双重环境规制、政府补助对企业创新产出的影响及调节

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　　摘要 环境污染已成为当前制约中国经济社会持续发展的关键问题，由于其公共品特性，难以通过市场手段有效解决，而环境规制虽能弥补市场失灵问题，却会对企业短期绩效产生负效应，影响经济持续增长。理论与实践表明，创新特别是技术创新是企业能否兼顾环境保护与自身发展的关键，然而内部资金有限性与外部融资约束，掣肘企业技术持续创新，政府补助成为企业破除创新资源相对不足的重要途径。文章在构建双重环境规制、政府补助与企业创新产出三者间关系模型基础上，以2009—2015年中国工业企业数据为样本，计量检验了双重环境规制对企业创新产出的影响以及政府补助的调节效应，并对该效应的传导机制做了进一步探讨。研究结果显示：一是正式环境规制与企业创新产出之间存在“U型”关系，其强度仍未能刺激企业创新。二是非正式环境规制与企业创新产出之间存在“倒U型”关系，其强度已达阻碍企业创新的程度。三是政府补助强化了正式环境规制对企业创新产出的促进作用，但对非正式环境规制与企业创新产出间的非线性关系却表现出负向调节效应。四是政府补助的调节效应通过影响企业研发投入产生作用。因此，制定与完善环境规制政策、维持适度非正式环境规制强度以及优化政府补助政策，对于提高企业创新产出，实现环境保护与经济社会的协调发展具有重要意义。
　　关键词 正式环境规制;非正式环境规制;双重环境规制;政府补助;企业创新产出
　　中图分类号 F273.1
　　 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2019）03-0031-09 DOI：10.12062/cpre.20181004
　　
　　改革开放以来，中国经济发展取得了巨大成就，并保持了30多年的高速增长，创造了人类工业化史上的奇迹。然而，经济增长速度与资源环境承载力不平衡等问题突出[1]。据美国耶鲁大学环境法律与政策中心等机构联合发布的《2018年环境绩效指数报告》显示，在新兴经济体中，中国排第120位，经济快速增长给环境带来了巨大影响，环境污染问题已成为影响中国经济社会持续发展的关键问题。由于该问题具有公共品特性，存在负外部性，仅凭市场化手段难以解决。环境规制作为降低企业排污行为的关键机制[2]，成为弥补环境问题市场失灵的重要措施[3]。另一方面，中国国民经济和社会发展“十三五”规划又要求，2016—2020年国内生产总值保持年均6.5%的中高速增长的目标，而环境规制却因限制污染排放对企业短期绩效产生负面影响，影响社会经济发展。技术创新作为经济发展的内生变量，能够促进企业生产要素优化组合、推动中国经济由高速增长转向高质量发展，成为协调生态环境保护与经济发展的重要因素[4-5]。
　　当前有关环境规制与企业创新关系的研究主要包括三种观点：一是“创新促进说”，从动态角度出发，认为环境规制能够刺激企业创新，并通过“创新补偿”效应部分乃至全部补偿企业“遵循成本”，提高企业创新产出[6-9]。二是“创新抑制说”，从静态视角出发，认为环境规制通过增加企业生产经营成本，形成对企业创新资源的“挤出效应”，降低企业创新产出[10-13]。三是“关系不确定性说”，认为环境规制对企业创新的影响是非线性的，而非直接提高或降低创新产出[14-17]。上述结论不一的原因，可能是环境规制考量标准的差异性，环境规制不仅包括以政府为主导的正式环境规制，还涵盖公众、媒体、环保组织为主要力量的非正式环境规制，即双重环境规制[18]，两者在属性、作用方式及作用幅度等方面均存在差异，因此对企业创新行为亦产生不同影响。另一方面，战略管理理论认为，企业技术创新关键在于充足的财务资源，而企业创新周期长且风险高，企业与投资主体间又存在信息不对稱及道德风险，导致企业融资成本过高，形成外部融资约束，阻碍了企业创新[19]。另外，创新行为易产生知识溢出，存在正外部性，致使企业高研发投入却要共享创新收益，进一步降低企业创新积极性。面对外部融资约束与创新行为的正外部性，政府补助不仅能够提高企业外部融资能力，也可以弥补由正外部性造成的间接“收益损失”，成为影响企业创新的重要因素[20]。可见，在环境规制日趋严格背景下，政府补助成为影响企业创新产出的又一关键情景变量，从而可能引致环境规制对企业创新作用关系的差异。综上，本文将在以下方面进一步探讨：一是将环境规制分为正式环境规制与非正式环境规制，构建双重环境规制与企业创新产出间的关系模型;二是引入政府补助这一关键情景变量，探究双重环境规制、政府补助与企业创新产出三者间的关系，明晰政府补助的权变作用，并讨论政府补助的作用机理。在此基础上，以2009—2015年中国工业企业数据为样本进行计量检验，以期为不同环境规制作用的有效发挥、政府补助政策的进一步完善，进而实现环境保护与经济发展“双赢”提供理论借鉴。
　　1 理论分析与研究假设
　　1.1 正式环境规制对企业创新产出影响分析
　　正式环境规制是指政策部门以保护、改善环境为目的，并通过公权力来保障实施而制定的有关法律或规范，包括污染物排放标准制定、环保稽查、污染税征收等[21]。通常具有全局性、可持续性以及强制性等特征。其对企业污染行为具有强约束力，但又要兼顾环境保护、经济发展以及社会稳定等。其对企业创新产出的作用表现为正、负两方面[22]。前者基于“波特假说”理论，认为通过制定科学合理的环境规制政策，刺激企业优化资源配置效率，实现技术创新，形成企业竞争优势，即环境规制的“创新补偿”效应;后者则基于新古典经济理论，认为政府环境规制必然增加企业治污成本，并对企业创新投入产生挤出效应，迫使原生产工艺调整，影响企业生产率，即环境规制的“遵循成本”效应。同时，两种效应存在非同步性[22]。
　　具体而言，政府制定环境规制政策初期，由于受地区经济发展状况、政策完善程度等因素影响，规制强度相对较弱，对企业造成的成本低于技术创新投入。企业基于成本-收益原则，选择缴纳排污费或末端处理，企业创新动力不足[23]。此时正式环境规制非但未激发企业创新，却增加了企业社会成本，而挤占已有技术的创新资金，不利于企业创新。另一方面，技术创新周期较长，具有不确定性与滞后性特征，决定了环境规制的“创新补偿”效应滞后于“遵循成本”效应，即环境规制引致的“遵循成本”效应大于“创新补偿”效应。随着环境规制政策的日趋完善，环境规制强度加大，企业面临的治污成本逼近或超过技术研发投入，且创新变得有利可图，引导企业自主开发或引入新技术，以保证自身持续发展[24]。与此同时，经过前期累积与积极创新行为，“创新补偿”效应也逐渐显现，接近或超过环境规制造成的“遵循成本”，表现为企业创新成果与创新效益的增加[25]。 　　综上所述，环境规制对企业创新的影响是通过正负两方面综合作用的结果，表现为环境规制初期负面影响占主导的抑制作用以及后期正面影响占主导的促进作用，导致企业的创新产出先下降后上升。基于此，提出以下假设：
　　假设1：政府正式环境规制与企业创新产出之间存在“U型”关系。
　　1.2 非正式环境规制对企业创新产出影响分析
　　非正式环境规制概念最早由Pargal and Wheeler[26]提出，其是指公众、媒体以及社会团体等与污染企业进行谈判或协商，实现污染减排，达到保护环境的目的，包括居民的申诉与控告、民众与污染企业的抗争、社会舆论压力、联合抵制污染企业产品等。其对正式环境规制作用范围内外的不规范行为均有一定约束力，是政府环境政策约束外对企业经营行为的重要监督力量[21]，是对正式环境规制的有效补充。一般情况下，非正式环境规制对环境污染治理的影响相对较小[27]，但在有些领域其对环境的积极贡献更为显著[28]。
　　由于正式环境规制有时无法达到公众对环境质量的诉求，公众会自发地与污染企业进行谈判甚至抗争，同时，与正式环境规制可以通过缴纳罚款、购买特许权等方式来达到政府要求不同，民众往往要求企业治理环境的措施应“立竿见影”，迫使污染企业不仅要末端治理，更要绿色技术创新，以降低企业污染[29]。具体通过两种途径实现：①直接作用，通过协商谈判、媒体曝光或联合抵制等措施，促使企业对原有技术进行创新改造，提高原材料利用效率，降低污染排放。②间接作用，向有关环保部门举报，借助法律政策迫使企业技术革新，实现环境保护。但与正式环境规制的全局性、可持续性不同，非正式环境规制往往基于个人或团体利益，聚焦于单一环境问题，缺乏对社会整体效益的考虑。很多情况下，企业行为已经符合国家法律有关要求，却未必满足公众的诉求。此时，公众可能会对污染企业进一步施压，导致企业成本急剧上升，并陷入经营困境，对于一些规模小、创新能力不足的企业甚至会导致破产倒闭。另外，媒体对企业污染事件的过度曝光，严重损坏污染企业的社会信誉与形象，造成合作伙伴等大量关系资源流失，影响企业创新发展。
　　可见，适度的非正式环境规制能够促进企业创新，但当这种行为过于感性且超出了污染企业承受能力时，不仅会阻碍企业创新，甚至会危及企业生存发展。基于此，提出以下假设：
　　假设2：非正式环境规制与企业创新产出之间存在“倒U型”关系。
　　1.3 政府补助的调节效应分析
　　随着环境规制水平的日趋提高，创新特别是技术创新成为企业适应制度约束，保持自身与环境协调发展的主要途径。因此，企业能否得到充足的研发资金显得尤为重要。然而，一方面，根据产业组织理论，企业创新具有周期长，不确定性、转化成本高等特点，而研发企业通常又会对研发项目信息披露持谨慎态度，造成企业与投资者之间信息不对称与道德风险，提高了企业融资成本，产生融资约束[19]。另一方面，企业创新行为会带来知识溢出，产生正外部性，造成竞争者“搭便车”，使企业高额研发投入却无法尽享收益，降低了企业研发积极性。由此，政府补助就成为企业创新活动的重要支持[20]。
　　首先，政府补助能够破解企业创新资金不足的困境[30]。①政府补助有助于缓解企业由于末端污染治理造成的创新资源不足。其通过缓解末端治理与企业创新间的资源竞争，既保证了末端污染治理，亦能维持持续创新[31]。②政府补助可以补充企业创新资源[32]，克服內部资源有限性约束，并降低企业创新边际成本与不确定性，分散企业研发风险，激发企业创新行为，促进企业创新产出。其次，政府补助具有信号传递效应[33]，提高了企业外部融资能力[34]。根据信号理论，政府对某一产业的补助行为，透露出支持、鼓励该产业发展的信号，而获得政府补助的企业，更是被认为贴上了被政府认可的标签，可以对企业的内源融资、债权融资、股权融资产生挤入效应[35]，并能降低融资成本，最终实现创新产出增加[36]。最后，政府补助可以补偿企业研发行为中知识溢出造成的间接收益损失，进一步提高企业创新积极性[30]。
　　综上，政府补助在环境规制影响企业创新产出过程中表现出积极效应。一方面，政府补助通过直接支持，特别是资金支持，提高研发投入的可能性，进而促进企业不断创新[37-38];另一方面，政府补助的间接作用，如信号传递效应，也有利于企业获取外部融资，使企业更好地兼顾环境保护与自身发展。基于上述分析，提出以下假设：
　　假设3：政府补助对双重环境规制与企业创新产出之间的关系存在正向调节效应。
　　2 模型设定、变量与数据
　　2.1 研究模型设定
　　根据相关理论初步分析了双重环境规制与企业创新产出作用关系以及政府补助对两者关系的影响（见图1）。
　　参照温忠麟等[39]的研究方法，构建出数据模型，以检验双重环境规制、政府补助对企业创新产出的影响。计量模型如下：
　　其中，Xirt为控制变量集合。i、r、t分别代表企业、地区和时间（年）。IPirt为被解释变量，表示企业创新产出;ERrt-1为解释变量，表示正式环境规制;subsidyirt为调节变量，表示政府补助;控制变量包括：企业规模（sizeirt）、商业连带（commercialirt）、外商投资（foreignirt）、经济发展水平（economics）以及企业资本劳动比率（capital）;εirt为随机扰动项。非正式环境规制（IERrt-1）、政府补助与企业创新产出间也存在类似检验过程，在此不再赘述。
　　2.2 变量说明
　　（1）被解释变量：企业创新产出。选取企业发明专利授权量并对数化处理后作为衡量企业创新产出的替代变量，即企业发明专利授权数越多，企业创新产出越高。
　　（2）〖JP+2〗解释变量：①正式环境规制。借鉴Levinson[40]的测量方法来计算环境规制指数，以此来度量各省份历年的正式环境规制强度。②非正式环境规制。参照Pargal、Wheeler[26]的测量方法，即利用主成分分析法将人均收入、受教育程度、人口密度和年龄结构四项指标，合并成一个指标，以此来反映不同地区非正式环境规制的强度。 　　（3）调节变量和控制变量：①政府补助。该指标的测量以企业当期获得的政府补助金额，包括科研经费补助、研发补助、节能补贴、技术改造贴息等与企业创新的相关项目，并对数化处理后来表示。②企业规模。选取企业员工总数作为企业规模的衡量指标。同时考虑到企业规模与企业创新产出可能存在非线性关系，还引入了企业规模的平方项。③商业连带。根据企业董事长（总经理）在其他企业的兼职数目来测量商业连带变量，具体没有兼职的取0，有一个兼职岗位的取1，有两个兼职岗位的取2，有三个兼职岗位的取3，四个及以上的取4。④外商投资。选取当年该地区的外商投资额占GDP的比重来衡量。⑤经济发展水平。用人均GDP来衡量。⑥企业资本劳动比率。用企业固定资产净值年平均余额与企业从业人数的比值的对数来衡量。
　　2.3 数据来源
　　考虑到2008年的全球金融危机可能会引起企业经营行为的较大改变，为了保证数据的平稳性同时结合数据的可得性等，选择2009—2015年为样本期间的中国30个地区（除西藏和台湾）的面板数据以及中国工业企业数据。并对数据做如下处理：①剔除该期间经营状况异常的企业;②为消除极端值对分析结果的影响，对所有连续变量进行了缩尾处理;③为保证样本数量，对部分存在少量缺失值的样本，采用均值插补法进行了补充完善。文中所使用的数据主要来自《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》、CSMAR数据库、中国经济社会发展统计数据库，并通过上市公司年报、巨潮资讯网、中证网等进行了必要补充。经过整理完善，最终得到一个含有902家样本企业，4 482条样本数据的非平衡面板。
　　3 实证结果与分析
　　3.1 描述性统计分析
　　表1是主要变量描述性分析。表明企业创新产出变化范围为0到8.447，平均值为1.678，中位数为1.609，标准差为1.346，说明不同企业的创新产出存在一定的差异。同时还可以得到环境规制与政府补助的基本状况。正式环境规制的平均值0.566，标准差为0.475;非正式环境规制的平均值2.651，标准差为0.752，说明两种环境规制测量指标数据的波动状况存在一定差异。其中，非正式环境规制的波动更大。政府补助变化范围为8.294到22.790，平均值为16.250，标准差为1.492，表明企业获得政府补助表现出差异性。
　　3.2 假设检验
　　考慮到研究对象个体效应的存在及在处理面板数据时不同估计方法的效率差异，本文采用面板固定效应模型对参数进行估计，并汇报了随机效应模型的估计结果，以作比较。同时，为避免可能存在的异方差问题，在进行参数估计时选择异方差稳健标准误。另外，考虑到环境规制对企业创新产出的作用可能存在滞后性，选择环境规制测量指标的滞后一期，这样在一定程度上克服模型中可能存在的内生性问题。
　　3.2.1 正式环境规制与政府补助对企业创新产出作用检验
　　表2中模型1结果显示，企业创新产出对正式环境规制的回归系数为β1=-0.361（p<0.01），显著为负，而企业创新产出对正式环境规制平方项的回归系数为β2=0.045（p<0.01），显著为正，表明正式环境规制与企业创新产出之间具有“U型”关系。因此，假设1得到验证。对模型1进一步分析可得，U型曲线的拐点为ER=4.011，而样本企业面临的环境规制的均值为0.566，小于U型曲线的拐点，说明现阶段中国环境规制对企业创新产出的影响还位于U型曲线的左侧下降阶段，即挤占企业创新资源的阶段。
　　模型2和模型3结果显示，正式环境规制与政府补助交互项的系数为β3=-0.039（p>0.1），而正式环境规制平方与政府补助交互项的系数为β3=0.172（p<0.01），表明政府补助在正式环境规制与企业创新产出间非线性关系的调节作用存在差异，即极值前调节效应不显著，而极值后存在正向调节作用。
　　3.2.2 非正式环境规制与政府补助对企业创新产出作用检验
　　表3中模型1结果显示，企业创新产出对非正式环境规制的回归系数为β1=0.315（p<0.05），而企业创新产出对非正式环境规制平方项的回归系数为β2=-0.078（p<0.01），二次项的系数显著为负，表明非正式环境规制与企业创新产出之间具有“倒U型”关系。综上，假设2得到验证。对模型1进一步分析可得，倒U型曲线的拐点为IER=2.019，而样本企业面临的环境规制的平均水平为2.651，大于曲线的拐点，说明现阶段中国非正式环境规制强度对企业创新产出的影响已位于倒U型曲线的下降阶段。
　　模型2和模型3结果显示，非正式环境规制与政府补助交互项的系数为β3=-0.033（p<0.1），而非正式环境规制平方与政府补助交互项的系数为β3=-0.029（p<0.01），表明政府补助在非正式环境规制与企业创新产出之间起到了负向调节作用。据此，并结合表2的分析结果，假设3仅得到部分验证。
　　3.3 稳健性检验
　　本文构建了双重环境规制、政府补助与企业创新产出的关系模型，并以中国工业企业为样本进行了计量检验。为确保结果的稳健性与可靠性，本文通过以下方面进行了稳健性检验：一是替换控制变量，即把控制变量中反应宏观影响因素的变量替换为中观或微观变量进行回归;二是在个体固定效应模型的基础上，引入时间固定效应并以发明、实用新型和外观设计三者之和作为被解释变量对模型进行重新估计。通过分析发现，上述两种方法的分析结果与前文的分析结果基本一致，从而进一步证实了研究结论的稳健性。限于篇幅，文中未汇报稳健性检验结果。
　　3.4 政府补助调节效应的传导路径分析
　　研究结果表明，政府补助显著调节了双重环境规制与企业创新产出的关系，那么，政府补助的调节效应的传导途径是什么呢？理论分析发现，政府补助对企业创新产出的作用，虽然表现为直接和间接两方面，但间接效应亦是通过影响企业研发资金获取，进一步影响创新产出的。本文运用有中介的调节效应模型分析政府补助调节效应的传导路径。验证过程借鉴叶宝娟、温忠麟[41]的检验方法。结果如表4。 　　表4中模型1和模型3验证了政府补助调节正式环境规制与企业创新产出关系的传导路径。由模型1可知，正式环境规制平方与政府补助的交互项对企业研发投入有显著正向影响β=3.432（p<0.01），同时模型3表明企业研发投入正向影响企业创新产出，即β=0.004（p<0.01），由此可以认为，企业研发投入中介了政府补助的调节效应，也就是政府补助通过影响企业研发投入间接作用了正式环境规制与企业创新产出的关系。同理，由模型2和模型4可以证明，政府补助亦通过影响企业研发投入间接作用了非正式环境规制与企业创新产出的关系。
　　4 结论与建议
　　4.1 研究结论
　　（1）正式环境规制与企业创新产出之间存在“U型”关系。政府前期制定环境规制政策时，约束程度相对较弱，企业倾向于支付治污费或缴纳污染税，表现为“遵循成本”相对上升，但低于创新投入，未对企业创新形成激励。随着环境规制日趋严格，企业承担的治污费大幅提高，其会选择引进新技术或自主创新，获得“创新补偿”，表现为企业创新产出提高。进一步分析发现，正式环境规制强度仍未达到“U型”曲线拐点，表明正式环境规制的强度还相对较弱，未表现出对企业创新行为的刺激。
　　（2）非正式环境规制与企业创新产出之间存在“倒U型”关系。社会公众对企业污染行为包容性极低，迫使企业不但要末端治理，更要对原有生产技术、作业流程更新改造，进而实现污染减排。但与正式环境规制不同，非正式环境规制针对特定环境问题，并基于个人或团体利益，缺乏战略性、全局性，常会对企业施加过大压力，使其陷入经营困境，不但直接影响企业创新产出，而且阻碍了企业持续发展。进一步分析发现，非正式环境规制的强度已超过了“倒U型”曲线拐点，表明非正式环境规制显得过于严格，导致企业承受过重负担，耗散了企业的创新资源与精力，阻碍了企业创新。
　　（3）政府补助强化了正式环境规制对企业创新产出的促进作用。政府补助为企业提供了创新资金，缓解了企业创新资源相对不足的困境。同时，政府补助也能补偿企业创新的知识溢出效应，进一步提高企业创新积极性。另外，政府补助还具有信号传递效应，能提升企业外部融资能力。换言之，政府补助加强了正式环境规制对企业创新产出的促进作用。但文章并未证实政府补助在正式环境规制对企业创新产出抑制作用中的调节效应，亦未验证其对非正式环境规制与企业创新产出关系的正向调节效應。原因可能是：对于前者，环境保护政策实施初期，对企业污染行为的约束力较低，企业将补助多用于支付治污费或缴纳污染税，而未对企业创新产生促进作用。对于后者，公众通常希望企业的环境治理措施能快速发挥作用，但创新周期长且具有不确定性，为此，企业获得的政府补助，多被用于末端治理，却未支持研发，也易使企业陷入“污染-治理-再污染-再治理”的恶性循环，从而使企业把更多精力和资源用于寻租活动，造成创新资源浪费，进一步降低企业创新产出。另外，过于丰富的政治资源也容易造成企业安全错觉，使其更加注重高的短期产能，加剧了企业过度投资行为，从而导致投资结构失调，降低了企业创新投入，影响企业创新绩效[42]。
　　（4）企业研发投入是政府补助的调节效应发挥的重要路径。在环境规制日趋严格条件下，政府补助的获取显著增加了企业可支配研发资金量，促使企业研发投入的相对提升，从而有利于企业创新产出;政府补助可以弥补企业由于创新行为正外部性造成的“收益损失”，激励研发企业把更多资源投入创新活动;政府补助具有信号传递效应，能够降低企业融资成本，增加外部资金来源，有助于企业获取创新资源。
　　4.2 政策建议
　　上述分析结果对于制定和优化中国环境规制政策、政府补助政策以及提高企业创新产出具有重要启示。
　　（1）调整环境规制政策，使规制成为企业创新新动力。①进一步完善环境保护政策，并根据地区差异，适时适度加大对企业污染行为的惩罚力度，使规制效应尽快突破“U型”曲线拐点，实现环境规制对企业创新的促进作用;②根据地区产业结构特征，以促进企业技术创新为原则，制定不同的环境规制强度标准，如以重工业为主导和以服务业为主导的地区应区别对待，推进不同的环境规制政策，使环境保护政策成为企业创新新动力，从而实现环境保护与企业创新协同发展。
　　（2）引导公众理性保护环境，使公众监督成为环境与经济协调发展的保障。社会公众对污染企业的过度施压，导致其成本大幅提高。为此：①媒体在大力宣传保护环境的同时，引导公众理性保护环境，倡导既保证环境质量，又兼顾地区经济发展的理念;②有关机构应深入居民社区，普及环保知识，特别要公众了解企业环境治理的渐进性以及技术创新社会效益发挥的滞后性，使公众对环境质量的诉求成为污染企业转型升级的动力;③政府部门可以制定相应政策，必要时可以强制约束公众的不合理行为，保护企业合法权益，为企业创新行为“保驾护航”，进一步激励企业创新。
　　（3）完善政府补助政策，充分释放补助对创新的积极效应。①进一步完善补助相关政策，对申请补助的企业资质进行严格审核，并严格监督补助的使用途径以及后期的绩效评价;②适度进行补助，补助周期要与企业发展阶段相匹配，鼓励企业自主创新，从根本上增强企业核心竞争力;③重视补助方式，除了直接补助外可以考虑增加税收优惠、政府采购等间接方式，不但可以避免了企业的逆向选择，而且能够降低企业市场风险。以此来提高政府补助的使用效率，保证应有价值的发挥，助力企业创新与环境保护。
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　　Dual environmental regulation， government subsidy and enterprise innovation output
　　SU Xin1，2 ZHOU Sheng-shi1 　　（1.School of Business Administration， Shandong University of Finance and Economics， Jinan Shandong 250014， China; 2.Research
　　Center of Government Performance Evaluation， Shandong University of Finance and Economics， Jinan Shandong 250002， China）
　　Abstract
　　Environmental pollution has become a key problem that restricts the sustainable development of China’s economy and society. But this problem is difficult to be solved effectively through market means because of its public goods characteristics. Although environmental regulation can make up for ‘market failure’， it will have a negative effect on the short-term performance of enterprises， thereby affecting the sustained economic growth. Both theory and practice show that innovation， especially technological innovation， is the key to whether enterprises can take into account of environmental protection and their own development. However， the limited internal funds and external financing constraints hinder the continuous innovation of enterprise technology. And the acquisition of government subsidy has become an important way for enterprises to break the relative shortage of innovative resources. On the basis of establishing the model between the dual environmental regulation， government subsidy and the enterprise innovation output， this paper took the data of Chinese industrial enterprise in 2009-2015 as a sample and examined the impact of dual environmental regulation on innovation output of enterprises and the moderating effect of government’s subsidy， and then further explored the transmission mechanism of this effect. The result showed that： Firstly， there was a ‘U’ relationship between the formal environmental regulation and the enterprise innovation output， and the average intensity of the formal environmental regulation in China was still before the curve turning point. Secondly， the inverted ‘U’ relationship existed between the informal environmental regulation and the enterprise innovation output， and the average intensity of the informal environmental regulation had passed the curve point. Thirdly， the government subsidy strengthened the promotion of formal environmental regulation on innovative output of enterprises but it had a negative moderating effect on the nonlinear relationship between informal environmental regulation and innovation output. Fourthly， the moderating effect of government subsidy was realized through R&D investment. Therefore， it is significant to improve the innovation output of enterprises， realize the coordinated development of environmental protection and economic society by formulating effective environmental regulation policy， and maintain moderate intensity of informal environmental regulation and improving government subsidy policy.
　　Key words formal environmental regulation; informal environmental regulation; dual environmental regulation; government’s subsidy; enterprise innovation output
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