环境规制对企业全要素生产率的影响——基于中国新《环保法》的准自然实验研究

袁 文 华， 孟 丽， 张 金 涛

(1.山东师范大学 商学院，山东 济南 250300；2.同济大学 经济与管理学院，上海 200092)

一、引 言

自我国2012年经济增速下降以来，环境承载力与经济高速发展之间的矛盾越发突出。中国政府日益加大环境治理力度，***总书记多次强调“绿水青山就是金山银山”的发展理念，国家不仅出台了《生态文明体制改革总体方案》，而且制定了《“十三五”生态环境保护规划》。在立法方面，既实施了史上最严格的新《环保法》，还将生态文明建设和美丽中国目标写入了宪法。同时，还实行了中央环保督察制度。在这些顶层制度设计下，中国的环境规制强度得到空前加强，旨在推动形成绿色低碳循环发展新方式，引导企业实现增长方式由要素驱动和投资驱动向创新驱动转变，以TFP的提升推动经济高质量发展。

环境保护与经济增长的关系是学术界经久不衰的话题，尤其自波特假说提出近30年来，学术界广泛讨论了环境治理对企业的影响。现有研究多集中在讨论环境规制如何影响企业创新与生产，但却存在学理争论。主流观点认为环境规制能够促进企业生产效率提高[1-4]，主要得益于环境规制的创新补偿效应[5-6]。这一效应在于企业为实现环保要求而承受规制压力，实际上为增加先进的技术设备和创新产品的投资提供了积极的推动力[7]，因而环境规制对企业创新产生显著的正向影响[8-9]。事实上，面对严格的环境规制压力，企业不得不制定环境创新战略，从而为环境规制影响企业绩效提供了作用路径[10]。与此同时，也有研究提供了质疑波特假说的证据[11]，认为环境规制没有提高企业的生产效率[12]，并且对波特假说中的创新补偿效应提出挑战，认为环境规制在促进技术创新的同时并没有抵消合规成本[13]。Zhao等以中国碳密集型企业为研究对象，发现不存在长期波特效应，环境规制对碳密集型企业的影响正逐渐从创新补偿向合规成本转变[14]。Rubashkina等发现环境规制虽然促进了企业创新，但是并没有影响到生产效率[15]。Li认为环境规制不利于企业间开展技术合作和技术引进[16]。除了上述两种主流对立观点，还有研究发现环境规制与企业全要素生产率之间存在非线性关系[17-19]，以及探讨了不同类型的环境规制以及在不同地区的作用[20-22]，这为解决争论提供了更多可参考的经验。

总结以往研究，环境规制影响企业生产的效果取决于创新补偿效应能否抵消合规成本，因此，解决波特假说是否成立的关键在于考察环境规制如何激励企业产生补偿效应，而创新补偿效应取决于环保政策的有效性。Berman和Bui评估了洛杉矶空气污染法规对当地炼油厂生产的影响，虽然产生了高昂的减排成本，但却促使这些炼油厂的生产效率快速提高[23]。Levinsohn和Petrin发现美国环保法律导致造纸行业的污染治理成本很高，但是生产效率却长期较低，说明严格的环境规制降低了造纸业的生产效率[24]。如何利用政策手段进行有效的环境规制，从而实现环境改善与经济增长的双赢，是对政府执政能力的考验。我们基于中国2015年1月1日开始实行的新《环保法》，考察环境规制对中国企业TFP的影响。新《环保法》是中国环保法律体系中层次最高、作用范围最广的法律，诞生于中国经济与环境问题十分尖锐的宏观背景下，是中国政府利用环保立法改善经济增长质量的代表性行为。这有助于提供具有说服力的准自然实验来检验环境规制对TFP的影响。

本研究有以下3点创新：一是通过这项准自然实验实证研究了环境规制对企业TFP的影响，发现新《环保法》的实施在长期内显著促进了污染密集型工业企业提高TFP，但在短期内的作用不明显，这体现出新《环保法》的实施带来了十分严格的环境规制；二是本文认为在颇为严格的环境规制下，企业通过提升管理水平提高生产效率，本文的实证结果发现环境规制没有带来明显的创新补偿效应，但却提高企业管理水平，以此产生补偿效应，抵消部分合规成本，这拓宽了环境治理影响TFP的路径；三是本文的研究进一步发展了波特假说的理论框架，为进一步认识中国在经济转型背景下如何实现环境保护与经济增长“双赢”提供了证据，也为新兴经济体国家制定环境政策提供理论参考。

二、政策背景与理论假说

1.政策背景

中国新《环保法》作为政府环境规制行为的代表，于2015年1月1日正式实施。作为引领经济绿色健康发展的法律，新《环保法》宣示了“经济社会发展与环境保护相协调”的环境优先思想，实现了从“政策法”到“实施法”的转变，是中国环境立法史上的又一重要里程碑。与旧《环保法》相比，新《环保法》新增了许多内容，明确了政府和企业等不同主体在环境保护方面的法律责任。

首先，新法明确和强化了政府责任，强调对不能有效执法的各级政府环境主管部门与其他相关责任部门进行处分，并将环境绩效作为政府官员考核评价的重要依据，明确了政府的监督管理责任以及污染防治责任。

其次，新《环保法》自2015年发布实施以来，对企业的威慑力逐步显现。企业环境违法违规成本越来越高，代价越来越大，一些高污染、高排放的行业也受到严格检验。一方面，新《环保法》新增了企业在环境保护与污染防治方面的若干责任；另一方面，新《环保法》明确了企业污染超标的若干责任，如环保部门可以责令超过标准、超过总量指标排污的企业限制生产和停产整治。

此外，新《环保法》将推进生态文明建设和促进经济社会可持续发展写入立法，将保护环境作为基本国策写入环境保护法，同时还对监测制度、污染防治和公益诉讼等各方面的问题进行规定。可以看出，新《环保法》的实施陡然提升了中国的环境规制强度，是中国政府加强环境治理的重要标志。

2.理论分析与研究假说

波特强调严格且合理的环境规制能够通过创新补偿效应抵消合规成本，提高企业竞争力[5-6]。当前中国经济发展正处于从高速增长转为中高速增长，经济结构不断优化升级，从要素驱动、投资驱动转向创新驱动的“新常态”阶段，典型特征之一是环境承载能力已达到或接近上限，必须推动形成绿色低碳循环发展新方式。自改革开放以来，中国经济的发展具有粗放型特征，企业生产颇具“高投入、高消耗、高产出、低效率”的特点[25]，对生态环境造成了严重破坏，导致经济发展与环境保护矛盾尖锐，因此引起了政府的高度重视，采取了一系列手段提高中国环境规制强度。在这种严格的环境规制背景下，企业生产技术亟需优化升级。环境治理实质上为企业提高生产效率提供了必要的外部条件。Zhang等[26]、Xie等[20]认为环境法规的严格性能够促进生产率增长、提高企业竞争力。新《环保法》明确和强化了政府责任，提高了政府的环境执法效率，同时增强了对企业的监管和处罚。这些行为迫使企业必须对生产做出调整，以达到环保要求。Manello使用意大利和德国的化工企业作为样本检验波特假说，发现化工企业在规制开始阶段承受了较高的合规成本，而在接下来的几年里提高了生产率[3]。在政策推行伊始，政府通常会给予企业整改时间，在此期间企业的生产率不会出现明显提高。受环境规制压力的影响，企业会努力达到环保要求，避免受到严重处罚。在完成调整后，企业需要通过生产效率的提高弥补合规成本才能实现增长。Wang和Shen认为环境监管和生产率之间的关系可能因行业而异[27]3。由于新《环保法》极大地提高了违规成本，严格考验高污染、高排放企业应对规制压力的能力，并且环境规制对污染密集型产业的影响存在滞后效应[27]。污染密集型企业的生产对排污具有较强的依赖性，而中国当前的环保法律法规侧重于对排污量进行控制。所以，本文认为企业在达到环保要求的前提下，需要提高TFP以补偿合规成本。

环境规制越严格，带给企业的合规成本越高。按照波特的观点，企业是否能够提高生产率取决于环境规制带来的创新补偿效应能否抵消合规成本[5-6]。但事实上，环境治理影响企业生产效率的路径存在多条，现有研究过多关注创新路径而忽视了其他路径的作用。在较为严格的环境治理作用下，企业需要在政府规定的时间内通过整改达到环保要求。在短期内，企业为达到合规要求，通常会提高管理水平，因为，企业管理水平的提高可以提升企业全要素生产率。环境规制对企业提高管理水平的影响主要有两方面：一是环境规制会促使企业转变生产模式、改良生产工艺，以达到环保要求，这就需要企业调整原来对员工的管理模式以适应新的生产要求；二是对生产过程加强监管，因为违规排污可能是因为管理不善导致的[28]。如果企业选择增加环保投资，对生产技术进行改造或研发新的环保型产品，会存在较大风险，因为技术改造和产品研发周期存在不确定性。因此，在短期内难以实现良好的创新效果。这为企业通过技术创新在整改期内及时达到环保要求增加了不确定性。因此，从效果来看，面对新《环保法》导致的严格的环境规制，企业更可能在短期内通过提高管理水平来尽快达到环保要求，而不是依赖于技术创新。我们这一观点也得到了现有文献的支持。崔广慧和姜英兵发现新《环保法》实施对企业环保投资没有显著的影响，因为新《环保法》实施给企业带来的环境治理压力过大，而资源支持不足，导致企业侧重采取基于合规动机的应急措施[29]。这种应急措施主要体现在企业通过提升管理水平应对规制压力。由于企业在新《环保法》实施当期采取措施调整人员管理和加强生产过程监管，因此，对TFP的综合作用效果可能存在滞后。综上所述，提出如下假说：

研究假说：新《环保法》导致的环境规制对企业当期TFP没有显著影响，但对下一期TFP具有显著的促进作用；这得益于企业提升管理水平，而非技术创新。

三、研究设计

1.数据来源

新《环保法》主要对污染密集型工业企业产生明显影响。因此，我们使用在中国A股上市的工业企业2012～2018年的数据作为研究样本，数据来自于国泰安CSMAR数据库，衡量市场化程度的指标来自于《中国分省份市场化指数报告》(2016)。在数据整理过程中，剔除了在2012年以后上市的工业企业、存在缺失值的企业、退市企业和ST、ST*企业，以尽可能保证样本的合理性。我们认为新《环保法》对工业企业TFP的影响在下一期显著，即新《环保法》实施于2015年，但对TFP的效用要到2016年才能充分体现。使用2012～2018年的数据计算企业2013～2018年TFP，其他变量均为2012～2017年的数据。

2.模型设定

新《环保法》的实施可视为一项准自然实验，我们使用双重差分法(DID)评估该政策的效应。为此构建如下回归模型：

TFPi,t=β0+β1Treati,t-1+β2Posti,t-1+β3Treati,t-1×Posti,t-1+β4CV+ε

TFPi,t是i企业在t年的TFP。参考何秋琴等的研究[30]，使用DEA-Malmquist测算TFP，构建“投入-产出”的测度指标，包括主营业务收入作为产出指标，年末员工数量作为劳动力投入指标，固定资产作为资本投入变量。购买商品、服务的现金支出作为中间投入变量。Treat是处理变量，参考Lanoie 等认为波特假说在重污染行业中更显著的观点[31]，将污染密集型工业企业作为处理组，并参考崔广慧和姜英兵的做法[29]4，主要包括采掘业、食品和饮料业，纺织、服装和皮毛业，造纸和印刷业，石油、化学、塑胶、塑料业，金属、非金属业，医药和生物制品业，电力、煤气及水的生产与供应业行业，此类企业赋值为1；对照组为非污染密集型工业企业，主要包括木材和家具业，电子业，机械、设备、仪表业，其他制造业，赋值为0。Post是实验期变量。新《环保法》自2015年1月1日起实施，我们将实验期确定为2015年及之后，赋值为1，2015年之前赋值为0。CV是控制变量。参考Zhao和Sun[8]、崔广慧和姜英兵的研究[29]，选择企业投资、代理成本、经营现金流量、企业年龄、负债率、企业规模、成长性等作为控制变量。除此之外，考虑到中国地区市场化水平差异可能会影响企业TFP，所以控制企业所在地的市场化程度。我们还控制了行业效应和年度效应的影响，均以虚拟变量表示。由于样本中包括大量的制造业企业，根据证监会《上市公司行业分类指引》(2012年修订)对行业的划分，选择制造业下的二级行业分类进行虚拟变量处理。变量信息如表1所示。

表1 变量含义

四、实证结果分析

1.描述性统计

样本数据共8490条，按照污染密集型工业企业和非污染密集型工业企业分组统计。从均值来看，两组数据TFP相差较小，控制变量中非污染密集型工业企业的企业投资、代理成本、经营现金净流量、负债率、成长性与污染密集型工业企业具有显著差异，并且非污染密集型工业企业所在地区的平均市场化程度高于污染密集型工业企业。

不同变量描述性统计如表2所示。

表2 描述性统计

进一步使用T检验考察对照组和处理组特征变量的差异。结果如表3所示，TFP在两组之间不存在显著差异，但控制变量中企业投资、代理成本、经营现金净流量、企业年龄、负债率、市场化程度和成长性在两组之间存在显著差异，企业规模的差异相对较小。

表3 T检验结果

2.平行趋势检验

使用双重差分法进行政策评估的重要前提是要满足平行趋势假设[32]，即处理组与对照组在政策实施前具有相似的变动趋势，这保证了使用处理组在政策实施后的变动趋势估计政策影响的有效性。为此，我们使用两种方法进行平行趋势检验：一种是通过绘制TFP的变动趋势图，如图1所示，TFP在2015年之前的变动趋势趋于一致，但在2015年之后，处理组与对照组TFP变动趋势明显不同；第二种方法是用政策实施之前的数据，即2012～2014年的数据，构造如下回归模型，Treati×Trendt-1是处理变量与时间趋势变量的交乘项，Trendt-1在2012～2014年分别取1～3，使用普通最小二乘法估计的结果如表4所示，在控制了其他变量和行业效应、年度效应的影响后，Treati×Trendt-1的回归系数不显著，说明处理组与对照组在新《环保法》实施前的TFP变动趋势没有显著差别。以上两种方法的检验结果满足平行趋势假设，表明我们使用双重差分法估计新《环保法》对企业TFP的影响是合适的。

表4 平行趋势假设检验结果

图1 TFP平行趋势图

TFPi,t=α0+α1Treati×Trendt-1+α2CVi,t-1+ε

3.双重差分估计

表5报告了分别使用DID和PSM-DID检验的结果。为了控制可能因样本选择带来的估计偏误，我们先进行了倾向得分匹配处理，再用DID进行回归，与直接用DID回归的结果进行比较，以确定我们的样本选择是否存在较大问题。为了验证我们认为新《环保法》对企业TFP的影响在下一期才显著，我们先后对当期和下一期的TFP进行回归。无论是匹配前的DID结果，还是匹配后的DID结果，处理变量与实验期变量交互项的回归系数只在因变量是下一期TFP时才显著(t=4.83，p=0.000；t=4.78，p=0.000)，表明新《环保法》对污染密集型工业企业TFP具有显著的正向影响，但这种影响在下一期才明显。另外，对比DID和PSM-DID的回归结果，处理变量与实验期变量交互项的回归系数及其显著性差距不大，说明我们使用匹配前DID检验的结果就足以支撑我们的论断。接下来我们对倾向得分匹配的情况进行介绍，以进一步支撑该结果。

表5 DID和PSM-DID估计结果

4.倾向得分匹配估计

表6报告了使用Logit模型估计的倾向得分结果。分析开始时，将控制变量作为协变量，因为根据描述性统计的结果，除了企业年龄与规模差异较小外，其他控制变量在污染密集型工业企业与非污染密集型工业企业之间存在显著差异，能够很好地解释这些变量匹配处理组与对照组样本。

表6 倾向得分匹配的Logit模型估计结果

接下来，我们采用一对一匹配法，匹配后的结果显示出负债率与企业规模的回归系数没有通过显著性检验，因此剔除这两个变量后重新进行匹配，结果表明剩余所有变量的回归系数均显著，能够很好地区分两组变量。

表7报告了结果变量分别为当期TFP和下一期TFP倾向得分匹配的处理效应。比较两次处理效应ATT，显然结果变量为后一期TFP时，T统计量更加显著。此结果说明匹配后污染密集型工业企业TFP比非污染密集型工业企业高出约4.505%，进一步说明了我们采取倾向得分匹配的必要性。

表7 PSM估计结果

使用倾向得分匹配法的重要前提是选取的特征变量通过平衡性检验。表8报告了平衡性检验的结果，各协变量标准偏差的减少量较大且均不显著，P>Chi2，从匹配前的非常显著变为匹配后的不显著，说明匹配变量和匹配方法的选取是合理的。图2和图3分别显示了匹配前后处理组和对照组倾向得分的密度分布。

图2 匹配前核密度分布

图3 匹配后核密度分布

表8 匹配前后平衡性检验

虽然匹配前后处理组和对照组之间的倾向得分分布趋势基本保持一致，但匹配后的趋势相对更好一些，这也说明了我们的倾向得分匹配是有效的。

5.新《环保法》影响TFP的机制

表9是检验新《环保法》的实施带来的创新补偿效应和管理补偿效应的结果。

表9 新《环保法》的创新补偿效应和管理补偿效应

我们使用研发投入(Rdi)、专利申请数量(Patent)和创新效率(IE)3个指标衡量企业创新。其中，用R&D投入占营业收入的比值衡量研发投入；专利申请数量用其自然对数表示，参考温军等的研究[33]，使用专利申请数量与研发投入的比值衡量企业创新效率。实证结果显示，处理变量与实验期变量交互项的回归系数均不显著(t=-0.40，p=0.691；t=-0.14，p=0.885；t=-0.44，p=0.659)，说明《环保法》的实施没有在短期内引致创新，进而表明这一政府环境治理行为不存在创新补偿效应。借鉴张建清等的研究[28]，使用管理费用与总资产的比值衡量企业管理水平(MA)，数值越低，表明管理水平越高。我们首先检验了新《环保法》对企业管理水平的影响，结果显示处理变量与实验期变量交互项回归系数显著为负(t=-1.82，p=0.069)，说明新《环保法》的实施能够显著促使企业提升管理水平。进一步，我们将MA作为自变量放入回归方程，回归结果显示为MA的回归系数显著为负(t=-5.21，p=0.000)，同时处理变量与实验期变量交互项的回归系数显著为正(t=4.71，p=0.000)，所以，管理水平在新《环保法》的实施与企业TFP之间具有部分中介效应。这一结果表明新《环保法》的实施具有管理补偿效应，能够通过促使企业加强管理提高TFP。

6.稳健性检验

为了检验我们研究结果的稳健性，采取以下5方面的检验方式：

(1)将新《环保法》的实施时点假设为2014年后重新检验，这也是对平行趋势假设的再检验。结果如表10中Model 1所示，处理变量与实验期变量交互项的回归系数不显著(t=0.43，p=0.665)，符合平行趋势假设。

(2)考虑到我们的实证结果是使用2012～2017年的数据，数据跨度可能会影响实证结果的稳健性。因此，我们截选了3个子样本分别进行检验，时间跨度分别是2012～2016、2013～2017和2013～2016，检验结果对应着表10中Model 2、Model 3和Model 4。表10中3个模型中处理变量与实验期变量交互项的回归系数均显著为正(t=4.02，p=0.000；t=4.40，p=0.000；t=3.78，p=0.000)，这说明样本时间跨度不会影响本文研究结论。

表10 稳健性检验结果

(3)我们检验了新《环保法》的长期动态效应。在分别构造2015～2017年虚拟变量与处理变量的交互项后将所有变量一起放入回归模型，结果如表10中Model 5所示，3个交互项的回归系数均显著为正(t=1.93，p=0.054；t=4.39，p=0.000；t=3.67，p=0.000)，说明新《环保法》的实施对企业TFP具有长期动态影响。

(4)进行排他性研究。2016年1月4日至2017年9月11日，中央环保督察组对31个省份进行环保督察。这一督察发生在新《环保法》实施之后，可能会对本文研究结果产生干扰。为此，我们需要进一步控制中央环保督察的影响。具体地，参考王岭等的研究[34]，设置衡量中央环保督察的虚拟变量CEPIn,t，当中央环保督察组在t年进驻n省时，赋值为1，否则赋值为0。然后将该变量纳入双重差分模型进行回归，结果如表11所示，主要变量回归系数的符号方向和显著性与前文保持一致，从而排除了中央环保督察对研究结果的影响。除此之外，中央环保督察组于2018年5月31日开始“回头看”整改巡视。但“回头看”整改巡视对企业TFP的影响应当在下一期显现，而本文所用TFP的数据截止到2018年，因此不需要考虑“回头看”整改巡视的影响。

表11 控制中央环保督察的影响

(5)内生性讨论。即使我们已经使用PSM克服了样本选择偏误，但依然可能存在因遗漏变量而导致的内生性问题。因此，我们使用面板固定效应模型，以削弱因遗漏变量而导致的内生性问题。结果并未发生改变。

7.股权性质的影响

国有企业与非国有企业最大的差异之一是受行政隶属干预的程度存在差异，行政的过度干预是国有企业低效率的重要原因。新《环保法》的实施对企业TFP的影响有可能会受到股权性质的影响。为了检验这一影响，我们将样本按照国有和非国有划分为两个子样本，分别进行检验，结果如表12所示。两组样本中处理变量与实验期变量交互项的回归系数均达到了显著性水平(t=2.36，p=0.019；t=3.83，p=0.000)，说明新《环保法》的实施对国有企业和非国有企业均具有显著影响。

表12 股权性质的影响

五、结论与讨论

1.研究结论

自中国经济发展进入“新常态”后，解决经济增长与环境保护之间的矛盾十分迫切。中国政府开展环境治理，寻求经济增长与环境保护的双重红利。自2015年开始实行的新《环保法》强化了政府在环境保护中的责任，将环保绩效作为政府官员考核评价的重要依据，提高了环保执法效率，极大地增加了企业环境违法的成本。新《环保法》的颁布实施，标志着中国政府更加重视环境治理。本文使用DID进行了一项准自然实验研究。结果表明：新《环保法》的实施明显促进了污染密集型企业TFP的提高；新《环保法》的实施没有带来创新补偿效应，而是带来管理补偿效应，企业通过提高管理水平抵消合规成本。本文认为，面对较大的环境规制压力，企业会采取应急措施，即通过提高管理水平达到环保要求。

2.理论贡献与政策启示

本研究主要有以下两点理论贡献：第一，通过新《环保法》实施这项准自然实验检验了政府环境治理行为对企业TFP的影响，发现新《环保法》的实施显著促进了污染密集型工业企业提高TFP。这一结论既呼应了Zhang等[26]、Xie等[20]关于环境法规的严格性能够促进生产率增长、提高企业竞争力的观点，又验证了Wang和Shen认为环境规制对污染密集型产业的影响存在滞后效应的观点[27]。与以往研究不同的是，本文没有衡量样本企业所在地区的环境规制强度，而是通过自然实验的研究方法，避免了环境规制测量中可能出现的缺陷。第二，证明了提高管理水平是环境规制影响企业生产率的路径。新《环保法》的实施极大地提高了中国环境规制水平，对污染密集型工业企业的生产提出了更高要求。这导致环境规制在短期内没有带来明显的创新补偿效应，但却通过提高管理水平产生补偿效应，抵消部分合规成本。结合以往研究，本文提出并验证了一个新的假说：严格的环境规制会产生管理补偿效应，以此提高企业生产率。本文的研究进一步拓展了波特假说理论框架中关于引致效应的假说。

本文的研究为进一步认识中国在经济转型背景下如何实现环境保护与经济增长“双赢”提供了证据。我国政府通过严格的立法既提高了环保行政执法效率，又提高了企业环保违法成本，并且明显促进了企业生产效率的提高。这证明了新《环保法》作为顶层制度设计，在平衡经济发展与环境保护之间关系的有效性。本文的研究结论为新兴经济体国家制定环境政策提供理论参考。首先，环保法律法规必须具有严格性，才会对企业产生较强的威慑力，从而实现有效的污染控制。其次，环境政策的制定与实施要注重行业差异[27]。本文的结论表明新《环保法》只对污染密集型工业企业产生显著影响。新兴经济体国家在采用政策手段解决环保问题时，应有针对性地根据不同行业的具体情况设计严格的环保法律法规。

3.研究局限与展望

本文的研究主要存在以下4个方面的研究局限：第一，本文没有详细考察新《环保法》造成的环境规制强度变化，仅靠新《环保法》的实施这一事件衡量政府环境治理行为无法刻画不同环境规制强度对企业TFP的影响，为验证波特假说及其创新补偿效应所提供的证据似乎具有一定的局限性。第二，根据环保法律法规的数量计算环境规制强度是通行的指标之一[35]。在新《环保法》实施之后，中国政府环保部门先后出台了一些法律法规，地方政府也根据地区实际情况推出环保政策。本文没有统计这些环保法律法规的数量，也没有检验它们的作用，但这些法律法规可能会与新《环保法》的作用发生重叠，或者使本文错误高估了新《环保法》作用的持续性。第三，本文没有将样本按照中国传统的东部、东北部、中部、西部4个经济区域进行子样本划分，而是在控制变量中采用了一个市场化指数控制了不同省份市场化程度的影响。在中国，不同地区的环境规制可能因环境承载力、经济发达程度、工业分布以及地方发展理念的影响而彰显出较大差异，这在新《环保法》实施的准自然实验中难以考察。第四，本文没有进一步探索结论成立的边界条件，比如政府环境治理对企业TFP的影响可能受到与前沿生产率距离的影响[2]，企业的营销能力也会调节环境规制与企业创新之间的关系[10]。

未来的研究可以通过新《环保法》颁布前后中央和各省环保法律法规的数量衡量中国政府的环境治理行为造成的环境规制强度变化，这样更容易观察环境规制与TFP之间的线性关系，甚至可以进行不同环保政策之间的比较研究或比较同一政策在不同地区的实施效果，有助于识别环保政策的合理性和深入理解环境规制的地区异质性。未来的研究可以广泛探索影响环境治理与企业生产的边界条件，进一步完善波特假说的理论框架。更重要的是，可以深入探索环境治理影响企业TFP或竞争力的路径。波特假说强调环境规制的严格且合理性，但是过于严格的环境规制是促进企业产生更强的创新补偿效应还是挤占研发投入仍存在争论，除了管理补偿效应，环境治理是否还会引致其他方式抵消遵循成本如提高与政府的议价能力等，仍值得进一步探索。