制造业为中国经济取得奇迹式增长作出了巨大贡献，但讲求数量换效益的粗放型制造业发展模式，长期以来忽视效率低下、资源浪费和环境破坏等负效应，使得中国陷入经济发展与环境保护的“两难”困境。由耶鲁大学等单位联合发布的《2022年环境绩效指数报告》显示，中国环境绩效得分仅为28.4分，在180个国家和地区中排名第160位。由此可见，在中国经济高质量发展的道路上，必然要对实体经济发展与生态环境融合水平提出更高要求。2023年9月，习近平总书记于黑龙江考察时首次提及“新质生产力”；并在2024年1月二十届中共中央政治局第十一次集体学习时强调“新质生产力本身就是绿色生产力”“必须加快发展方式绿色转型，助力碳达峰碳中和”。事实上，为引导制造业加快形成绿色生产方式，中国政府积极出台了系列环境规制政策，环境规制强度持续增强，使得生态环境有了较大改善。然而，中国能源结构仍以煤炭等化石燃料为主导，在环境治理措施不断深化的趋势下，制造业减排空间日趋收窄、成本逐渐加大，末端治理类型的规制工具面临着巨大挑战。因此，转换环境规制导向，推动制造业治污模式由“末端治理”向“前端防治”转变显得尤为重要。
清洁生产是一种生产全过程控制的先进理念，与末端污染治理不同，清洁生产着力于整体性、持续性的污染减排，通过扭转落后生产方式，从源头以及生产过程中削减污染物的产生。该理念自20世纪90年代引入中国以来，逐渐成为推动制造业节能减排的核心抓手。2003年起中国发布了多个行业的清洁生产标准，给相关企业生产过程中的环境审核提供依据（以下简称“清洁生产规制”）。已有研究也从前端治理、过程控制等角度验证了清洁生产规制的有效性，提出该项规制对重点污染行业企业的“节能、降耗、减污、增效”起到了较大作用。但是，实际中清洁生产审核分为企业自愿审核和国家强制审核两种，而强制性审核具有明显的刚性特征，加之在推行过程中存有资金不足、技术难题、激励机制不健全等阻碍，实施效果可能与预期存在一定偏离。然而，鲜有文献将自愿性和强制性清洁生产规制区分开来讨论，这会造成强制性政策执行中存在的问题被忽略。那么，强制性清洁生产规制究竟能否推动制造企业绿色转型？相应的影响途径是什么？于不同类型制造企业是否存在规制效应的差异性？厘清这些问题有助于重新审视清洁生产规制对制造业绿色发展的影响作用，进而为持续优化支撑制造业绿色生产力提升的环境政策提供相应启示。
长期以来，环境规制的经济与减排效应是学术界广泛争论的焦点。传统新古典学派认为，严苛的环境规制是一种政策压力，企业遵循环境政策会使外部污染成本内部化，形成“遵循成本效应”增加企业生产经营成本，进而降低企业生产效率和外部竞争力，这被称为“合规成本说”。Barbera和McConnell 、Gray和Shadbegian 发现强硬的环境规制会抑制美国制造业生产效率增长。Lanoie等 在分析加拿大魁北克环境规制对全要素生产率的短期影响时，也得出了类似结论。与之不同的是，以Porter等 为代表的修正学派从动态角度提出了“波特假说”，认为设计良好的环境规制会诱发技术创新进而释放“创新补偿效应”，即由企业创新带来的长期收益可以抵消短期投入的研发成本，从而提升企业竞争力、促进产业升级。Hamamoto 发现环境管制可以通过增加研发支出来提高日本制造部门的生产率。Clò等以欧洲电力行业为研究对象，证实了环境政策能够创造激励效应，提高电力行业的环境绩效。以上两种对立的观点，为国内学者区分类型探讨中国环境政策效果提供了重要启发。其中，针对环保税 、排污费征收制度和环境权益交易等市场型规制策略的研究较多，少数学者则探讨了以“两控区” “十一五”减排计划 、“大气十条” 为主的强制性环境手段，不过在实施灵活性和创新激励性方面，强制性规制要劣于市场型规制已基本达成共识。如陶峰等、卿陶和黄先海发现强制性环境规制难以通过“波特假说”验证，促进企业释放绿色发展潜力的作用十分有限。但上述政策大多属于末端治理思路，带有“先污染、后治理”的特性，无法触及环境问题的深层诱因。因此，随着中国环境治理不断强调从“末端治理”转向“过程控制”，以及近年微观企业环境污染数据的加大应用，清洁生产规制的有关研究才逐渐出现。
截至目前，学者们对清洁生产规制的影响效应进行了一些有益探讨，与本文密切相关的文献有以下三支。第一支是对清洁生产规制减排效果的验证。曹翔和李慎婷、林婷得出清洁生产规制能够降低污染排放强度，提升企业绿色生产水平。孙博文和郑世林发现推行清洁生产标准具有较好的减污降碳协同作用。Li等则提出了相反的观点，认为清洁生产规制会增加污染排放总量，在改善企业环境行为方面作用有限。第二支是围绕清洁生产规制能否触发技术创新机制的研究。龙小宁和万威发现清洁生产规制未能促进企业技术创新，在此之下，万攀兵等 、张平淡提出企业更倾向于选择安置治污设备、加快资本更新或调整能源结构等渐进式的技术改造路径。但也有学者所得结论与之迥异。Hu等认为清洁生产规制会敦促企业加大研发投入来提升创新能力。Chen等还发现实施清洁生产审核有助于企业技术创新向绿色化发展。第三支是关于清洁生产规制与企业生产效率的研究，目前仅有少数学者对此进行探讨，也未形成统一定论。韩超和胡浩然发现清洁生产规制与企业全要素生产率总体上呈现J型的动态变化趋势。Zhou等通过测算污染企业的清洁生产指数来反映规制强度，结果表明清洁生产指数与企业全要素生产率呈正向关系。屠西伟得出清洁生产规制并未有效改进企业能源效率。除此之外，Xu等、于亚卓等还发现清洁生产规制的非对称性内容会导致其效应出现标尺现象。综上分析，已有文献对清洁生产规制的作用效果依然存在争议，而且多数集中于探讨该政策的减污效应和技术创新效应，直接考察对制造企业绿色转型影响及作用机制的研究仍然较少。另外，现有研究在验证此政策的有效性时较为笼统，大多是从其“前端治理”“全过程控制”的设计理念出发，没有对自愿性和强制性审核两种情形分开讨论。因此，聚焦到强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的影响，仍需要进一步单独考证，这也正是本文所关注的重点。
鉴于此，本文首次区分自愿性和强制性清洁生产规制的影响，借助生态环境部公布的清洁生产审核行业企业信息，将中国工业企业数据库与中国工业企业污染排放数据库进行匹配，手工剔除自愿性审核的企业，然后利用渐进双重差分法，精细识别强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的影响及其机制。与既有研究相比，本文的边际贡献体现在以下三方面。第一，视角新颖。不同于现有文献强调清洁生产规制在前端治理、过程控制等方面的有效性，本文侧重于该项规制的强制性审核范围，集中探讨强制性清洁生产规制的影响效果及微观机制，拓展了此类环境规制政策评估的研究边界。第二，研究内容深化。本文基于成本增加、不同的技术进步路径、污染转移、规模经济以及企业污染治理途径的作用渠道，多维度打开了强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的“机制黑箱”；并从“宏观—中观—微观”三个方面，检验了工业基地类型、行业污染密集度和企业所有制异质性所引起的政策分化结果。第三，样本选取聚焦。由于不是所有实施清洁生产标准的企业都必须强制执行，已有研究未对此分类筛选，而是按照行业代码将全部有关企业都放入实验组，这可能导致政策效应的识别不够干净。因此，本文在识别样本企业时，手动剔除了自愿加入“清洁生产名单”的制造企业，只关注必须进行强制性审核的制造企业，研究数据更加聚焦，实证分析更具针对性。研究结论有助于揭示强制性清洁生产规制背景下制造企业绿色转型的现实问题，为政府制定和优化环境政策提供经验证据。
（一）强制性清洁生产规制的实施背景及影响
中国早期的环境规制方式以末端治理为主，但总体上污染控制效果有限，同时经济负担较大、资源利用效率不高，因此中国政府逐渐意识到从源头预防污染的重要性。1992年国务院颁布的《环境与发展十大对策》明确提及了清洁生产的问题。此后中国推行的环境法律法规及政策多次涉及清洁生产，极具代表性的是2002年通过的《中华人民共和国清洁生产促进法》，标志着中国清洁生产进入法制化阶段。与之相对应，原国家环境保护总局针对相关行业陆续公布了56项清洁生产标准，作为企业清洁生产审核的前提和基础，审核范围分为自愿性审核和强制性审核两种。自愿性审核由排放达标的企业自愿组织实施，提出进一步节约资源、削减污染物排放量的目标，与之不同的是，强制性审核具有较强的行政约束力和行业针对性，所以聚焦于强制性清洁生产规制进行影响分析具有重要意义。
首先，强制性清洁生产规制是一种强约束性的政策。2004年出台的《清洁生产审核暂行办法》提出对“双超双有”企业实施强制性清洁生产审核，涉及企业名单由行政部门逐级核定，并在当地主要媒体公布。在名单公布之后，有关企业需向媒体公开主要污染排放情况，包括企业基本信息、排放污染物名称、排放方式、排放浓度和总量等，同时由省级以下环保行政部门对此进行核查，并在一年之内将清洁生产审核报告逐级上报。其次，强制性清洁生产规制是一种具有行业针对性的政策。强制性清洁生产审核主要针对石化、化工、钢铁、造纸、水泥和有色等高耗能高污染行业，原国家环境保护总局将清洁生产标准划分为一级、二级和三级，并在生产工艺与装备、资源能源利用、产品、污染物产生、废弃物回收利用和环境管理六个方面对相关行业企业设定评级指标，等级越高（一级最高）则指标完成难度越大。因此，从理论上看，强制性清洁生产规制可以在企业环境治理过程中起到督促作用，推动行业企业间的资源整合配置，这有利于促进制造企业绿色转型。
然而，现实中制造企业能否有效执行清洁生产审核，不仅取决于政策外部约束力的大小，还取决于企业内在驱动力的情况。即使强制性清洁生产规制具有较强的行政约束力，已有研究表明强制性审核未对企业转变生产方式起到根本性作用，主要原因在于审核机制本身的规范性和操作性不足，相关激励性配套措施没有得到细化。一方面，受长期以污染治理为要义的传统环境政策限制，投入到清洁生产这类污染预防型政策的力量十分有限，存在清洁生产审核人才队伍不稳定、技术管理人员缺少规范化培训，以及相关监管体系不健全导致审核机构恶性竞争、审核质量不高等问题，阻碍了清洁生产的推行。另一方面，由于清洁生产产业化的专项资金支持不够，清洁生产的税收优惠政策、持续性奖励机制不完善，金融市场和商业银行中缺乏助力技术创新的融资渠道，企业开展清洁生产活动普遍存在经济障碍。除此之外，社会公众和直接消费者对企业清洁生产的市场需求动力未充分发掘，帮助企业达到标准的信息和技术支持等非经济激励措施依然缺乏，这些都可能造成企业进行绿色转型的内在驱动力不足。据此，本文提出假说1。
假说1：强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型具有显著影响，但作用较为复杂，具体方向仍需进一步的实证检验
（二）强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的影响机制
新古典经济学理论认为，环境规制能够敦促企业将外部环境成本内部消化，这也意味着被规制企业的成本负担会增加，而在技术和需求条件不变的情况下，企业环境合规成本上升必然挤占资本、劳动等生产性投入，又会引致企业生产率和竞争力降低。清洁生产审核需要制定特定的环境技术标准来约束企业，同时规定进入“清洁生产名单”的企业都有义务披露环境信息、接受评估和验收，企业受到政府自上而下和社会自下而上的双重压力，无疑会加大投入进行环境治理。特别对于强制性加入名单的制造企业而言，由于是被迫接受规制，必然会引起企业成本结构的较大变动，从创新资金和生产投资两方面形成“挤出效应”，导致制造企业绿色转型动力不足。一方面，制造企业在转换生产方式的过程中，需要投入大量的人力、物力和财力，而强制性清洁生产规制不仅会直接地给制造企业施加污染防治成本（如在原料使用、生产流程设计、废物回收利用和污染治理等环节加大费用支出），还会间接地造成制造企业生产管理成本增加（如更换生产设备和治污设备，引进专业技术人员，承担员工学习新工艺和新设备的培训费用等），使其不得不缩减原计划用于技术研发的资金投入，造成绿色转型能力下降。另一方面，强制性清洁生产规制下，制造企业需将部分资源配置于环境治理环节，这也势必会挤占制造企业原本用于材料采购、工资发放、产品制造等正常生产活动的费用支出，使得制造企业生产能力下降，在市场竞争中逐渐丧失其原有的竞争力，从而引致它们倾向于选择污染产业转移等策略性行为，这又会进一步降低制造企业绿色转型的意愿。据此，本文提出假说2。
假说2：强制性清洁生产规制会通过“成本增加效应”阻碍制造企业绿色转型
依据“波特假说”的动态视角，资源配置、技术和市场等条件是可变的，环境保护与经济发展也不是互为对立的矛盾关系，合理的环境规制可以激励企业进行技术研发投资，使其通过技术进步获取创新收益，用于抵消部分或全部的合规成本，从而提升企业生产率和竞争力。清洁生产标准实施的初衷是转变企业落后的生产方式，通过提升企业技术水平，改进资源利用效率，实现污染排放的全过程控制。从这一角度，清洁生产规制可以释放“技术进步效应”，对制造企业绿色转型产生有利影响。但是，不同类型的环境规制，触发的是不同的技术进步路径，既有研究认为环境规制作用下企业技术进步路径可分为颠覆式技术创新（自主研发创新）和渐进式技术改造（引进或更新生产和治污设备）两种。而基于强制性审核的清洁生产规制，在实际推进中面临资金不足、激励制度不完善等问题，可能无法从真正意义上倒逼制造企业实行研发创新，进而未能有效推动其绿色转型。首先，从颠覆式技术创新路径来看，自主研发创新是企业摆脱引进和模仿等外部技术依赖模式、通过自主知识产权获取创造性核心技术，并将其应用到生产环节转换为产品生产价值的过程。所以，若制造企业将扭转落后生产方式作为重要目标之一，理论上自主研发创新是其提升经济和环境效率、实现绿色转型最直接有效的技术进步路径。但是，技术范式变革的过程中存在诸多不确定性，如资金投入难以回本、新技术投入产出效率不高、基础性试验研究周期性长成效慢等，这些都将挫伤制造企业的创新积极性。由于强制性清洁生产规制偏向刚性，相关激励措施比较滞后，难免会造成制造企业技术进步路径的偏移。其次，从渐进式技术改造路径来看，通过引进或购买先进机器设备实现技术升级的难度相对较小，因而是创新资源不丰富、存有技术障碍企业的普遍选择。中国制造业转型升级尚未完成，制造企业在创造性地解决环境问题上仍然欠缺，当面对强制性清洁生产规制的短期压力时，有较大可能选择这种渐进减排方式。然而，此时制造企业引进、更新生产或治污设备主要是为了满足政府设定的清洁技术标准，而非提高经济效益和生产效率，且在一定程度上挤占了企业的创新资源，这不利于实现经济与环境双赢的绿色转型。据此，本文提出假说3。
假说3：强制性清洁生产规制会形成“技术进步效应”，但可能无法打通颠覆式技术创新路径，仅表现出渐进式技术改造路径，这导致未能有效推动制造企业绿色转型
面对高强度的环境监管力度，用脚投票也是企业的一种应对策略。现有研究发现环境规制会引起污染转移现象，这不仅表现在企业的区位决策上，也体现到企业的行业选择上。比如沿用解释国际贸易中环境问题的“污染避难所”假说，较多学者验证了当企业本地区环境规制趋于严格时，理性的厂商将进行重新选址，大量污染企业会向环境管制比较宽松的地区迁移，从而导致环境规制强度较低的地区成为污染企业的避难所。基于此，少数学者从行业层面也发现了类似情形，为了降低环境治理成本，企业更愿意选择进入环境规制要求较为宽松的行业。尤其是当该行业环境规制强度持续增加，导致企业合规成本大幅度上升且“波特假说”失效时，这种动态化转移现象容易发生。清洁生产标准是针对不同行业特性制定的规范要求，具有明显的行业针对性，因此实行清洁生产标准的行业面临的规制要求要比其他行业更加严苛，进一步地，对于必须强制性执行审核的企业而言，所承担的规制压力又会更大。在这种情况之下，强制性清洁生产规制可能会影响制造企业的行业选择，促进行业企业的动态变化行为，造成行业维度的污染转移，以及行业“污染避难所”。然而，这只是规避环境规制成本的短视行为，并不利于制造企业实现长期有效的绿色转型。据此，本文提出假说4。
假说4：强制性清洁生产规制会通过“污染转移效应”阻碍制造企业绿色转型
工业经济时代，企业能够通过扩大生产规模来降低长期平均成本，进而实现经济效益最大化，这便是企业内部的规模经济效应。因此，在强制性清洁生产规制的严格要求下，制造企业还可以通过广泛使用机器设备、优化资源利用和管理来获取规模经济优势，企业规模越大，则相应的生产经营成本和环境合规成本越小。而且，企业成本越小也意味着留给企业创新的可用资源越多。由于创新活动具有极大的不确定性，企业进行创新行为选择时一般会权衡期望利润水平和生存利润水平。受到外部环境规制的冲击后，除去生产经营成本和环境合规成本，企业的实际收益可能低于期望利润水平，不过只要高于生存利润水平，企业就可以尝试承担风险进行技术改造或技术创新；如果临近或低于生存利润水平，企业就会欠缺应对创新风险的能力，那么可能暂不实行创新活动。 所以，在强制性清洁生产规制下，大规模制造企业的生产经营成本和环境合规成本更小，同时资源禀赋和经济能力较强、生存利润水平较低，因而承担创新风险、开展颠覆式技术创新的能力也更强，这有利于其节能减排和提升效率。也就是说，大规模的制造企业更容易消化强制性清洁生产规制下的合规成本，进而提高自身绿色转型的能力。据此，本文提出假说5。
假说5：强制性清洁生产规制会通过“规模经济效应”降低企业合规成本，进而促进规模较大的制造企业绿色转型
综上所述，强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的作用机制如图1所示。
图1 强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的作用机制
（一）特征事实
通过分析实验组与对照组企业的绿色转型水平（见图2和图3），可初步得到以下判断：在2003年首次实行强制性清洁生产规制之前，实验组与对照组企业的绿色转型水平基本满足平行趋势条件；考察期内，实验组企业的绿色转型水平均值始终低于对照组，且二者均呈波动上升态势；进一步对两组企业的绿色转型水平作差，不管是依据均值还是中位数来计算，在强制性清洁生产规制的主要实施区间（2003—2010年）组间差值均逐渐增加，说明实验组与对照组企业的绿色转型水平差距在不断扩大。这些侧面反映出强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的推动作用可能有限。
图2 实验组与对照组企业绿色转型水平均值变化
图3 实验组与对照组企业绿色转型水平差值变化
（二）识别策略
由于强制性清洁生产规制是分批次实施的，本文采用渐进双重差分法检验其对制造企业绿色转型的影响，模型设定如下。
其中，green为被解释变量制造企业绿色转型；post_treat为核心解释变量，即渐进双重差分变量：post_treat=post×treat；post为二元实验期变量，表示强制性清洁生产规制实施时间，treat为二元处理变量，代表是否属于实验组企业；control为影响制造企业绿色转型的控制变量；
为企业固定效应；
为时间固定效应；
为地区固定效应；
为行业固定效应；ε为随机误差项。
（三）变量选择和数据样本
1.被解释变量
本文被解释变量为制造企业绿色转型（green）。关于绿色转型的测度，目前尚未统一，主要有构建指标体系进行综合评价和引入非期望产出测算生产率两种方式，但前者具有一定的主观性，而后者能够综合地反映经济效率与环境效率。因此，本文选择第二种测度方式，基于投入产出的分析框架，测算制造企业绿色全要素生产率作为衡量指标。具体来说，首先使用方向距离函数和Malmquist-Luenberger（ML）生产率指数测度法，得到制造企业绿色全要素生产率的增长率，再以2001年作为基期，假设该年制造企业绿色全要素生产率均为1，与此后的ML指数连乘，从而得到样本期内的制造企业绿色全要素生产率数值，数值越大说明制造企业绿色转型水平越高。计算过程借鉴álvarez等 通过Matlab软件编程实现。其中，使用资本存量作为资本投入指标，以2001年为基期的固定资产投资价格指数折算固定资产净值来衡量；劳动投入以制造企业从业人数来衡量；能源投入以煤炭消费总量来衡量；期望产出是2001年为基期的工业总产值，平减指数为工业品出厂价格指数；非期望产出包括制造企业废水、废气排放总量。
2.核心解释变量
将渐进双重差分模型（1）中的post_treat变量定为核心解释变量，当企业所属行业从第t年开始执行强制性清洁生产规制时，则将t年及之后的post_treat取值为1，之前的post_treat取值为0。
3.控制变量
制造企业是否愿意进行绿色转型与其自身的发展情况紧密相关，为了增强实验组与对照组企业绿色转型水平的可比性，本文对两组企业的内部发展特征进行控制，主要包括：企业规模（scale），具体为企业主营业务产品销售额的对数值及其平方项（
）；资产负债率（ratio），具体为企业总负债与总资产的比值；固定资产周转率（turnover），具体为企业主营业务产品销售额与固定资产净值年平均余额的比值；政府补贴哑变量（subsidy），若企业有补贴收入则取值为1，否则为0。
4.数据说明
本文数据来源主要涉及以下几个方面：（1）企业经营发展数据来源于中国工业企业数据库；（2）企业污染物排放及治理、能源消费等数据来源于中国工业企业污染排放数据库；（3）企业专利数据来源于国家知识产权局（SIPO）；（4）清洁生产审核适用性行业及企业名单来源于生态环境部的官方网站；（5）其他数据如平减指数等来源于EPS数据库。对于缺失数据，使用插值法进行完善；对于企业开工时间等无法匹配或存在矛盾的指标，结合数据变化趋势和实际情况进行手工校正。
为了更准确地估计强制性清洁生产规制的净效应，首先依据龙小宁和万威 的方法，将清洁生产规制的适用性行业、《国民经济行业分类》（GB/T4754-2002）、中国工业企业数据库和中国工业企业污染排放数据库的行业小类名称进行匹配，归纳出实行清洁生产规制的相关制造行业，具体见表1。然后，将满足以下条件之一的企业视为异常样本进行删除：（1）营业状态出现停业、筹建、撤销和其他等情况；（2）全部从业人员年平均人数小于8；（3）流动资产、固定资产净值、总销售额、外商资本、国有资本、实收资本和补贴收入中的一项小于0；（4）流动资产、固定资产和固定资产净值中的一项大于总资产；（5）本年折旧大于累计折旧。接着，手工剔除计算被解释变量所需的投入产出指标缺失或为0，以他等情况；（2）全部从业人员年平均人数小于8；（3）流动资产、固定资产净及在生态环境部公布的5批《实施清洁生产审核并通过评估验收的重点企业名单》中显示自愿性审核的企业。最后，将样本限定为制造企业，获得2001—2012年的实验组企业717家、对照组企业1251家，有效观测值23616个。
表1 清洁生产规制涉及的四分位行业和代码
（一）基准回归结果
表2列示了基准模型（1）的回归结果，其中列（1）和列（2）是最小二乘估计（OLS）下控制了时间、地区和行业固定效应的结果，列（3）和列（4）是固定效应模型（FE）下控制了时间和企业固定效应的结果。无论是OLS估计还是FE估计，post_treat系数均为负且达到了1%的显著性水平，加入控制变量后拟合优度有所提高，系数值差异不大分别为-0.0153和-0.0168。说明强制性清洁生产规制未能有效推动制造企业绿色转型，可能是受到市场需求动力不足、激励措施不到位、未形成长效的审核机制等问题的影响。以上对假说1进行了验证。
控制变量方面。企业规模（scale）对制造企业绿色转型存在显著的负向作用，但其平方项（scale²）具有显著的正向影响，表明企业规模与制造企业绿色转型存有U型非线性关系。通常而言，规模越大的制造企业越有可能产生规模经济效应以降低成本，并投入较多资金用于自主研发新技术，从而有利于企业加快绿色转型步伐。同时结果显示，只有企业规模越过一定阈值才会对企业绿色转型产生放大效果。资产负债率（ratio）系数显著为负，说明制造企业负债越少，越有能力进行绿色转型。固定资产周转率（turnover）系数显著为正，说明提高制造企业的固定资产利用效率有利于其进行绿色转型。政府补贴（subsidy）系数不显著，说明补贴收入对于推动制造企业绿色转型的作用不大。因为政府补贴短期内可以给予企业比较充足的低风险流动性资产，在合规成本得到较大缓解的情况下，企业进行绿色转型的意愿很可能不足。
表2 基准结果
（二）稳健性检验
1.平行趋势检验
如上文所述，强制性清洁生产规制实施（2003年）前，实验组与对照组的绿色转型水平变化大致同步，政策执行后二者演变趋势出现分化，说明两组基本满足平行趋势假设。进一步地，本文参考曹翔和李慎婷设定的模型，利用2001—2002年政策实施前的子样本开展平行趋势假设检验，具体如下：
其中，trend_treat为重新设置的渐进双重差分变量：trend_treat=trend×treat；trend在年份2001、2002年分别设为1和2；treat代表是否在2003、2006—2010年实行强制性清洁生产规制，执行为1，反之为0。其余变量含义同基准模型（1）。根据表3列（1）和列（2）的检验结果，不管是否控制了其他因素，trend_treat的系数均不显著，这表明在2001—2002年，实验组与对照组存在明显差异的可能性很小。据此，平行趋势假设在政策执行前成立。
2.安慰剂检验
借鉴曹清峰的处理办法，通过随机化实验组与对照组进行安慰剂检验。具体而言，将原来实验组中受规制的企业视为“假”的对照组，并且保持强制性清洁生产规制实施的时间不变，即如果在t年有n个企业受到规制，那么，从当年以及之前从来没有受到规制的企业中抽取n个企业作为“假”的实验组，由此重新对模型进行估计。将上述过程在OLS和FE两种方法下重复1000次，可分别得到1000个post_treat的估计系数，对应的核密度分布如图4所示。结果显示，post_treat系数的均值分别为0.0088和0.0101，和表2中的基准回归结果明显不同，因此本文结果可以通过安慰剂检验。
图4 安慰剂检验
3.PSM-DID估计
在大样本情况下，标准的双重差分法可能会出现“选择性偏差”问题，因此本文进一步使用倾向得分匹配双重差分法（PSM-DID）进行稳健性检验。考虑到2003年涉及强制性清洁生产规制的样本数量较少，且2003—2006年间存在政策间隔期，可能会影响未纳入实验组的制造企业决策，本文参考吴茵茵等的做法，只对政策执行前（2001—2002年）的样本进行逐年倾向得分匹配，匹配方法分别为半径匹配、近邻匹配和核匹配，协变量为基准模型（1）中的控制变量。表3列（3）至列（5）显示，不管在哪种匹配方法下，post_treat的系数都在1%水平上显著为负，说明基准结果是稳健的。
4.改变时间窗宽
已有研究表明中国工业企业数据库在1998—2007年的数据质量相对较高，因此本文将时间区间更换为2001—2007年，按照上文的数据遴选过程重新凝练出34895个样本进行回归。表3列（6）显示post_treat系数在5%水平上显著为负，这再次证明了本文结果具有稳健性。
5.剔除同期政策干扰
在估计过程中还可能受到2007年SO₂排污权交易制度的影响，从而导致估计效应出现偏差。为剔除该政策的潜在干扰，本文先删除位于11个排污权试点地区的制造企业，再进行渐进双重差分估计。表4列（1）显示剔除了排污权交易制度的干扰后，post_treat系数显著为负，表明上述结果依然稳健。
6.考虑控制变量的时变效应
通过增加控制变量与年份哑变量的交互项来调整基准模型（1），以控制因变量的影响因素及其时间变动趋势，具体如下：
表4列（2）中的post_treat系数仍显著为负，说明控制变量的时变效应对基准结果没有太大影响，本文结论是稳健的。
7.考虑行业与时间的交互效应
为了控制随行业且随时间变动的行业时变因素，在基准模型（1）的基础上添加行业与时间的交互固定效应并进行调整，具体如下：
表4列（3）的实证结果显示，post_treat的系数依旧显著为负，因此可以判断本文结论具有较强的稳健性。
表3 稳健性检验1
表4 稳健性检验2
（三）异质性特征
对于不同地区、不同行业以及拥有不同特性的企业，政策效果可能会有所不同，因此下面沿着“宏观—中观—微观”思路，从工业基地类型、行业性质和企业所有制三个方面，对强制性清洁生产规制的异质性影响进行考察。
1.工业基地类型异质性
在地区间资源禀赋、产业结构和发展机制等方面不一致的情况下，强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的作用效应可能存在差异。不同于大多数文献将样本划分为东、中、西部的做法，本文依据《全国老工业基地调整改造规划（2013—2022年）》确定的老工业基地范围，将样本分为老工业基地和非老工业基地两个子样本进行回归，使其更加贴合本文的研究范畴。从表5的检验结果可以看出，两组post_treat的回归系数均为负，而老工业基地分组系数不显著，且绝对值小于非老工业基地分组，表明强制性清洁生产规制对非老工业基地的制造企业绿色转型有显著抑制作用，但对老工业基地制造企业绿色转型的抑制作用不显著。可能是因为老工业基地产业的重型化特征比较明显，高污染高耗能的制造企业较多，急需进行绿色转型；同时，老工业基地制造业发展的基础条件较好，在资源储量、资产存量、产业规模和产业地位等方面更具优势，并且聚集了大量的高素质人才和国家级技术研发实验机构，更有利于制造企业开展创新活动，使得强制性清洁生产规制引致的负向冲击不明显。
表5 工业基地类型异质性检验
2.行业异质性
强制性清洁生产规制对不同污染程度的制造企业绿色转型影响是否存在差异？为解答这一疑问，借鉴李长青等的做法，将2007年国务院实行的《第一次全国污染源普查方案》涉及的重污染制造行业归类于污染密集型行业①，其他制造行业归于非污染密集型行业，然后分组进行回归，结果见表6。不难发现，列（1）和列（2）中post_treat系数均为负，其中列（2）的系数显著且绝对值较大，说明与污染密集型制造企业相比，强制性清洁生产规制对非污染密集型制造企业绿色转型的抑制作用更明显。一般来说，资源消耗和污染排放程度高的企业面临较大的规制风险，为求达标更有动力去改进落后生产方式，因而短期内绿色转型的成效较为显著；相比之下，非污染密集型企业的资源消耗和污染排放程度较低，可能存在转型动力不足的情况。因此，强制性清洁生产规制对污染密集型制造企业绿色转型的负向影响较弱。
表6 行业异质性检验
3.企业所有制异质性
就不同所有制的制造企业而言，政策规制对其绿色转型的影响可能也不尽相同。本文进一步依据企业所有制，将样本划分为国有和非国有制造企业，来分析强制性清洁生产规制对两组样本的影响。回归结果见表7。可以发现，国有和非国有制造企业post_treat的系数均为负，其中国有制造企业的系数在1%水平上显著，且绝对值大于非国有制造企业，这表明强制性清洁生产规制对国有制造企业绿色转型的抑制作用明显强于非国有制造企业。由于国有企业与政府存在天然的联系，在资源分配尤其是政策优惠、资金补贴等方面具有得天独厚的优势，可能会导致国有企业在应对市场变化和技术革新时反应迟钝，而且一系列政策支持引起的替代效应也会削弱国有企业的创新积极性，这些都不利于其提升绿色化水平。与之相反，非国有企业自负盈亏，为了在市场竞争的激烈角逐中生存并崭露头角，更期望通过增强创新能力来长期有效地缓解乃至弥补合规成本，因此受到强制性清洁生产规制的负面影响并不显著。
表7 企业所有制异质性检验
（四）影响机制检验
上文结果显示，强制性清洁生产规制无法有效推动制造企业绿色转型，一个随之而来的问题是，强制性清洁生产规制通过哪些途径作用于制造企业绿色转型。为了验证上文提出的成本增加效应、技术进步效应、污染转移效应和规模经济效应是否存在，下面分别对这几个影响机制进行检验。
1.成本增加效应
制造企业面对强制性清洁生产规制时，可能考虑额外增加成本费用以满足规制要求，这主要体现在以下三个方面：一是添置有助于企业节能减排的新型生产或治污设备，反映在企业资本投入量的增加，可用固定资产合计来衡量；二是为使用新型清洁机器或开展治污活动，企业会另外招纳专业技术人员、增加治污劳动力，表现为应付工资薪酬的上升；三是增加清洁生产或末端治理机器设备的使用次数，这就会加大机器设备折损程度，使企业折旧上升。因此，参照张彩云分别引入固定资产合计（captial）、企业总工资（wage）、本年折旧（c_dep）和累计折旧（a_dep）作为成本增加效应的间接指标（MED），构建如下模型进行检验：
表8 成本增加效应检验
2.技术进步效应
灵活且适当的环境规制能够为企业减排提供更多的机动性，在利润最大化目标的驱动下，企业为缓解环境规制带来的额外压力，也会通过技术性变革来促进绿色转型。但是，前文表明强制性环境规制具有显著的成本增加效应，增加了制造企业机器设备的资产投入、运转次数以及相关劳动力成本，这反映出受到强制性审核的制造企业更倾向于渐进式减排，即通过添加生产或治污设备这种渐进式的技术改造路径来满足标准，而非颠覆式的技术创新路径。对此，本文也进一步添加颠覆式技术创新指标进行验证，包括企业创新质量（quality）、全要素生产率（tfp）、能源利用效率（energy）和绿色技术创新（tech）。其中，企业专利信息是用来衡量其创新质量的常用指标，考虑到专利申请与专利授权相比更贴近于企业真实的发明时间，且发明专利更具新颖性和核心价值，本文使用企业发明专利申请数来衡量企业创新质量。企业全要素生产率依据韩超和胡浩然构建的投入产出指标并通过OP法来进行测算。企业大量燃烧化石能源是造成废气排放的重要原因之一，而燃料煤是主要用于燃烧的工业用途煤炭，因此采用燃料煤消费量的对数值来表征能源利用效率。绿色技术创新借鉴尤济红和王鹏的方法，通过ML生产率指数的绿色技术创新指数分解项来表征。另外，ML生产率指数还可分解出绿色技术效率指数ec，参考李长青等的研究，将其作为企业通过引进先进技术、学习模仿技术先发者来实现技术进步的体现，用于渐进式技术改造路径的补充验证。
从表9列（1）至列（4）的post_treat系数来看，强制性清洁生产规制没有显著提升企业创新质量、全要素生产率、能源利用效率和绿色技术创新水平，即没有发现强制性清洁生产规制打通颠覆式技术创新路径的证据，说明其无法推动制造企业绿色转型的一大原因在于未形成有效的技术创新机制。此外，列（5）的post_treat系数显著为正，表明强制性清洁生产规制下制造企业侧重于引进技术加以模仿的方式来达成目标，再次印证了制造企业更愿意采用渐进式技术改造路径，但此时企业并非以提升生产率为主要目标，还需要牺牲部分原用于创新的资源，并不利于其实现真正意义上的绿色转型。
表9 技术进步效应检验
3.污染转移效应
事实上，制造企业为了应对环境管制产生的额外负担，除了通过创新收益补偿合规成本，还有另一种策略性选择：转移到环境规制较为宽松的地区或行业。鉴于强制性清洁生产规制的行业属性较强，可能引发企业在行业层面的动态变化，因此本文借鉴孙博文的思路，构造新建企业概率（p_new）和新建企业数量（n_new），并将post_treat直接对其进行回归。与已有企业相比，新建企业对环境规制的合规成本更加敏感，所以强制性清洁生产规制如果引起污染转移效应，首先会对行业新建企业的进入产生负面影响。其中，新建企业以中国工业企业数据库中的企业开工年份作为辨别依据，若企业的开工年份与当期年份一致，则认为是新建企业，并据此生成虚拟变量指代新建企业概率，新建企业数量则是行业内每年新建企业数量的加总。
从表10的回归结果来看，列（1）至列（4）中post_treat的系数显著为负，无论是否控制其他混杂因素，强制性清洁生产规制都明显降低了制造企业的新建概率和新建数量，也就是对新建企业的迁入存在较强的抑制作用，这在一定程度上说明了行业层面污染转移效应的存在性。这一结论也从侧面解释了强制性清洁生产规制为什么无法引致制造企业转向颠覆式技术创新路径。
表10 污染转移效应检验
4.规模经济效应
企业规模扩大可以在符合标准的机器设备、资源利用和经营管理等方面实现规模经济，前文的基准结果也表示制造企业规模与绿色转型水平存有U型关系，那么强制性清洁生产规制能否透过规模经济效应来影响制造企业绿色转型？对此，沿着龙小宁和万威的思路，在基准模型中加入政策变量（post_treat）与企业规模（size）的交互项（post_treat_size），具体如下：
其中，企业规模（size）分别用企业总销售额的对数值（scale）和企业总资产的对数值（asset）表示，控制变量中不包括企业规模的二次项。从表11的结果可以看出，post_treat的回归系数依旧显著为负，不过与企业规模的交互项post_treat_scale和post_treat_asset系数均显著为正，说明强制性清洁生产规制能够促进规模较大的制造企业绿色转型。大规模制造企业的资金和财力雄厚，且在规模经济的优势下，平均生产成本和环境合规成本更低，因此强制性清洁生产规制对其绿色转型未形成明显的负向冲击。这也揭示，强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的影响效应，主要是通过向企业施加合规成本来产生的，技术创新机制并未打通。
表11 规模经济效应检验
5.进一步分析：制造企业污染治理途径
实践中，制造企业一般可以通过两种途径来进行污染减排：一是加强源头削减，通过提升技术效率、转变能源结构和资源重复利用等方式，来减少或避免企业生产过程中污染物的产生与排放；二是开展末端治理，通过增加污染治理投资、添置污染治理设备等措施，对污染物排放加以处理。 沿着上述途径，针对废水和SO₂两大污染类型，进一步考察强制性清洁生产规制对制造企业污染减排行为选择的影响。
对于源头削减这一途径，通过考察强制性清洁生产规制对制造企业生产过程中的废水产生量（water）、重复用水率（r_water）、SO₂产生量（SO ₂）和洁净燃气使用量（air）的影响来进行检验，重复用水率通过重复用水量除以工业用水总量来衡量。其中，污染物产生量可以体现制造企业通过改良技术提高效率释放的减排效应，重复用水率可以反映制造企业的资源回收利用情况，洁净燃气使用量可以显示制造企业能源结构的变化特征。表12中各列系数都显著为正，表明强制性清洁生产规制下制造企业生产过程中污染物产生量仍然会增加，不过在提高重复用水率和洁净燃气使用量方面具有较好成效。这也揭示了强制性清洁生产规制没有促使制造企业增强内生技术减排动力，制造企业主要是通过重复利用资源、增加使用新能源来进行源头削减。
针对制造企业污染物的末端治理，主要从废水的治污设施数量（w_facility）和设施处理能力（w_ability）、废气的治污设施数量（g_facility）和设施处理能力（g_ability）这几个方面展开检验，回归结果如表13所示。列（1）至列（4）post_treat的系数显著为正，表明强制性清洁生产规制使制造企业废水和废气的治理设施数及处理能力得到显著提高，整体上加强了制造企业废水和废气的末端治理力度。以上均说明强制性清洁生产规制难以驱动制造企业技术升级转换，制造企业主要是通过策略性的方式来满足政策要求。
表12 强制性清洁生产规制对制造企业污染源头削减的影响
表13 强制性清洁生产规制对制造企业污染末端控的影响
实体经济发展与生态环境融合是中国加快形成绿色生产力的关键路径，在此过程中应全面认识清洁生产环境规制的影响作用。那么，实行强制性审核的清洁生产规制能否推动制造企业绿色转型？对此，本文基于生态环境部公布的强制性清洁生产审核行业企业信息，匹配中国工业企业数据库和中国工业企业污染排放数据库得到2001—2012年的制造企业样本，通过渐进双重差分法检验了强制性清洁生产规制对制造企业绿色转型的影响效应及作用机制。结果显示，强制性清洁生产规制未能有效促进制造企业绿色转型，该结论在经过一系列稳健性检验之后依然成立。异质性分析表明，这种负向效应对老工业基地、污染密集型行业和非国有性质的制造企业甚微，意味着非国有重型污染企业存在努力改进的现象。机制检验表明，强制性清洁生产规制具有明显的成本增加效应、污染转移效应和规模经济效应，且技术进步效应主要显现在渐进式的技术改造路径，说明强制性清洁生产规制是通过调整企业合规成本来影响制造企业绿色转型，对颠覆式技术创新缺乏激励作用。进一步研究发现，在规制压力下，制造企业主要是通过资源重复利用、增加使用新能源来进行污染物的源头削减，同时配合更新机器设备、增加治污设备和加强治污能力等污染物末端控制的方式来满足规制要求。上述结论具有较强现实意义，本文得到以下政策启示。
第一，加大对强制性审核制度的影响评估，提高强制性清洁生产规制的有效性。本文研究结果表明，实施强制性清洁生产审核无法促进制造企业绿色转型，原因之一在于其形成的成本增加效应过大。强制性规制手段本质上是通过“看得见的手”来纠正“市场失灵”问题，正是如此，可能会引发相当大的规制成本从而削弱制造企业绿色转型的积极性。政府通过强制手段对企业进行清洁生产审核，容易存在信息不完全现象，对企业所需的资金支持及所承担的验收成本了解不全面。因此，有必要对强制性规制手段可能产生的成本和收益进行事前或事后评估，提高相应政策实施的有效性。
第二，强化清洁生产“过程控制”的思想理念，提升企业技术升级转换的保障能力。本文研究结果显示，强制性清洁生产规制的创新激励不足且容易诱发污染转移现象，在规制压力之下，制造企业更倾向于通过资源重复利用、使用新能源、强化治污设备和处理能力等策略性方式来实现审核目标。因此，一方面要全方位理解清洁生产的内涵，除了突出强调“前端控制”概念，还要强化“过程控制”思想，引导企业不只是着眼于源头削减的策略性技术，而是加强更为重要的生产过程控制技术；另一方面，可通过简化清洁生产审核手续、完善生产全过程相关税收优惠、加大绿色金融扶持等措施，来支撑企业解决技术研发周期长、融资难等问题，保障企业在技术升级转换上持续发力。
第三，根据企业特点制定差异化的清洁生产评估目标和咨询业务，避免环评“一刀切”现象。本文研究发现，强制性清洁生产规制的负向影响对老工业基地、污染密集型行业和非国有性质的制造企业作用不显著，侧面反映了强制性审核的改进作用主要集中在非国有重型污染企业。因此，政府在设计清洁生产评估目标时，要充分了解不同行业、不同区域、不同所有制性质企业的产排污特点，全面考虑企业的异质性再进行精准施策，而不是采取“一刀切”的目标管理方式，如对非国有重型污染企业可提高最低排放标准，对国有清洁企业可强化过程管理倒逼其改进和转变。另外，清洁生产审核大多由第三方机构进行，所以还需加强清洁生产审核咨询业务的指导，使审核机构可以针对不同规制主体提供不同咨询服务，进而规范审核流程、提升审核质量。