开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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新中国成立以来，工业以年均11.0%的增长率成为经济增长的重要引擎，但长期依赖要素和投资驱动的粗放型增长模式，使得中国工业的持续推进面临资源与环境等多重约束。摆脱资源环境困境，唯一之路就是转变“以环境换增长”的理念，走出一条既能促进经济增长，又能确保自然资产不断为人类福祉提供不可或缺的资源和环境服务的工业绿色增长之路[1]。因此，如何实现工业绿色增长以促进工业提质增效、促使资源消耗和污染排放最小化便成为关键所在。
为实现工业绿色增长，中国政府将污染物总量显著减少作为经济社会发展的约束性指标，并制定和实施了大量环境规制政策，如提高行业准入门槛和排放标准、关停污染严重的企业、建设生态工业园区等。那么，这些环境规制能够实现工业绿色增长目标吗？对此，理论界莫衷一是。支持者认为，政府管制通过对产业强制性“精洗”，倒逼落后产能退出市场，从而推动工业绿色增长[2-3]；相反，也有学者认为环境规制尚未推动工业绿色增长，甚至对生产性资源的侵蚀还会导致工业绿色竞争力下降[4-5]。研究结论不一致表明，环境规制影响工业绿色增长的过程机制尚不明确，有必要作深入探讨，以便更好地引导工业绿色转型。
在“GDP主导经济增长论”影响下，一些学者基于波特假说，验证了合理的环境规制通过激励工业企业技术创新补偿效应能够提升企业竞争力[6-7]。由此，技术创新的重要性为研究环境规制与工业绩效关系提供了一个新视角。那么，环境规制通过刺激工业企业技术创新能够推动该行业绿色增长吗？此外，不同技术创新形式特征和优势差异明显，环境规制通过哪种形式才能更有效实现工业绿色增长？这将是本文研究重点。在中国当前强调绿色增长和创新驱动背景下，该研究不仅具有重要理论意义，还中国工业绿色转型及技术创新路径选择具有重要意义。
具体而言，本文将作以下拓展：①不同于以往研究仅将技术创新作为绿色增长的众多影响因素之一，本文通过构建“环境规制-技术创新-工业绿色增长”研究模型，挖掘环境规制影响工业绿色增长的中间过程机制，从而解析工业绿色转型实现路径，并确认技术创新的重要地位；②从创新管理角度将技术创新形式分为工艺创新和产品创新两种，通过构建一元多重中介模型，比较二者在环境规制影响工业绿色增长过程机制中的差异性，以此判断工业绿色转型过程中最佳技术创新战略选择；③既有文献多采用径向或非径向方法测算工业绿色增长，本文采用综合径向和非径向特点EBM模型构建工业绿色增长指数，能够有效避免测算效率分值存在的问题。
目前，越来越多学者就环境规制对工业绿色增长的影响进行了探讨，但结论尚不统一。部分学者指出，环境规制通过外部成本内部化增加工业企业合规成本，侵蚀生产性资源。工业企业为维持产出增长水平以及避免因达不到政府环境规制要求而产生的惩罚，必然调整投入要素结构，这就背离了最优资源配置决策，进而导致行业绿色生产绩效下降[5,8]。也有部分学者认为污染就是资源浪费，环境规制能够引导企业乃至整个产业关心资源使用中的非效率，从而减少产能过剩、优化资源配置和生产流程，提高工业绿色生产率[2-3]。还有学者指出，受区域或行业层面环境规制形式[4]、治理转型[9]、行政级别或产业分类[10]等因素的调节作用，环境规制对工业绩效的影响并不确定。总体而言，上述文献重点探讨了环境规制对工业绿色增长的直接作用，这为后续研究提供了重要铺垫。研究结论不一致表明环境规制对工业绿色增长影响机制存在“黑匣子”。对此，童健等[11]、张涛等[12]从要素投入结构、产业集聚等视角探讨环境规制对工业绿色转型的影响效应。尽管这些研究已经发现二者间存在中间机制，但忽略了企业内部不同技术创新形式选择对二者关系的影响，难以全面揭示环境规制与工业绿色增长间的传导路径。
在工业规模快速扩张和“GDP主导经济增长论”影响下，很多研究基于“波特假说”提出政府环境管制通过倒逼工业企业增加研发投入实施技术创新，能够部分甚至全部补偿遵循成本，进而提高企业和行业竞争力[6-7]，这突出了技术创新对工业绩效的重要性。随着环境承载力接近极限，政府将环保提升到战略高度，为此将“绿色”要素引入工业发展已迫在眉睫。已有学者发现，传统技术升级和新技术应用对实现工业绿色增长非常重要[13]。技术创新能力提高可强化工业企业绿色技术研发和吸收，从而促进工业绿色转型[14]。上述研究为本文提供了借鉴，但现有研究要么只将技术创新作为工业绿色增长的众多影响因素之一纳入模型，较少将环境规制、技术创新与工业绿色增长同时纳入同一研究框架；要么单纯使用投入(如研发投入)或产出(如专利数量)测量技术创新，但这并不能真实反映创新质量，也不能识别企业通过何种创新形式应对外部环境管制问题，从而导致对技术创新形式的理解含糊不清。实际上，创新学领域学者对创新形式已进行了充分研究，很多学者认为工艺创新和产品创新是企业应对外部压力的不同创新形式，二者往往同时存在[15]，但当前环境管理领域学者尚未对创新形式进行深入剖析和对比。
此外，在工业绿色增长相关测算方面，许多学者首先通过对指标无量纲化处理再通过主观或客观赋权构建绿色增长指标体系[16-17]，虽然建模程序有所简化，但指标选取和权重赋值的强主观性容易导致结果不确定。也有学者基于生产率理论，将环境因素纳入生产函数，运用绿色全要素生产率表征绿色增长水平[4,18]。测算模型一般采用CCR模型或SBM模型，前者存在径向偏差和方向偏差，忽略了松弛量，且严重脱离实际并容易高估生产效率；后者基于非径向非角度测度方法，实现了对输入输出的非比例调整，但忽略了效率前沿投影值原始比例信息。
针对现有研究缺陷与不足，本文以实现工业绿色增长为目标，运用综合径向和非径向特点的EBM模型构建中国工业各部门绿色增长指数，探讨不同技术创新形式在环境规制与工业绿色增长间的作用差异，旨在解锁环境规制对工业绿色增长的中间过程机制，从而引导企业制定合理有效的创新战略，实现工业绿色转型。
随着环境污染的日益加剧，环保成为工业企业合法性考核指标，政府通过环境规制设定污染防治目标、定期回访和监督，并据此处罚或奖励工业企业环保行为，违反环保法规将带来高昂的处罚成本。为满足规制要求，作为利润最大化追求者的工业企业一般通过持续治污开支进行末端治理或购买排放额实现超额排放合法化，这均会产生较重的经营成本负担，促使工业企业寻找更有效的解决方案。波特假说认为，创新能够提高资源利用率、降低能耗并产生高质量产品，进而部分甚至全部抵消环境规制给企业带来的合规成本，进而产生“创新补偿”效应[19]。该假说认为，当面临环境规制时，为控制污染排放，企业通常会采取两种创新形式：一是在产品生产使用过程中，通过工艺技术改造、工艺设备更新或废物回收利用等途径控制污染排放，即工艺创新；二是在产品整个生命周期，通过新设计，生产出性能更好的新产品以降低或消除环境的负面影响，即产品创新。在比较违法成本和创新成本后，采用工艺创新或产品创新规避法律制裁和政治风险便成为被规制企业最明智的选择[20]，因为其不仅能以最小成本解决环境治理问题从而避免昂贵的违规成本，还能改变长期以来的“资源-产品-废弃物”发展模式。
在环境规制约束下，工艺创新能够提高能源资源利用率，虽然这可能会加速资源开发利用、增加污染物排放，但生产效率提高会带来更多利润，促使工业企业有更多费用支付污染处理成本。与之相比，产品创新虽然能够从源头上降低能源消耗和污染，但由于需要投入大量人力、物力和财力，且回收周期长，很难在短期内显著改善环境绩效以符合环境规制要求，再加上当前市场缺乏有效的产品创新管理机制，工业企业面临较高的研发风险。因此，基于理性经济人假设，在大多数工业企业仍是被动应对环境规制背景下，企业通过简单改进末端设备或生产工艺消化治污成本、缓解管制压力，昂贵的产品创新就不会大规模发生，因而环境规制对产品创新的激励效应比较有限。据此，本文提出如下假设：
H1a：环境规制能够促进工艺创新；
H1b：环境规制能够促进产品创新；
H1c：环境规制对工艺创新更能产生激励效应。
根据“脱钩理论”，工业绿色增长要求实现工业经济发展和社会福利提高，同时降低资源消耗和环境破坏，真正实现经济、资源、环境脱钩[18]。对此，OECD强调，解决这一挑战只能依靠技术创新应用和扩散[21]。当然，在这一过程中，不同技术创新形式因改变工业企业生产过程方式不同会产生差异化绩效[22]。按技术实施对象不同，技术创新可分为工艺创新和产品创新两种。其中，工艺创新旨在削减成本和提高产能源利用率，这使相同单位资源投入得到的产出更多、污染物排放更少。也即，工艺创新不仅能够减少单位排放量，还能降低企业单位成本，从而有助于企业绿色增长相对脱钩。这意味着，伴随着经济扩张，工艺创新在提高工业利润率的同时，只能缓解而不能从根本上解决环境污染问题。与此不同，产品创新旨在通过产品本身增加销量，更强调前瞻性和预防性理念。工业企业将环境因素(如材料使用、能源消耗等)纳入新产品设计和现有产品改良，一方面能减少产品生命周期的负面影响[23]，提高生态效率；另一方面，还能抢占市场先机，迎合消费者日益增长的绿色消费需求，从而提高企业形象和声誉，获得更高的市场份额和边际收益，进而推动产业价值链向高端延伸。也即，产品创新为工业企业提供在不损害环境前提下满足顾客需求的巨大机遇，在提高经济绩效的同时保持资源使用和环境影响不变甚至下降，这有利于企业绿色增长绝对脱钩。随着工业各行业人员流动和学习，工艺创新或产品创新知识技术溢出现象频繁，这使得技术接收企业不断追赶，同时技术溢出企业为保持领先地位需不断提升自身创新能力，行业整体技术创新水平也随之提高，由此可缓解工业发展对资源的过度依赖，为工业绿色增长实现相对脱钩或绝对脱钩提供机遇。据此，本文提出以下假设：
H2a：工艺创新能够促进工业绿色增长绩效提升；
H2b：产品创新能够促进工业绿色增长绩效提升；
H2c：相比于工艺创新，产品创新更能促进工业绿色增长绩效提升。
与传统理论相比，波特假说认为环境规制对经济增长产生间接影响，只能通过刺激企业采取技术创新战略才能达到。这是因为，规制压力本身并不能带来利润，但技术创新可以将这些压力转化为经济绩效[23]。具体来说，通过经济杠杆刺激企业治污减排的环境规制是一种长期策略行为，其会推动企业逐步减少短期投机策略转而实施具有长期收益的技术创新战略来应对环境规制，因为只有技术创新才能保持利润不变甚至增加。而且，企业通过工艺改良或产品创新，不仅能够提高资源利用率，降低污染排放以改善生态效率，还能改变生产要素性质，增加产品技术含量，获得溢价效果，从而抵消因改善环境而增加的治污成本，甚至产生额外利润[6]。基于以上分析，本文认为面对严格的环境管制，工业企业实施工艺创新或产品创新既能提升经济绩效，还能改善环境，进而提高行业整体绿色发展水平，其实质就是工艺创新或产品创新在环境规制与工业绿色增长间起中介作用。
然而，不同创新形式的中介作用因其策略方向不同而存在差异。在环境规制约束下，工业企业通过改良工艺能够弥补部分合规成本并提高盈利能力，产生工艺补偿。但在这一过程中，伴随着能源和环境效率提高而带来的经济扩张，可能会加速资源开采和利用，从而导致能源消耗增加和环境破坏这一反弹效应[24]，甚至造成工业企业环境道德认知减损，使之倾向于通过购买排放额使超额排放合法化。因此，虽然工业企业更倾向于采取工艺创新应对环境管制，但工艺创新对行业绿色增长改善十分有限。环境规制激发产品创新产生的产品补偿效应通常被认为是创新补偿效应的主要因素，因为该创新形式的目的是设计、生产绿色和受欢迎的产品，这不仅能达到环境规制通过增加环境破坏机会成本来遏制企业污染行为的目的，绿色产品带来的溢价效果还能帮助企业获取可持续竞争优势。当新产品企业所获收益高于社会平均收益时，市场竞争者为抢占市场份额会不断扩充产品体系，从而推动整个产业生产方式转变，实现又好又快的增长。因此，环境规制引致的产品创新往往比工艺创新更能促进工业绿色增长。综上所述，本文提出如下假设：
H3a：工艺创新在环境规制和工业绿色增长间起中介作用；
H3b：产品创新在环境规制和工业绿色增长间起中介作用；
H3c：产品创新对环境规制和工业绿色增长的中介作用大于工艺创新。
基于以上分析，本文构建基本理论模型，如图1所示。
图1 研究模型
参考Zhao & Yang[25]的做法，本文将工业生产中的“能源消耗”和“环境污染”纳入传统生产率测算框架，借助基于EBM(Epsilon-Based Measure)模型的全局 ML(Malmquist-Luenberger)动态分析法，构建中国工业绿色增长指数(Green Growth Index of Industry，GGII)。
本文以每个工业行业为决策单元( Decision Making Unit,DMU)构造前沿面，假设有m种投入(i=1,2,…,m)和q种产出(r=1,2,…,q)的n个决策单元(j=1,2,…,n)，构建绿色增长指数(GGII)和约束条件如下：
(1)
(2)
Xλ-θxK+s-=0
Yλ-φyk-s+=0
λ,s-,s+≥0,θ≤1,φ≥1
其中，bt与bt+1是第t期、第t+1期的非期望产出；w-和w+分别表示投入、产出指标权重；s-和s+为投入、产出松弛变量；λ代表DMU的线性组合系数；ε为非径向部分的重要程度；X={xij}∈Rm×n和Y={yrj}∈Rq×n分别代表投入向量与产出向量。在测算结果中，GGII大于1表明实现了又好又快的工业绿色增长，等于1说明保持不变，小于1则意味着工业绿色增长出现退步。
依据上述理论方法，本文以中国34个工业行业2010-2017年的面板数据为样本。投入和产出原始数据均来源于《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》，其中名义变量运用相关价格指数平减为以2010年为基期的可比价格。
(1)非期望产出：采用占温室气体80%的CO2排放量作为非期望产出，并参照陈诗一[26]提供的公式及核算方法，使用煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气 7 种主要化石能源估算CO2排放量。
(2)期望产出：参考陈诗一[26]的做法，选取包含中间投入成本的工业总产值而非工业增加值。由于《中国工业统计年鉴》2013年以后不再公布工业总产值，但Xie等 [4]发现工业销售产值与工业总产值的比率非常稳定，因此2012-2017年工业总产值由相应年份与2011年的工业销售产值通过比值计算补充缺失值。具体测度方式是：某年工业总产值=某年工业销售产值×(2011年工业总产值/2011年工业销售产值)。
(3)投入要素：选取分行业规模以上工业企业全部从业人员年平均人数衡量劳动投入；采用折合为万吨标准煤的工业企业能源消费总量作为能源投入；选用工业部门固定资产投资净值作为资本投入，其计算方法为固定资产投资原值与累计折旧的差值。
基于EBM方法，本文测算工业各行业绿色增长指数，并将其分解为技术效率指数EC和技术进步指数TC，其中EC、TC分别反映技术追赶速度和技术前沿面移动速度，具体结果见表1。
表1 工业行业年均绿色增长指数及其来源分解结果(2011-2017年)
工业分行业GGIIECTC工业分行业GGIIECTC煤炭采选1.042 10.983 61.059 0石油加工1.034 91.000 01.034 9石油开采1.049 20.971 01.083 6化学工业1.086 71.047 11.037 8黑金采选1.017 70.965 11.053 8医药制造1.070 31.010 61.058 4有金采选0.963 00.965 11.001 9化学纤维1.058 11.031 41.028 6非金采选0.968 21.042 90.995 0橡胶塑料1.031 90.986 91.046 7农副加工1.036 50.963 71.080 2非金制品1.068 31.009 41.057 9食品制造1.024 90.978 61.047 7黑金加工1.068 11.000 01.068 1饮料制造1.061 11.002 01.058 8有金加工1.046 31.000 01.046 3烟草制品1.001 51.000 01.001 5金属制品1.020 50.971 91.050 5纺织业1.023 10.983 51.041 6通用设备1.047 60.985 71.063 0服装服饰1.011 30.969 11.045 3专用设备1.050 40.993 21.057 3皮革毛羽1.016 91.010 41.026 7交通设备1.069 61.000 01.069 6木材加工1.050 91.009 91.042 7电气机械1.040 60.988 21.054 5家具制造0.982 40.973 41.020 6通信设备1.071 91.000 01.071 9造纸制品1.072 31.003 01.069 2仪器仪表1.060 31.000 01.060 3印刷媒介1.025 11.013 81.047 6电力热力1.049 50.990 61.074 9文体教育0.978 50.966 81.014 4燃气生产0.930 90.883 11.103 5全行业平均1.033 20.991 21.049 2
从工业整体看，2011-2017年绿色增长指数(GGII)年均1.033 2，其中29个行业的GGII均大于1，一定程度上表明在样本期内，中国工业整体上实现绿色增长。但GGII仅略大于1，且有5个行业的GGII小于1，意味着工业绿色增长较慢，绿色转型还有很长的路要走。进一步从绿色增长来源分解情况看，技术效率指数(EC)年均0.991 2，技术进步指数(TC)年均1.049 2，说明中国工业绿色增长主要依赖技术进步而非技术效率改善，这与Li & Lin[2]的研究结论一致。同时，由于受所有制改革、企业规模和管理效率等的影响，工业企业技术效率还有较大提升空间。
从分行业看，不同行业增长速度和来源存在较大差异。就绿色增长指数(GGII)而言，年均最高的是化学工业(1.086 7)，意味着该行业绿色增长最快，这是因为技术效率和技术进步都能促进绿色增长；年均最低的是燃气生产(0.930 9)，说明该行业绿色增长退步严重，这是因为虽然技术进步推动了绿色增长，但技术效率却起到阻碍作用。进一步分析分行业绿色增长来源分解结果发现，就技术效率(EC)而言，只有10个行业技术效率能够促进绿色增长，其中化学工业(1.047 1)促进作用最强，技术效率改善是其绿色增长的主要来源；另外24个行业技术效率无贡献甚至产生阻碍作用，燃气生产(0.883 1)技术效率对绿色增长的阻碍作用最强。就技术进步(TC)而言，仅非金采选(0.995 0)出现技术倒退，其它33个行业均呈现不同程度的技术进步，最高值出现在燃气生产(1.103 5)，技术进步是其绿色增长的主要来源。
进一步，图2、图3直观展示出工业整体和分行业绿色增长变化及其分解情况，其形状和走势基本验证了以上结论，即中国工业绿色增长水平稳步提升，其中技术进步是关键动力，而技术效率退化则制约着绿色增长。
图2 2011-2017年中国工业绿色增长变化及其分解趋势
图3 2011-2017年中国34个工业行业绿色增长变化及其分解情况
为检验环境规制在促进工业绿色增长过程中，工艺创新和产品创新的作用及差异，本文遵循波特假说逻辑链，在“结构-行为-绩效(SCP)”范式基础上，借鉴温忠麟[27]的依次检验法判定中介效应。同时，采用对数模型以避免异方差问题，具体构建如下模型：
lnGGIIi,t=α1lnERi,t-1+α2lnSCALEi,t+α3lnFDIi,t+α4lnOWNERi,t+α5lnKLi,t+εi,t
(3)
lnPROCESSi,t=β1lnERi,t-1+β2lnSCALEi,t+β3lnFDIi,t+β4lnOWNERi,t+β5lnKLi,t+εi,t
(4)
lnPRODUCTi,t=γ1lnERi,t-1+γ2lnSCALEi,t+γ3lnFDIi,t+γ4lnOWNERi,t+γ5lnKLi,t+εi,t
(5)
lnGGIIi,t=δ1lnERi,t-1+δ2lnPROCESSi,t+δ3lnPRODUCTi,t+δ4lnSCALEi,t+δ5lnFDIi,t+δ6lnOWNERi,t+δ7lnKLi,t+εi,t
(6)
其中，i、t分别表示行业和时间；GGII为工业绿色增长水平；ER为环境规制；PROCESS为工艺创新；PRODUCT为产品创新；FDI、SCALE、OWNER、KL分别表示外商直接投资、产业规模、所有制结构和资本劳动比。考虑对经济系统的影响存在时滞性，故本文将环境规制、工艺创新和产品创新滞后一期纳入方程。
为保持数据一致性，本文选取中国34个工业行业2011-2017年面板数据进行实证分析，原始数据来源于《中国统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。同时，为消除价格波动的影响，对所有货币量均用价格指数平减，调整为以 2010年为基期的可比价格。具体指标说明如下：
(1)工业绿色增长(GGII)：采用前文基于EBM模型的全局ML指数估算工业绿色增长指数数据。由于该结果并非工业绿色增长本身而是其增长率，因此本文参考杜龙政等[9]的做法，通过对增长率连乘得到各行业绿色增长水平。
(2)环境规制(ER)：不同于地区或国家，产业环境规制衡量更侧重于各行业环保过程和结果。本文借鉴Yuan & Xiang[24]的做法，选取工业废气废水设施运行费用作为环境规制的代理变量。
(3)创新形式：本文参考Becker & Egger[15]的研究，分别用技术改造经费、新产品开发经费支出衡量工艺创新(PROCESS)和产品创新(PRODUCT)。
(4)控制变量：①外商直接投资(FDI)：FDI是一把“双刃剑”，既有可能带来先进技术进而提高环境效率，也有可能成为发达国家的“污染避难所”，其对工业绿色增长的影响具有不确定性。本文采用各行业外商投资和港澳台投资占全部规模以上工业企业总产值的比重衡量FDI；②企业规模(SCALE)：企业规模越大，其治污能力和管理创新能力越强，也就越能够促进工业绿色增长。本文以行业总产值与企业单位数的比值考察企业规模变化；③所有制结构(OWNER)：不同所有制结构企业在资源利用效率和环保中表现不同，因此也影响工业绿色转型。本文选取国有控股工业企业从业人员占规模以上工业企业从业人员数的比重作为衡量指标；④资本劳动比(KL)：该指标上升意味着资本深化，其到底是促进还是阻碍工业绿色增长有待验证。本文用行业固定资产净值与该行业年均从业人数之比捕捉资本劳动比变化。
为从动态视角检验前文假设，本文将被解释变量滞后一期作为解释变量构建动态回归模型。对于可能存在的内生性问题，随机效应模型和固定效应模型都是有偏的。为克服该问题，采用GMM两步迭代法进行估计。由表2可知，4个计量模型均通过Sargan检验和AR检验，表明工具变量选择和模型设定合理。同时，为考察多重共线性问题，计算方差膨胀因子(VIF)发现全部小于10，表明不存在多重共线性问题。
表2 回归分析结果
变量模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)L.lnGGII0.446***0.481***(0.042)(0.034) L.lnPROCESS0.758***0.013*(0.057)(0.007) L.lnPRODUCT0.767***0.041***(0.046)(0.015)L.lnER0.038**0.156**0.123***0.012**(0.019)(0.063)(0.034)(0.005)lnFDI0.140***0.0720.055***0.077***(0.028)(0.109)(0.018)(0.026)lnSCALE0.226***0.009-0.131***0.177***(0.043)(0.182)(0.023)(0.044)lnOWNER-0.092***0.131***-0.033-0.049**(0.021)(0.041)(0.046)(0.024)lnKL-0.010-0.438**-0.240***-0.034(0.056)(0.090)(0.040)(0.061)_cons-0.584***2.310***0.252***-0.634**(0.089)(0.529)(0.094)(0.102)N204204204204sargan26.07118.74728.93825.568[0.128 2][0.473 2][0.670 8][0.142 7]AR(1)-P值0.061 80.009 70.038 00.069 2AR(2)-P值0.128 20.656 60.541 80.665 8
注：①圆括号数值代表标准误，方括号内为p值；②*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01
从回归结果看，前一期工业绿色增长、工艺创新和产品创新均与当期指标正相关，且在1%水平上显著，表明工业绿色增长和创新活动不仅是连续、动态的，还存在明显的传递效应，即前期良好效果能够强化未来工业绿色增长和创新，并形成示范作用和良性循环，因而有必要保持政策连贯性。
本文首先对模型(3)进行检验，估计环境规制对工业绿色增长的总体效应。结果表明，环境规制对工业绿色增长具有显著促进作用，环境规制水平每提高1%，将驱动工业绿色增长水平显著提高0.038%。这表明，环境治理与工业经济发展存在“双赢”的可能性，可能解释是环境规制倒逼落后产能退出市场，使要素资源从高污染部门流向低污染部门，清洁部门和产业获得更大发展空间，起到“腾笼换鸟”和生物进化的效果，这与Li & Lin[2]的观点一致。
由于环境规制对工业绿色增长具有显著影响，因此中介效应检验可以继续进行。表2中模型(4)和(5)检验环境规制对工艺创新和产品创新的影响，回归系数分别通过5%和1%的显著性检验，且环境规制强度每提高1%，对工艺创新和产品创新的贡献将增加0.156%和0.123%，说明环境规制能够有效激发工艺创新和产品创新，且对工艺创新的激励作用更大(β1=0.156>γ1=0.123)，可能原因是工艺创新成本低、见效快，且符合环保和经济发展的双重目标，致使被规制企业更倾向于工艺创新以规避风险。由此，假设H1a、H1b和H1c均得以验证。
由于环境规制显著影响两个中介变量(工艺创新和产品创新)，因此可将环境规制和两个中介变量同时纳入估计方程继续检验中介效应。模型(6)回归结果显示，工艺创新和产品创新对工业绿色增长有显著促进作用，且每提高1%，工业绿色增长水平将相应提高0.013%和0.041%，说明两种创新均能有效驱动工业绿色增长，但产品创新对工业绿色增长的促进作用更大(η2=0.013<η3=0.041)，其原因可能是产品创新不仅强调污染源头控制，更能为工业企业树立良好的社会形象并赢得新市场机会。由此，假设H2a、H2b和H2c均得以验证。
此外，在模型(6)中，环境规制对工业绿色增长的影响在5%水平下显著。依据温忠麟[27]的中介检验流程，综合模型(3)-模型(6)回归结果可知，工艺创新和产品创新均在环境规制对工业绿色增长影响中起部分中介作用。进一步用Sobel检验进行验证发现，工艺创新和产品创新的中介效应分别为0.002(a1*b1=0.156*0.013)和0.005(a2*b2=0.123*0.041)，与之对应的Z值
为1.486和2.181，超出区间(-0.97,0.97)，达到显著性水平，再一次验证了假设H3a和H3b，即两种创新形式在环境规制对工业绿色增长的影响中扮演中介角色，且符合一元多重中介模型(见表3)。
表3 Sobel检验回归结果
中介变量cδcc'δc'aδabδbSobel检验(Z)工艺创新0.0380.0190.0120.0050.1560.0630.0130.0071.486产品创新0.0380.0190.0120.0050.1230.0340.0410.0152.181
注：c为ER对GGII的总效应，c'为ER对GGII的直接效应，a、b分别为ER对PROCESS和PRODUCT的影响系数；δ为标准误
但两种创新形式中介效应是否显著不同？根据MacKinnon等[28]的做法，本文构建比较函数f=a1b1-a2b2=-0.003，然后计算两两方差以评估Z值：
该结果说明工艺创新的中介效应略小于产品创新，但这种差异并不明显。由此，假设H3c部分成立。
在控制变量方面，企业规模显著促进工业绿色增长，说明企业规模越大，越能在经济效益和污染治理上实现规模效应。FDI与工业绿色增长正相关，表明外资进入通过技术示范和知识溢出效应能够显著提高中国工业企业生产的生态效率。所有制结构并不有利于工业绿色增长，这是由于国有企业所有者与经营者间剩余索取权和剩余控制权不一致，致使国有企业资源利用效率比私营企业低[29]。资本劳动比未显著影响工业绿色增长，这是由资本深化的重工业化特征和粗放型工业扩张方式所导致的。
在资源和环境承载力已逼近极限的背景下，中国工业走到转型升级的十字路口，环境规制作为政府治理环境的重要工具，其如何作用于工业企业才能推动行业绿色增长是中国工业化进程中亟待解决的问题。基于此，本文借助EBM模型，测算中国2011-2017年34个工业行业绿色增长指数及其来源分解情况，从动态视角分析环境规制如何影响企业技术创新形式选择以及由此对工业绿色增长产生的影响，主要得出如下结论：①环境规制对工业技术创新的影响是积极的，且对工艺创新的激励作用大于产品创新。不同于已有文献往往集中在环境规制对技术创新投入或产出的影响上[7,30]，本文基于理性经济人假设，揭示在严格的规制约束下，企业会选择哪种技术策略，丰富了波特假说；②关于技术创新形式，现有文献已关注到工艺创新和产品创新对传统生产率的差异化影响，并得出工艺创新更有效的结论[31]，但这是否适用于考虑能源消耗和环境污染的工业绿色增长还有待探究。本文详细阐述不同技术创新形式对工业绿色增长的影响机制后发现，产品创新在推动工业绿色增长方面优于工艺创新，从而拓展了技术创新形式应用情境，为细致刻画技术创新对工业绿色增长的作用作出了贡献；③不同于以往研究更注重环境规制对工业绿色增长的因果关系检验[5,8]，本文从技术创新视角探究二者过程机制，检验在环境规制约束下不同技术创新形式对工业绿色增长的作用效果，发现产品创新中介效应强于工艺创新，打开了环境规制影响工业绿色增长的“黑箱”，为探索工业绿色增长路径选择提供了理论参考。
本文研究结论蕴含如下实践启示：①政府应进一步调整优化环境规制体系以倒逼企业技术创新。在设计环境规制时，不仅要提高环境标准，淘汰落后产能，激励企业技术革新，还应充分发挥市场型规制(如环境保护税和排污交易权)的价格调节作用，增加污染成本，引导并帮助企业探索符合组织情境的技术创新形式。当然，为避免企业采取策略性行为，环境规制强度应控制在工业企业承载力范围内。为此，政府应积极与企业合作，共同推动环境法规合理化并保持其稳定性；②充分发挥技术创新特别是产品创新对工业绿色增长的驱动效应。以工业4.0为导向，政府为企业营造宽松的创新环境和完善的专利保护制度，鼓励将技术创新尤其是产品创新纳入企业战略，从而为工业绿色增长提供持久动力源；③本文关于技术创新中介作用的研究表明，如果政府制定健全的环境规制，同时加强政策执行监管力度，积极引导企业创新，就有可能实现“创新补偿效应”，达到工业绿色增长目标。对工业企业来说，与其反对环境立法或为遵守现有规则而挣扎，不如以开放心态接纳，主动创新，将环境规制作为进入新产品市场和向绿色生产发展的机会；④本文区分工艺创新和产品创新的结论表明，虽然在环境规制约束下产品创新补偿效应更大，但其高投入、高风险和见效慢的特征，致使企业往往更倾向于选择工艺创新。为此，政府应加强对工业企业创新活动尤其是产品创新的金融补贴、税收优惠等支持，搭建科技成果转化平台，逐步形成协同共生的创新生态系统。同时，倡导绿色消费理念，甚至可由政府直接筹资，作为产品创新投资者或购买者，创造绿色产品需求，助力企业将生态绩效转化为现实竞争力。
本文还存在一些局限：①本文重点关注变量间的线性关系，未来可继续探讨变量间是否存在非线性关系；②本文将技术创新形式划分为工艺创新和产品创新，并未区分技术来源，如自主创新和合作研发。未来可考察环境规制如何影响企业技术获取模式，以及由此对工业绿色增长产生的影响。
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