＩｎｖｅｓｔ×ＦｉｎａｎＣｏｎｓ系数显著为正，说明环保补助（２）内部特征因素：企业家精神引致的“增绿色”型响应在融资约束相对紧绷的情况企业家精神会激励企业使用绿色创新来回应排下更加可观。污收费，并进一步放大了环保补助对排污收费的“增图２中均不显著的系数，说明在融资约束相对绿色”型响应的正向调节影响，总体激发出更可观的紧绷的企业，同样不存在显著的“减规模”型响应。“增绿色”型响应。图７中，当被解释变量为绿色创图２～图４中均不显著的环境监管与融资约束交互新，排污收费与企业家精神交互项Ｍａｒｋｅｔ×Ｅｎｔｒｅｐ项系数（Ｃｏｍｍａｎｄ×ＦｉｎａｎＣｏｎｓ），以及政策工具组系数为正且高度显著，说明在企业家精神相对富有合与融资约束交互项系数，表明融资约束不会影响的企业，排污收费能够激励出更大规模的绿色创新。环境监管引致的响应，以及政策工具间互相的影响。同样，在图７中，Ｍａｒｋｅｔ×ＧＩｎｖｅｓｔ×Ｅｎｔｒｅｐ系数显上述结果说明，融资约束是排污收费制度下企著为正，表明在企业家精神相对富有的企业，环保补业绿色发展战略的“拦路虎”，该结论与李青原和肖助对排污收费在绿色创新方面的积极影响进一步［５］泽华保持了一致。融资约束越紧绷，代表企业财增强。图２融资约束影响下环保政策工具注：＊＊、＊＊＊分别表示回归系数在５％、注：＊＊表示回归系数在５％的水平上显著。引起的生产规模调整响应１％的水平上显著。图４融资约束影响下环保政策工具图３融资约束影响下环保政策工具引起的绿色创新响应引起的环保支出响应图５中均不显著的系数，说明在企业家精神相和组织管理等方面具有相对优势，能够帮助企业预［２９］对富有的企业，同样不存在显著的“减规模”型响应。测排污收费的未来趋势，从而积极进行绿色创［３０］［３１］图５～图７中均不显著的环境监管与企业家精神交新。因此，企业家精神优化了排污收费成效，互项系数（Ｃｏｍｍａｎｄ×Ｅｎｔｒｅｐ），以及涉及环境监管可能是与排污收费相得益彰的企业内部特征。也正的政策工具组合与企业家精神交互项系数，表明企因企业家精神的创新特质，进一步放大了环保补助业家精神不会影响环境监管以及相关政策工具间互对排污收费的“增绿色”型响应的正向调节影响。相相的影响。较而言，环境监管在助力企业资源配置、赋能企业风上述结果说明，企业家精神是实现绿色创新型险承担方面存在天然劣势，无法与企业家精神在“增“增绿色”响应的“灵丹妙药”。企业家精神暗含了管绿色”方面形成良性配合。理者对创新的执着，意味着管理者在研发、人力资本

8·２６４·中国管理科学２０２３年图５企业家精神影响下环保政策图６企业家精神影响下环保政策注：＊＊表示回归系数在５％的水平上显著。工具引起的生产规模调整响应工具引起的环保支出响应图７企业家精神影响下环保政策工具引起的绿色创新响应在环保政策工具的区分和识别，以及企业外部环境５结语和内部特征因素的系统性归纳等方面做进一步基于对环保政策工具和企业环保行为响应的界讨论。定，本文首先测试了三种环保政策工具在企业层面参考文献：引起的环保行为响应，并进行了一系列稳健性检验。然后，探究了环保政策工具的组合实施是否引起了［１］ＧｒｅｅｎｓｔｏｎｅＭ，ＨｅＧｕｏｊｕｎ，ＬｉＳｈａｎｊｕｎ，ｅｔａｌ．Ｃｈｉｎａ’ｓ不同的企业环保行为响应。最后，讨论了企业外部ｗａｒｏｎｐｏｌｌｕｔｉｏｎ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅｆｉｒｓｔ５ｙｅａｒｓ［Ｊ］．环境因素中的融资约束和内部特征因素中的企业家ＲｅｖｉｅｗｏｆＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＰｏｌｉｃｙ，２０２１，１５（２）：２８１－２９９．精神，是否会影响环保政策工具及其组合引致的企［２］ＨａｒｔｗｉｃｋＪ．Ｉｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｅｑｕｉｔｙａｎｄｔｈｅｉｎｖｅｓｔｉｎｇｏｆ业环保行为响应。ｒｅｎｔｓｆｒｏｍｅｘｈａｕｓｔｉｂｌｅｒｅｓｏｕｒｃｅｓ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎ首先，环保政策工具的“增绿色”属性可观。其ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９７７，６７（５）：９７２－９７４．中，环境监管和排污收费均引致环保支出和绿色创［３］ＮｏｒｄｈａｕｓＷ．ＲｅｓｏｕｒｃｅｓａｓａＣｏｎｓｔｒａｉｎｔｏｎＧｒｏｗｔｈ［Ｊ］．新两方面的“增绿色”型响应，环保补助则主要聚焦ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９７４，６４（２）：２２于以环保支出为主的“增绿色”型响应。因此，三种－２６．环保政策工具对引导企业绿色发展是有效的，有必［４］ＢｏｗｅｎＡ，ＳｔｅｒｎＮ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙａｎｄｔｈｅｅｃｏ－要强化各地环保部门面向企业的政策力度。ｎｏｍｉｃｄｏｗｎｔｕｒｎ［Ｊ］．ＯｘｆｏｒｄＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＰｏｌｉ－其次，排污收费和环保补助的组合实施，能够有ｃｙ，２０１０，２６（２）：１３７－１６３．效激励企业以绿色创新为主的“增绿色”型响应。环［５］李青原，肖泽华．异质性环境规制工具与企业绿色创新境监管和环保补助组合有利于实现以环保支出为主激励———来自上市企业绿色专利的证据［Ｊ］．经济研究，２０２０，５５（９）：１９２－２０８．的“增绿色”型响应。但是，环境监管和排污收费的ＬｉＱｉｎｇｙｕａｎ，ＸｉａｏＺｅｈｕａ．Ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌ组合互相阻滞了对环保支出的激励效应。因此，合ｒｅｇｕｌａｔｉｏｎｔｏｏｌｓａｎｄｇｒｅｅｎｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｉｎｃｅｎｔｉｖｅｓ：ｅｖｉ－理搭配政策工具，摒弃盲目“多措并举”，对企业绿色ｄｅｎｃｅｆｒｏｍｇｒｅｅｎｐａｔｅｎｔｓｏｆｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓ［Ｊ］．Ｅｃｏ－发展至关重要。ｎｏｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈＪｏｕｒｎａｌ，２０２０，５５（９）：１９２－２０８．最后，融资约束和企业家精神分别是排污收费［６］ＧｒａｙＷ，ＳｈａｄｂｅｇｉａｎＲ．Ｐｌａｎｔｖｉｎｔａｇｅ，ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，ａｎｄ实现“增绿色”效果的“拦路虎”和“灵丹妙药”，而环ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌ保补助对融资约束下的环保支出起到“雪中送炭”的ＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２００３，４６（３）：３８４－４０２．作用。具体来看，在融资约束相对紧绷的企业，排污［７］ＺｈａｎｇＱｉ，ＹｕＺｈｉ，ＫｏｎｇＤｏｎｇｍｉｎ．Ｔｈｅｒｅａｌｅｆｆｅｃｔｏｆ收费对环保支出和绿色创新的推动作用受到限制，ｌｅｇａｌｉｎｓｔｉｔｕｔｉｏｎｓ：ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｃｏｕｒｔｓａｎｄｆｉｒｍｅｎｖｉ－环保补助对环保支出的激励作用则更加可观。在企ｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｖｉ－业家精神的影响下，排污收费激励出更大规模的绿ｒｏｎｍｅｎｔａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１９，９８：１０２２５４．色创新，环保补助对排污收费的“增绿色”型响应的［８］ＨｅｙｅｓＡ，ＫａｐｕｒＳ．Ｒｅｇｕｌａｔｏｒｙａｔｔｉｔｕｄｅｓａｎｄｅｎｖｉｒｏｎ－正向调节影响得到进一步放大。因此，根据企业外ｍｅｎｔａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｉｎａｍｏｄｅｌｃｏｍｂｉｎｉｎｇｉｎｔｅｒｎａｌａｎｄｅｘ－部环境和内部特征因素，有必要树立“有的放矢”的ｔｅｒｎａｌＲ＆Ｄ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ政策导向。对企业家精神相对富有的企业，应秉持ａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１１，６１（３）：３２７－３４０．以排污收费为主、环保补助为辅的政策思路，着力推［９］纪建悦，张懿，任文菡．环境规制强度与经济增长———动绿色创新。而对融资能力相对欠缺的企业，则更基于生产性资本和健康人力资本视角［Ｊ］．中国管理科多使用环保补助来推动环保支出。学，２０１９，２７（８）：５７－６５．本文也存在一些拓展空间。未来的研究工作可ＪｉＪｉａｎｙｕｅ，ＺｈａｎｇＹｉ，ＲｅｎＷｅｎｈａｎ．Ｒｅｓｅａｒｃｈｏｎｔｈｅｒｅ－

9第１期王群伟等：“减规模”还是“增绿色”？异质性环保政策工具下的企业环保行为响应·２６５·ｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎｉｎｔｅｎｓｉｔｙｓｅａｒｃｈＪｏｕｒｎａｌ，２０１９，５４（６）：１８３－１９８．ａｎｄＣｈｉｎａ’ｓｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈｒａｔｅ—Ｂａｓｅｄｏｎｐｈｙｓｉｃａｌ［２０］ＫａｐｌａｎＳ，ＺｉｎｇａｌｅｓＬ．Ｄｏｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ－ｃａｓｈｆｌｏｗｓｅｎｓｉ－ｃａｐｉｔａｌａｎｄｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ［Ｊ］．ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒ－ｔｉｖｉｔｉｅｓｐｒｏｖｉｄｅｕｓｅｆｕｌｍｅａｓｕｒｅｓｏｆｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎ－ｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ，２０１９，２７（８）：５７－６５．ｓｔｒａｉｎｔｓ？［Ｊ］．ＴｈｅＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，［１０］ＬｉｕＭｅｎｇｄｉ，ＴａｎＲｕｉｐｅｎｇ，ＺｈａｎｇＢｉｎｇ．Ｔｈｅｃｏｓｔｓｏｆ１９９７，１１２（１）：１６９－２１５．“ｂｌｕｅｓｋｙ”：ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎ，ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｕｐ－［２１］ＨｅｃｋｍａｎＪ．Ｓａｍｐｌｅｓｅｌｅｃｔｉｏｎｂｉａｓａｓａｓｐｅｃｉｆｉｃａｔｉｏｎｅｒ－ｇｒａｄｉｎｇ，ａｎｄｌａｂｏｒｄｅｍａｎｄｉｎＣｈｉｎａ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅ－ｒｏｒ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９７９，４７（１）：１５３－１６１．ｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０２１，１５０：１０２６１０．［２２］王宇，李海洋．管理学研究中的内生性问题及修正方［１１］ＣａｏＪｉｎｇ，ＨｏＭＳ，ＭａＲｏｎｇ，ｅｔａｌ．Ｗｈｅｎｃａｒｂｏｎ法［Ｊ］．管理学季刊，２０１７，２（３）：２０－４７．ｅｍｉｓｓｉｏｎｔｒａｄｉｎｇｍｅｅｔｓａｒｅｇｕｌａｔｅｄｉｎｄｕｓｔｒｙ：ｅｖｉｄｅｎｃｅＷａｎｇＹｕ，ＬｉＨａｉｙａｎｇ．Ｄｅａｌｉｎｇｗｉｔｈｅｎｄｏｇｅｎｅｉｔｙｉｓ－ｆｒｏｍｔｈｅｅｌｅｃｔｒｉｃｉｔｙｓｅｃｔｏｒｏｆＣｈｉｎａ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｕｂ－ｓｕｅｓｉｎｍａｎａｇｅｍｅｎｔｒｅｓｅａｒｃｈ：ａｒｅｖｉｅｗａｎｄｓｏｌｕｔｉｏｎｓｌｉｃＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０２１，２００：１０４４７０．［Ｊ］．ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１７，２（３）：［１２］ＡｃｅｍｏｇｌｕＤ，ＡｇｈｉｏｎＰ，ＢｕｒｓｚｔｙｎＬ，ｅｔａｌ．Ｔｈｅｅｎｖｉ－２０－４７．ｒｏｎｍｅｎｔａｎｄｄｉｒｅｃｔｅｄｔｅｃｈｎｉｃａｌｃｈａｎｇｅ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ［２３］ＨｅｒｉｎｇＬ，ＰｏｎｃｅｔＳ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙａｎｄｅｘ－ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０１２，１０２（１）：１３１－１６６．ｐｏｒｔｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｈｉｎｅｓｅｃｉｔｉｅｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎ－［１３］王林辉，王辉，董直庆．经济增长和环境质量相容性ｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１４，６８政策条件———环境技术进步方向视角下的政策偏向效（２）：２９６－３１８．应检验［Ｊ］．管理世界，２０２０，３６（３）：３９－６０．［２４］盛丹，张国峰．两控区环境管制与企业全要素生产率ＷａｎｇＬｉｎｈｕｉ，ＷａｎｇＨｕｉ，ＤｏｎｇＺｈｉｑｉｎｇ．Ｐｏｌｉｃｙｃｏｎｄｉ－增长［Ｊ］．管理世界，２０１９，３５（２）：２４－４２．ｔｉｏｎｓｆｏｒｃｏｍｐａｔｉｂｉｌｉｔｙｂｅｔｗｅｅｎｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈａｎｄＳｈｅｎｇＤａｎ，ＺｈａｎｇＧｕｏｆｅｎｇ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａ－ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｑｕａｌｉｔｙ：ａｔｅｓｔｏｆｐｏｌｉｃｙｂｉａｓｅｆｆｅｃｔｓｆｒｏｍｔｉｏｎｓｏｆｔｗｏｃｏｎｔｒｏｌｚｏｎｅｓａｎｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆｔｈｅｄｉｒｅｃｔｉｏｎｏｆｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｔｅｃｈ－ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔｎｏｌｏｇｉｃａｌｐｒｏｇｒｅｓｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＷｏｒｌｄ，Ｗｏｒｌｄ，２０１９，３５（２）：２４－４２．２０２０，３６（３）：３９－６０．［２５］ＫｏｓｔｋａＧ．Ｃｏｍｍａｎｄｗｉｔｈｏｕｔｃｏｎｔｒｏｌ：ＴｈｅｃａｓｅｏｆＣｈｉ－［１４］ＰｏｒｔｅｒＭ，ＶａｎｄｅｒＬｉｎｄｅＣ．Ｔｏｗａｒｄａｎｅｗｃｏｎｃｅｐｔｉｏｎｎａ’ｓｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｔａｒｇｅｔｓｙｓｔｅｍ［Ｊ］．Ｒｅｇｕｌａｔｉｏｎ＆ｏｆｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ－ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ［Ｊ］．Ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ，２０１６，１０（１）：５８－７４．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，１９９５，９（４）：９７［２６］郭俊杰，方颖，杨阳．排污费征收标准改革是否促进－１１８．了中国工业二氧化硫减排［Ｊ］．世界经济，２０１９，４２［１５］ＳｔｉｇｌｉｔｚＪ．Ｌｅａｄｅｒｓａｎｄｆｏｌｌｏｗｅｒｓ：ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓｏｎｔｈｅ（１）：１２１－１４４．Ｎｏｒｄｉｃｍｏｄｅｌａｎｄｔｈｅｅｃｏｎｏｍｉｃｓｏｆｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＧｕｏＪｕｎｊｉｅ，ＦａｎｇＹｉｎｇ，ＹａｎｇＹａｎｇ．ＤｏｅｓＣｈｉｎａ’ｓＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｕｂｌｉｃＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１５，１２７：３－１６．ｐｏｌｌｕｔｉｏｎｌｅｖｙｓｔａｎｄａｒｄｓｒｅｆｏｒｍｐｒｏｍｏｔｅｅｍｉｓｓｉｏｎｓｒｅ－［１６］ＧｒｅｅｎｓｔｏｎｅＭ，ＨａｎｎａＲ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎｓ，ｄｕｃｔｉｏｎ？［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＷｏｒｌｄＥｃｏｎｏｍｙ，２０１９，ａｉｒａｎｄｗａｔｅｒｐｏｌｌｕｔｉｏｎ，ａｎｄｉｎｆａｎｔｍｏｒｔａｌｉｔｙｉｎＩｎｄｉａ４２（１）：１２１－１４４．［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０１４，１０４（１０）：［２７］ＸｅｐａｐａｄｅａｓＡ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙ，ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ３０３８－３０７２．ｃｏｓｔｓ，ａｎｄｂｅｈａｖｉｏｒｏｆｔｈｅｆｉｒｍ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｖｉｒｏｎ－［１７］ＩｒａｌｄｏＦ，ＴｅｓｔａＦ，ＭｅｌｉｓＭ，ｅｔａｌ．ＡｌｉｔｅｒａｔｕｒｅｒｅｖｉｅｗｍｅｎｔａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，１９９２，２３（３）：２５８ｏｎｔｈｅｌｉｎｋｓｂｅｔｗｅｅｎｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎａｎｄｃｏｍ－－２７５．ｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ［Ｊ］．ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＰｏｌｉｃｙａｎｄＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ，［２８］苏媛，李广培．绿色技术创新能力、产品差异化与企业２０１１，２１（３）：２１０－２２２．竞争力———基于节能环保产业上市公司的分析［Ｊ］．中［１８］ＨｅＱｉｕｑｉｎ，ＷａｎｇＭｉｎｇｌｉｎ，Ｍａｒｔíｎｅｚ－ＦｕｅｎｔｅｓＣ．Ｉｍ－国管理科学，２０２１，２９（４）：４６－５６．ｐａｃｔｏｆｃｏｒｐｏｒａｔｅｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｓｔｒａｔｅｇｙｏｎｆｉｒｍｐｅｒ－ＳｕＹｕａｎ，ＬｉＧｕａｎｇｐｅｉ．ＧｒｅｅｎｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｆｏｒｍａｎｃｅｉｎＣｈｉｎａ［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐａｂｉｌｉｔｙ，ｐｒｏｄｕｃｔｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｔｉｏｎａｎｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｃｏｍｐｅｔｉ－ａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔＪｏｕｒｎａｌ，２０２０，１６：１４２７－１４４４．ｔｉｖｅｎｅｓｓ：ａｎａｌｙｓｉｓｏｆｅｎｅｒｇｙｓａｖｉｎｇａｎｄｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌ［１９］张琦，郑瑶，孔东民．地区环境治理压力，高管经历与ｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎｉｎｄｕｓｔｒｙｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓ［Ｊ］．ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒ－企业环保投资———一项基于《环境空气质量标准ｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ，２０２１，２９（４）：４６－５６．（２０１２）》的准自然实验［Ｊ］．经济研究，２０１９，５４（６）：［２９］ＤｅｓｓＧ，ＬｕｍｐｋｉｎＧ．Ｔｈｅｒｏｌｅｏｆｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｏｒｉｅｎ－１８３－１９８．ｔａｔｉｏｎｉｎｓｔｉｍｕｌａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｉｖｅｃｏｒｐｏｒａｔｅｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒ－ＺｈａｎｇＱｉ，ＺｈｅｎｇＹａｏ，ＫｏｎｇＤｏｎｇｍｉｎ．Ｌｏｃａｌｅｎｖｉｒｏｎ－ｓｈｉｐ［Ｊ］．ＡｃａｄｅｍｙｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，２００５，ｍｅｎｔａｌｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｐｒｅｓｓｕｒｅ，ｅｘｅｃｕｔｉｖｅ’ｓｗｏｒｋｉｎｇｅｘｐｅ－１９（１）：１４７－１５６．ｒｉｅｎｃｅａｎｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｒｏ－［３０］ＫｙｒｇｉｄｏｕＬ，ＳｐｙｒｏｐｏｕｌｏｕＳ．Ｄｒｉｖｅｒｓａｎｄｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｔｅｃｔｉｏｎ：ａｑｕａｓｉ－ｎａｔｕｒａｌｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔｂａｓｅｄｏｎＣｈｉｎａ’ｓｏｕｔｃｏｍｅｓｏｆｉｎｎｏｖａｔｉｖｅｎｅｓｓ：ａｎｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙ［Ｊ］．“ａｍｂｉｅｎｔａｉｒｑｕａｌｉｔｙｓｔａｎｄａｒｄｓ２０１２”［Ｊ］．ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅ－ＢｒｉｔｉｓｈＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１３，２４（３）：２８１

10·２６６·中国管理科学２０２３年－２９８．ＥｕｒｏｐｅａｎＥｍｉｓｓｉｏｎＴｒａｄｉｎｇＳｃｈｅｍｅ［Ｊ］．ＰｕｂｌｉｃＰｏｌｉｃｙ［３１］ＭｕｋｈｅｒｊｅｅＩ，ＧｉｅｓｔＳ．ＤｅｓｉｇｎｉｎｇｐｏｌｉｃｉｅｓｉｎｕｎｃｅｒｔａｉｎａｎｄＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，２０１９，３４（３）：２６２－２８６．ｃｏｎｔｅｘｔｓ：ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｃａｐａｃｉｔｙａｎｄｔｈｅｃａｓｅｏｆｔｈｅ“ＰｒｏｄｕｃｔｉｏｎＣｕｔ”ｏｒ“ＧｒｅｅｎＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ？”ＴｈｅＣｏｒｐｏｒａｔｅＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＰｒｏｔｅｃｔｉｏｎＢｅｈａｖｉｏｒＲｅｓｐｏｎｓｉｖｅｎｅｓｓＩｎｄｕｃｅｄｂｙＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＰｏｌｉｃｙＩｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓ１，ＺＨＯＵＢｏ２，ＺＨＡＮＧＣｈｅｎｇ２ＷＡＮＧＱｕｎ－ｗｅｉ（１．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＮａｎｊｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＡｅｒｏｎａｕｔｉｃｓａｎｄＡｓｔｒｏｎａｕｔｉｃｓ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１１１０６，Ｃｈｉｎａ；２．ＳｃｈｏｏｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，ＮａｎｊｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００２３，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｍａｒｋｅｔ－ｂａｓｅｄａｎｄｇｒｅｅｎ－ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ－ｂａｓｅｄｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓｅｎｒｉｃｈｔｈｅｅｘ－ｉｓｔｉｎｇｃｏｍｍａｎｄ－ａｎｄ－ｃｏｎｔｒｏｌｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔ，ａｎｄｍａｙａｌｓｏｉｎｄｕｃｅｍｏｒｅｃｏｍｐｌｅｘｃｏｒｐｏｒａｔｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎｂｅｈａｖｉｏｒｒｅｓｐｏｎｓｉｖｅｎｅｓｓ．Ｔｈｅｒｅｈａｓｔｈｅｕｎｃｅｒｔａｉｎｔｙｏｆｔｈｅ“ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｃｕｔ”ａｎｄ“ｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐ－ｍｅｎｔ．”Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｍｉｃｒｏ－ｄａｔａｓｅｔｏｆｐｏｌｌｕｔｉｏｎ－ｉｎｔｅｎｓｉｖｅａｎｄｌｉｓｔｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｉｎｄｕｒｉｎｇ２０１１－２０１９，ｅ－ｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｍｏｄｅｌｓａｒｅａｄｏｐｔｅｄａｎｄｔｈｅｃｏｒｐｏｒａｔｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎｂｅｈａｖｉｏｒｒｅｓｐｏｎｓｉｖｅｎｅｓｓｉｎｄｕｃｅｄｂｙｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓｉｓａｎａｌｙｚｅｄ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔ，ｂｏｔｈｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎ－ｔａｌｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎａｎｄｐｏｌｌｕｔｉｏｎｆｅｅｉｎｄｕｃｅｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｉｎｃｌｕｄｉｎｇｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅａｎｄｇｒｅｅｎｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｓｕｂｓｉｄｙｌｅａｄｓｔｏｔｈｅｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｍａｊｏｒｅｄｂｙｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｅｘ－ｐｅｎｄｉｔｕｒｅ．Ａｓｆｏｒｔｈｅｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｍｉｘ，ｔｈｅｉｎｃｏｍｐａｔｉｂｉｌｉｔｙｉｓｃｏｎｃｌｕｄｅｄｂｅｔｗｅｅｎｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎａｎｄｐｏｌｌｕｔｉｏｎｆｅｅ，ａｎｄｔｗｏｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓｗｅａｋｅｎｅａｃｈｏｔｈｅｒ’ｓｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔ．Ｆｕｒｔｈｅｒｍｏｒｅ，ｉｎｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｗｉｔｈｌｏｏｓｅｒｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄｈｉｇｈｅｒｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｌｅｖｅｌｓ，ｐｏｌｌｕｔｉｏｎｆｅｅｉｎｄｕｃｅｓｍｏｒｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｓｕｂｓｉｄｙｉｓｍｏｒｅｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓｆｏｒｇｒｅｅｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｎｅｎ－ｔｅｒｐｒｉｓｅｓｗｉｔｈｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｉｍｐｌｙｔｈａｔｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｓｓｈｏｕｌｄｕｎｄｅｒｓｔａｎｄｔｈｅｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅ－ｏｕｓｏｕｔｃｏｍｅｓｂｙｐｏｌｉｃｙｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔｓ，ｃｈｏｏｓｉｎｇｔｈｅａｐｐｒｏｐｒｉａｔｅｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔａｎｄｍｉｘｔｏｓｐｅｃｉｆｉｃｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｗｉｔｈｄｉｆｆｅｒｅｎｔｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｏｌｉｃｙｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔ；ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎｂｅｈａｖｉｏｒｒｅｓｐｏｎｓｉｖｅｎｅｓｓ；ｐｏｌｉｃｙｉｎ－ｓｔｒｕｍｅｎｔｍｉｘ；ｐｏｌｌｕｔｉｏｎ－ｉｎｔｅｎｓｉｖｅｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅ