结果列于表4中的一项所述对于投资实物的边际效应环保支出百分点的变化是1.5左右，换算成弹性系数为0.13。因此，增加了10％（以绝对水平）的环保支出相对应的增加约1.3％，增加的投资为有形商品。类似弹性发现投资于机械和生产投资（约0.15），而对应的值投资新的建筑都是有所回落（0.06）。环境税的收入，我们得到弹性约为0.1，与除了投资新建筑（0.25）。我们观察对于即时消息（IC）的更高弹性去对应ETCE（EREV），这意味着机器投资敏感地适应环境标准，同时投资建筑灵敏反应环境税。

最后，表4显示，我们观察到所有产生积极影响投资方式和环境这两个措施在平均值监管评估其边际效应时，所有的协变量。使用分布的高阶矩（比方说，在第90百分位），事实证明，边际效应是有点低，但为正值，暗示的因素和波特假设被证实在合理的范围内严格水平。仅在非常高的水平的环保支出和税收（上面的第99百分位）我们观察到的负边际效应，反过来，表明我们的结果不适合用于上述的一个支撑

5.2稳健性

   我们承接一些稳健性的检查，始终立足于我们的中等式说明书。 （1）在第一组的敏感性分析中，我们有公共补贴意在挑起环保企业活动作为额外的控制。24补贴减少了公司的合规成本，因此预期刺激工业活动。另一方面，如果减排成本本来就高，这对公司将是一个值得的投资友好型技术的环境。接受补贴在这种情况下可能会为降低减排成本效益提供了坚定的环保标准。在这种情况下，补贴与投资负相关。此外，艾丽丝和弗雷迪克森（2002年），依靠环境监管的关系与贸易，证明了估计结果可能是严重偏离了从实证模型得出的补贴。该估计结果在表A6（附录A）表明，这似乎不是我们的欧洲工业样品中的情况。再次，我们得到显著正参数估计值的两个指标，他们的平方项展品显著消极的迹象。对于环保补贴本身，我们观察积极的估计和他们的平方负系数变量（只适用于总的和生产性投资显著）。

   其次，有人可能会说，我们的估计结果是敏感到所有变量标准化的经验模型的方式。一个特别需要注意的可能是，我们没有获得资本存量。从数据来看，但计算采用永续盘存法相应的系列。为了说明这个论点，我们使用一个变量替代权重方案。 （1）与国家特定行业的劳动力成本，WIC，吨，而不是相应的资本存量（各自的数据都取自欧盟统计局的年度企业统计）。结果示于表A7在附录A相比于估计结果在表3中。我们得出了类似的结论有关在使用这种标准时环境管制对投资的影响。唯一例外的是，我们的解释变量现在是微不足道的对于投资新的建筑。

   接下来，我们检查我们的估计结果是否对具体公式假设敏感。特别是，有人可能会怀疑，落后的自变量一个周期不占调节变量的内生性是否充分。从某种程度上说，这种假设显示在表2的第一面板，显示出一个弱显著效果，在过去的环境税收同期变化改变新建筑的投资。为了考虑这样的颠倒因果关系，我们有解释的第二滞后变量，而不是式中的第一个滞后变量。 相应的估计结果见附录A的表A8显示，我们观察到类似的参数估计值比在表3中，特别是关于所述调节变量。这让我们得出的结论是滞后的选择长度似乎不是决定性的在我们的应用程序。

   最后，我们估计动态面板模型，而不是静态的。这样的规范已经被Blundell（1996）等人和Bond和Meghir（1994）提出。具体来说，我们有一个滞后因变量和其上的右手侧方式，并通过施加一个系统的被布伦德尔和债券（1998年）发布的GMM方法估计该模型。估计结果总结在表A9（附录A）。动态模式似乎确认我们先前的调查结果，关于环境税环保支出和收入，尽管我们只获得弱显著的估计。总体而言，我们的敏感性分析总结在表A5到A9的附录A表明，我们关于影响投资环境监管的定性的结果并不与使用额外的控制变量或不同的经验规范相矛盾。