陳雨柯

內(nèi)容提要：環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的“弱波特假說”得到諸多研究文獻(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)，但創(chuàng)新活動(dòng)提高企業(yè)績效以補(bǔ)償環(huán)境遵循成本的“強(qiáng)波特假說”卻很少得到相關(guān)研究的驗(yàn)證。本文利用2007-2015年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用Homamoto的兩階段法對(duì)“強(qiáng)波特假說”進(jìn)行分析，并討論政府財(cái)政分權(quán)是否會(huì)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制會(huì)促進(jìn)企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入，但會(huì)抑制企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入，環(huán)保研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績效與競爭力不產(chǎn)生顯著影響，非環(huán)保研發(fā)投入則存在顯著正影響；企業(yè)社會(huì)責(zé)任與強(qiáng)制型環(huán)境規(guī)制驅(qū)使企業(yè)將研發(fā)資金轉(zhuǎn)向環(huán)保創(chuàng)新，但財(cái)政分權(quán)會(huì)弱化這一影響。上述結(jié)論說明“強(qiáng)波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立。

關(guān)鍵詞：強(qiáng)波特假說；企業(yè)績效；環(huán)保創(chuàng)新；環(huán)境規(guī)制；財(cái)政分權(quán)

中圖分類號(hào)：F0622文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2018）01-0143-10

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的矛盾越來越嚴(yán)重，通過環(huán)境規(guī)制來約束企業(yè)生產(chǎn)行為成為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家普遍采取的主要措施之一。但是，作為被規(guī)制對(duì)象的企業(yè)，面對(duì)逐漸趨強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制，是選擇被迫性污染處罰繼續(xù)生產(chǎn)，還是加大技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)“一勞永逸”？對(duì)此，政府部門倡導(dǎo)的環(huán)境規(guī)制到底對(duì)企業(yè)產(chǎn)生什么影響，不同的理論存在不一致的觀點(diǎn)。傳統(tǒng)新古典理論認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制盡管能在一定程度上約束企業(yè)污染行為，改善社會(huì)環(huán)境問題，但會(huì)增加企業(yè)的環(huán)境成本費(fèi)用，抑制研發(fā)資金，最終降低產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平和企業(yè)績效。與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)不同，“波特假說”認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行更多的創(chuàng)新投入，長期上創(chuàng)新投入帶來的績效增長會(huì)超過環(huán)境成本，并能提升企業(yè)的產(chǎn)品競爭力。Jaffe & Palmer（1997）將“波特假說”分解為“弱波特假說”和“強(qiáng)波特假說”兩個(gè)版本，“弱波特假說”是指合理的環(huán)境規(guī)制能夠有效激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，“強(qiáng)波特假說”是指環(huán)境規(guī)制引致的企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)能完全補(bǔ)償企業(yè)的環(huán)境規(guī)制遵循成本，提高企業(yè)經(jīng)營績效和競爭力。

“波特假說”提出后受到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注和支持，大多數(shù)學(xué)者從不同樣本、不同測(cè)度指標(biāo)、不同計(jì)量方法等角度展開了實(shí)證檢驗(yàn)。從目前一些學(xué)者的相關(guān)文獻(xiàn)綜述來看，大多數(shù)學(xué)者得出了“波特假說”成立的結(jié)論，但這里的波特假說普遍是“弱波特假說”，而對(duì)“強(qiáng)波特假說”的驗(yàn)證較少，或是得出“弱波特假說成立，強(qiáng)波特假說不成立”的結(jié)論。對(duì)此結(jié)論，本文認(rèn)為有兩個(gè)方面的解釋。首先，“弱波特假說”可能是統(tǒng)計(jì)學(xué)上的假象，發(fā)展中國家政府越來越重視環(huán)境問題，環(huán)境規(guī)制水平逐年上升，與此同時(shí)，企業(yè)所遭受的市場(chǎng)競爭程度日趨激烈，這倒逼企業(yè)加大研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新爭取市場(chǎng)份額，因此環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入可能存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的正相關(guān)，但研發(fā)投入并非由環(huán)境規(guī)制倒逼產(chǎn)生，這就使得環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效的關(guān)系不能確定，“強(qiáng)波特假說”沒有成立；其次，絕大多數(shù)學(xué)者在驗(yàn)證“弱波特假說”時(shí)并未區(qū)分環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新，而是考慮環(huán)境對(duì)企業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新的影響，但是這兩種創(chuàng)新對(duì)企業(yè)的競爭力和企業(yè)績效的影響機(jī)制并不相同。企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入的目的是規(guī)避環(huán)境政策，使企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營符合環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，避免后期的環(huán)境處罰，而非環(huán)保創(chuàng)新的目的是通過提升產(chǎn)品質(zhì)量來提高企業(yè)的競爭力和績效，以抵消環(huán)境懲罰成本。不同的企業(yè)家對(duì)環(huán)境規(guī)制的態(tài)度和應(yīng)對(duì)方式不同，也使得環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)最終績效和競爭力存在差異。這使部分企業(yè)管理者有環(huán)保創(chuàng)新的意識(shí)，但在環(huán)保創(chuàng)新不能產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益后逐漸產(chǎn)生退卻態(tài)度，寧愿遭受環(huán)境懲罰而不再增加環(huán)保投入，這也是“綠色悖論”①的另一種解釋。這最終導(dǎo)致了“強(qiáng)波特假說”完全喪失，同時(shí)也弱化了“弱波特假說”。

對(duì)于實(shí)證文獻(xiàn)關(guān)于“波特假說”是否成立檢驗(yàn)結(jié)論的不一致，一些學(xué)者（張平，2016）指出這與不同研究樣本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、區(qū)域環(huán)境、政治制度的差異性有關(guān)，劉和旺（2016）也指出環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系存在一定的條件，政府制度會(huì)對(duì)環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生影響。因此本文認(rèn)為“強(qiáng)波特假說”是否成立也受到政府制度的影響。在我國，環(huán)境規(guī)制政策一般由中央政府統(tǒng)一制定，由地方政府執(zhí)行，然而在中央與地方的財(cái)政分權(quán)制度下，地方政府有足夠的操作空間，政府官員可能會(huì)出于自身利益有選擇性地執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策。這源于地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)機(jī)，在官員晉升考核主要圍繞地區(qū)生產(chǎn)總值指標(biāo)的政治背景下，地方政府很可能隱形地對(duì)環(huán)境政策采取“非完全執(zhí)行”的態(tài)度，通過犧牲環(huán)境來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。部分學(xué)者（張華，2014；羅能生等，2017）得出了一致結(jié)論，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)改革是導(dǎo)致環(huán)境政策失靈的主要因素。在此機(jī)制下，中央的環(huán)境政策執(zhí)行效果可能大打折扣，也導(dǎo)致了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新態(tài)度的轉(zhuǎn)變，最終影響技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和企業(yè)競爭力。因此財(cái)政分權(quán)體制可能是影響“波特假說”成立的一個(gè)重要因素，本文認(rèn)為在“強(qiáng)波特假說”檢驗(yàn)過程中應(yīng)納入這一變量。

為重新檢驗(yàn)“強(qiáng)波特假說”，驗(yàn)證“弱波特假說成立，強(qiáng)波特假說不成立”這一觀點(diǎn)，本文選擇企業(yè)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。為保證“強(qiáng)波特假說”檢驗(yàn)的充分性和完整性，本文主要考慮三個(gè)方面：一是導(dǎo)致“強(qiáng)波特假說”不成立的一個(gè)重要原因是環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與非環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)競爭力和企業(yè)績效的影響不同，但以往分析未將兩種創(chuàng)新投入分開，由于地方環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、企業(yè)類型不同，企業(yè)的非環(huán)保創(chuàng)新投入比例存在較大差別，這會(huì)影響環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效的關(guān)系；二是考慮了“強(qiáng)波特假說”的外部影響因素。在對(duì)“弱波特假說”檢驗(yàn)時(shí)，較多學(xué)者發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系受到第三者因素（主要是政府和地區(qū)）的調(diào)整作用，地方政府對(duì)企業(yè)環(huán)境污染的態(tài)度以及財(cái)政分權(quán)體系會(huì)影響環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，也會(huì)傳導(dǎo)到企業(yè)績效和企業(yè)競爭力；三是采用宏觀層面環(huán)境規(guī)制和微觀層面企業(yè)績效數(shù)據(jù)。目前較多文獻(xiàn)在檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系時(shí)，采用的是省級(jí)或者行業(yè)層面的數(shù)據(jù)，這會(huì)影響從宏觀政策到微觀企業(yè)行為的傳導(dǎo)機(jī)制判斷，此外加總數(shù)據(jù)也不能反映分解數(shù)據(jù)的企業(yè)差異性，使估計(jì)結(jié)果不合理。為此，本文選取我國A股上市公司數(shù)據(jù)，將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新分為環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制是否對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，并最終影響企業(yè)績效，并探討財(cái)政分權(quán)在這一過程中是否存在調(diào)節(jié)作用。endprint

二、文獻(xiàn)回顧

政府設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制政策的目標(biāo)是限制企業(yè)的污染性生產(chǎn)經(jīng)營行為，從而達(dá)到降低污染排放量，起到環(huán)境保護(hù)的作用。然而，對(duì)于被規(guī)制的對(duì)象企業(yè)來說，環(huán)境規(guī)制必然增加企業(yè)的環(huán)境遵循成本，為抵消這一部分“額外支出”，企業(yè)通常會(huì)選擇環(huán)保創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新，前者從污染源解決企業(yè)的環(huán)境污染問題，降低企業(yè)的環(huán)境成本，后者則期望通過提高企業(yè)產(chǎn)品的競爭力和企業(yè)績效來抵消環(huán)境成本。因此理論上環(huán)境規(guī)制會(huì)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的“弱波特假說”是可能成立的，然而，環(huán)境規(guī)制下的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是否能增加企業(yè)競爭力和企業(yè)績效，這則取決于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)能否超過環(huán)境遵循成本。新古典環(huán)境學(xué)說認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制使企業(yè)的環(huán)境污染成本“內(nèi)部化”，企業(yè)不得不增加額外支出，降低了企業(yè)績效和競爭力?！安ㄌ丶僬f”則認(rèn)為恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”和“先動(dòng)優(yōu)勢(shì)”，提高企業(yè)的績效和競爭力?！皠?chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”是指企業(yè)由于環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)創(chuàng)新能帶來企業(yè)績效上升，而企業(yè)績效上升能補(bǔ)償環(huán)境規(guī)制的環(huán)境成本。創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)可以分為“過程補(bǔ)償”和“產(chǎn)品補(bǔ)償”，其中“過程補(bǔ)償”指環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)主動(dòng)研發(fā)更為先進(jìn)的生產(chǎn)工藝或技術(shù)，“產(chǎn)品補(bǔ)償”指環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)生產(chǎn)更加符合市場(chǎng)環(huán)境的綠色環(huán)保產(chǎn)品。“先動(dòng)優(yōu)勢(shì)”是指當(dāng)一個(gè)地區(qū)率先實(shí)施環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，該地區(qū)的企業(yè)會(huì)進(jìn)行研發(fā)生產(chǎn)出更多符合環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)品，從而在地區(qū)競爭力中存在先前優(yōu)勢(shì)。

自從“波特假說”被提出后，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)競爭力到底存在何種影響陷入了爭議中，為此許多學(xué)者從實(shí)證的角度進(jìn)行檢驗(yàn)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，大多數(shù)學(xué)者對(duì)“波特假說”的前半部分即“弱波特假說”進(jìn)行了檢驗(yàn)，但所得結(jié)論不一致，部分學(xué)者得出了環(huán)境規(guī)制能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論（Ford et al.，2014；Yang & Yang，2015；原毅軍和謝榮輝，2015；曾義等，2016），也有學(xué)者得出了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新為非線性U型關(guān)系（殷寶慶，2012；蔣伏心等，2013；劉和旺等，2016），部分學(xué)者還得出了不確定的關(guān)系，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用存在地區(qū)、行業(yè)差異，并且受衡量指標(biāo)、計(jì)量方法、政府體制等影響（余偉等，2016；張平等，2016）。

對(duì)于“強(qiáng)波特假說”的驗(yàn)證相對(duì)偏少，主要有環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率的影響、環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效的影響兩個(gè)方面。王杰和劉斌（2014）以1998-2011年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，分析得出環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“倒N型”關(guān)系，其認(rèn)為現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制水平整體較低。原毅軍和謝榮輝（2016）通過分析環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長之間的關(guān)系，得出“強(qiáng)波特假說”是否成立既與環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度相關(guān)，也與環(huán)境規(guī)制的類型相關(guān)。劉和旺（2016）研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率間存在倒U型關(guān)系，適宜的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能激發(fā)企業(yè)的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”。劉傳江和趙曉夢(mèng)（2017）驗(yàn)證了強(qiáng)波特假說在不同污染程度行業(yè)是否成立，結(jié)果顯示“強(qiáng)波特假說”在工業(yè)部門內(nèi)存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性，高碳密集產(chǎn)業(yè)和中碳密集產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與綠色全要素生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系，低碳密集產(chǎn)業(yè)呈倒“U”型關(guān)系，這表明假說成立取決于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。在企業(yè)績效方面，Peuckert（2014）研究得出短期環(huán)境規(guī)制與競爭力負(fù)相關(guān)，長期則有利于企業(yè)競爭力和績效提升。胡元林和孫旭丹（2015）運(yùn)用SCP分析框架，分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效的影響，得到市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制和自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)環(huán)保行為和企業(yè)績效均產(chǎn)生顯著的正向影響。李樹等（2016）借鑒現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的“結(jié)構(gòu)-行為-績效”分析范式，得出環(huán)境規(guī)制能提高企業(yè)績效。廖瑞斌（2016）利用中國三大經(jīng)濟(jì)集聚區(qū)的工業(yè)企調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效有顯著正影響。

此外一些學(xué)者將“弱波特假說”和“強(qiáng)波特假說”結(jié)合在一起研究，蔣秀蘭和沈志漁（2015）指出國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)提出一些有價(jià)值的觀點(diǎn)并就弱波特假說形成了較為一致的意見，但對(duì)強(qiáng)波特假說的理論和實(shí)證方面的研究結(jié)論仍存在較大分歧。Lanoie et al.（2011）運(yùn)用7個(gè)OECD國家的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制能激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，但會(huì)弱化企業(yè)的經(jīng)營績效，這說明環(huán)境規(guī)制引致創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績效的積極作用小于環(huán)境規(guī)制帶來的成本上升。Rubashkina et al.（2015）基于歐洲制造業(yè)部門，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)競爭力的關(guān)系，結(jié)果支持了弱波特假說，而強(qiáng)波特假說不成立。Leeuwen & Mohnen（2017）利用荷蘭制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新有顯著的正向關(guān)系，但生態(tài)創(chuàng)新并不能提升企業(yè)績效。國內(nèi)學(xué)者頡茂華等（2014）利用滬深A(yù)股企業(yè)數(shù)據(jù)分析得到環(huán)境規(guī)制對(duì)中國重污染企業(yè)的R&D投入起到一定的促進(jìn)與激勵(lì)作用，但環(huán)境規(guī)制與企業(yè)的經(jīng)營績效呈負(fù)向關(guān)系，污染型企業(yè)由于加大環(huán)保投資，使資本從生產(chǎn)經(jīng)營投入流向了環(huán)保，影響了企業(yè)經(jīng)營績效。余偉等（2017）的工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)得出了相同的結(jié)論。

由以上文獻(xiàn)可以看出，目前在環(huán)境規(guī)制下，污染型企業(yè)已有研發(fā)意識(shí)和研發(fā)創(chuàng)新行為，但技術(shù)創(chuàng)新卻很少產(chǎn)生創(chuàng)新績效，企業(yè)競爭力和企業(yè)績效并未得到顯著提升，造成“創(chuàng)新補(bǔ)償機(jī)制”缺失。對(duì)此的機(jī)制已在前面進(jìn)行了解析。本文認(rèn)為，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新成果能否抵消環(huán)境成本與研發(fā)費(fèi)用的總和，關(guān)鍵在于研發(fā)創(chuàng)新能否產(chǎn)生企業(yè)績效效應(yīng)。為此不同于以往一些文獻(xiàn)直接考察環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，本文采用Homamoto（2006）的兩步法進(jìn)行分析，第一步檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，第二步檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績效的影響。進(jìn)一步，由于企業(yè)綠色環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新更多的是改善企業(yè)生產(chǎn)性行為，規(guī)避環(huán)境處罰，相反，非環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新的目的是通過提升產(chǎn)品競爭力來抵消環(huán)境處罰，因此不同類型的創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績效效應(yīng)不同，以往文獻(xiàn)未將創(chuàng)新分類檢驗(yàn)，這也可能是導(dǎo)致“強(qiáng)波特假說”結(jié)論難以確定的主要因素。為此，本文主要結(jié)合財(cái)政分權(quán)的背景，檢驗(yàn)企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新與非環(huán)保創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績效的影響，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，全面重新驗(yàn)證“強(qiáng)波特假說”。endprint

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者基于省級(jí)或行業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)“波特假說”進(jìn)行檢驗(yàn)，這存在非常明顯的缺陷，即會(huì)將非創(chuàng)新企業(yè)和創(chuàng)新企業(yè)綜合在一起，導(dǎo)致結(jié)果失真。企業(yè)是環(huán)境規(guī)制的最終實(shí)施對(duì)象和決策反應(yīng)主體，因此利用企業(yè)數(shù)據(jù)直接觀察更為合理。本文以中國A股制造業(yè)上市公司為初始樣本，并進(jìn)行如下原則篩選：（1）剔除ST、PT類型上市公司；（2）剔除研究期間（2007-2015年）存續(xù)不完整或者主要變量數(shù)據(jù)存在較多缺失值的企業(yè)；（3）剔除《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中沒有披露企業(yè)所在地城市數(shù)據(jù)的企業(yè)。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)處理，最終得到了527家企業(yè)共4599個(gè)觀測(cè)值。為了避免變量存在嚴(yán)重的極端值問題，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了雙側(cè)共計(jì)1%的縮尾（Winsorize）處理。本文企業(yè)基本面數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，研發(fā)數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫。地區(qū)環(huán)境規(guī)制和財(cái)政分權(quán)變量原始數(shù)據(jù)取自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本區(qū)間設(shè)定為2007-2015年，之所以選擇初始年份為2007年，是考慮到2006年財(cái)政部在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中要求上市企業(yè)披露研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)，因此該數(shù)據(jù)從2007年起才被披露。

（二）模型構(gòu)建

“波特假說”的內(nèi)涵是環(huán)境規(guī)制首先促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其次企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)競爭力和企業(yè)績效。為此本文考慮結(jié)構(gòu)-行為-績效（SCP）范式，采用Hamamoto（2006）的兩階段法來檢驗(yàn)“強(qiáng)波特假說”是否成立。

第一階段是分析環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，也是“弱波特假說”的驗(yàn)證。模型設(shè)定為：

RDit=C+α1×ERit+∑jβjXj，it+indi+yeart+εit（1）

RDit=C+α1×ERit+α2×（ER×FD）it+∑jβjXj，it+indi+yeart+εit（2）

在模型（1）中，RDit是企業(yè)研發(fā)投入，代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。本文考慮到企業(yè)在環(huán)境規(guī)制下的創(chuàng)新行為可以分為環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新兩種，因此RDit不僅表示企業(yè)總創(chuàng)新投入，也表示企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入RD1it、非環(huán)保創(chuàng)新投入RD2it。ERit表示環(huán)境規(guī)制水平，Xj，it表示第j個(gè)方程控制變量，ind、yeart分別表示企業(yè)所在行業(yè)和時(shí)期虛擬變量。模型（2）中FD是財(cái)政分權(quán)變量，ER×FD用于觀測(cè)財(cái)政分權(quán)對(duì)“弱波特假說”的影響。

第二階段是分析技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)競爭力的影響。具體設(shè)定以下兩個(gè)模型：

comptit=C+α1×RDit+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（3）

comptit=C+α1×RD1it+α2×RD2it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（4）

comptit=C+α1×RDit+γ1×（RD×FD）it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（5）

comptit=C+α1×RD1it+α2×RD2it+γ1×（RD1×FD）it+γ2×（RD2×FD）it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit （6）

在模型（3）、（4）中，comptit是企業(yè)競爭力變量，RDit、RD1it、RD2it分別表示企業(yè)總創(chuàng)新投入、環(huán)保創(chuàng)新投入和非環(huán)保創(chuàng)新投入。之所以將RDit與RD1it、RD2it分開，是考慮到多重共線性的問題。Yj，it表示第j個(gè)方程控制變量。模型（5）、（6）是在模型（3）、（4）的基礎(chǔ)上引入研發(fā)投入與財(cái)政分權(quán)的交叉項(xiàng)，判斷財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)競爭力關(guān)系的影響。

如果“強(qiáng)弱波特假說”成立，那么以上模型中，環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)和研發(fā)投入變量系數(shù)應(yīng)顯著為正。

（三）變量選取和說明

1.企業(yè)競爭力

“強(qiáng)波特假說”是指環(huán)境規(guī)制引致創(chuàng)新提升企業(yè)績效和企業(yè)生產(chǎn)率，為此本文對(duì)于企業(yè)競爭力的衡量采用兩個(gè)指標(biāo)，第一個(gè)指標(biāo)是企業(yè)績效，對(duì)于企業(yè)績效，頡茂華等（2014）用托賓Q值、李樹等（2016）用總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率進(jìn)行衡量，本文認(rèn)為企業(yè)績效更應(yīng)該表現(xiàn)在財(cái)務(wù)績效上，因此本文用凈資產(chǎn)收益率（ROE，凈利潤與企業(yè)凈資產(chǎn)之比）進(jìn)行代理；第二個(gè)指標(biāo)是企業(yè)生產(chǎn)率，余偉等（2016）用勞動(dòng)生產(chǎn)率、李強(qiáng)（2017）用企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行衡量，本文借鑒余偉的方法，用勞動(dòng)生產(chǎn)率（productivity，企業(yè)增加值與企業(yè)職工人數(shù)之比，其中企業(yè)增加值=企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入

SymboltB@ 增加值率）進(jìn)行代理。

2.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

國內(nèi)學(xué)者在檢驗(yàn)“弱波特假說”時(shí)大多數(shù)用企業(yè)總研發(fā)投入代替企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而很少將企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)行環(huán)保創(chuàng)新型投入和非環(huán)保創(chuàng)新型投入?yún)^(qū)分，對(duì)此的主要原因是國內(nèi)企業(yè)并未嚴(yán)格區(qū)分環(huán)保和非環(huán)保研發(fā)投入、環(huán)保專利數(shù)和非環(huán)保專利數(shù)，造成數(shù)據(jù)缺失。本文借鑒Hamamoto（2006）的方法，將企業(yè)總研發(fā)投入分解為環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入。具體計(jì)算方法為：

RD1t=βER×[ΔERtERt-1]×RDt（7）

RD2t=RDt-RD1t（8）

其中，ΔERt/ERt-1是環(huán)境規(guī)制水平的變化率，βER是待估計(jì)系數(shù)，本文參考頡茂華等（2014）將其值取為1，RDt是企業(yè)總研發(fā)投入。對(duì)于企業(yè)總研發(fā)投入，2007年新準(zhǔn)則實(shí)施后上市公司被要求對(duì)研發(fā)投入數(shù)據(jù)進(jìn)行披露。在披露的報(bào)表中，研發(fā)投入主要來自報(bào)表中“研發(fā)支出”及“管理費(fèi)用”、“支付的其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金”中的“研究開發(fā)費(fèi)”、“技術(shù)開發(fā)費(fèi)”等。本文取這三項(xiàng)費(fèi)用加和作為企業(yè)當(dāng)年的研發(fā)投入額。

3.環(huán)境規(guī)制

目前學(xué)者對(duì)于環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)并不統(tǒng)一，較多學(xué)者用污染去除率衡量，如張華（2014）用工業(yè)二氧化硫（SO2）去除率進(jìn)行衡量，傅強(qiáng)等（2016）用廢物利用率進(jìn)行衡量，本文認(rèn)為在目前無法統(tǒng)計(jì)獲得各個(gè)地區(qū)明文出臺(tái)的環(huán)境規(guī)制政策文件的情況下，用廢物利用率或者去除率來衡量環(huán)境規(guī)制有一定的合適性。為此，本文用企業(yè)所在地級(jí)市的工業(yè)固體廢物利用率來衡量環(huán)境規(guī)制程度，同時(shí)，用工業(yè)二氧化硫去除率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。兩個(gè)指標(biāo)數(shù)值越高，表示環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)。endprint

4.財(cái)政分權(quán)

目前部分學(xué)者用各省預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出與中央預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出之比衡量財(cái)政分權(quán)，也有學(xué)者用本級(jí)政府財(cái)政支出占全部（中央加地方）的財(cái)政支出的比例來衡量財(cái)政分權(quán)程度，如鄧慧慧和桑百川（2015）。本文將企業(yè)所在地級(jí)市作為宏觀政策向微觀企業(yè)傳導(dǎo)的最終政府環(huán)節(jié)，因此本文同時(shí)納入市、省、中央三個(gè)層級(jí)的財(cái)政支出數(shù)據(jù)。為了消除人口規(guī)模的影響，本文用人均財(cái)政支出表示。財(cái)政分權(quán)等于人均地級(jí)市財(cái)政支出/（人均地級(jí)市財(cái)政支出+人均省凈財(cái)政支出+人均中央財(cái)政支出）。其中省凈財(cái)政支出=全省財(cái)政支出-各地級(jí)市財(cái)政支出之和。

5.控制變量

對(duì)于模型（1）和模型（3），本文選擇不同的控制變量。其中模型（1）的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、內(nèi)部控制、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、現(xiàn)金流、主營收入增長率6個(gè)變量，模型（3）的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、內(nèi)部控制、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、成本費(fèi)用率6個(gè)變量。各變量的具體定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥吹剑髽I(yè)凈資產(chǎn)收益率均值為0070，中位數(shù)為0079，說明大致服從正態(tài)分布，5%分位點(diǎn)數(shù)為-0105，95%分位點(diǎn)數(shù)為0264，可見不同企業(yè)間企業(yè)績效差異較為明顯。企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率均值為2334萬元，中位數(shù)為1551萬元，說明呈現(xiàn)右偏分布。企業(yè)總研發(fā)投入額均值為12億元，中位數(shù)為3560萬元，其中環(huán)保研發(fā)投入均值為33738萬元，中位數(shù)為31萬元，非環(huán)保研發(fā)投入均值為116億元，中位數(shù)為3430萬元，計(jì)算可得環(huán)保研發(fā)投入占比28%，非環(huán)保研發(fā)投入占比972%，二者差異非常明顯，并且從中位數(shù)與均值的差異來看，較多上市企業(yè)缺乏環(huán)保創(chuàng)新投入。企業(yè)所在地環(huán)境規(guī)制（工業(yè)固體廢物利用率）平均水平為0875，5%分位數(shù)點(diǎn)為0503，95%分位數(shù)點(diǎn)為0998，說明地區(qū)間環(huán)境規(guī)制程度存在較大差異。工業(yè)二氧化硫去除率有相似特征。財(cái)政分權(quán)強(qiáng)度均值水平為0773，5%分位數(shù)點(diǎn)為0558，99%分位數(shù)點(diǎn)為0963，說明地方政府普遍具有較高的財(cái)政分權(quán)程度。其余控制變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

（二）模型估計(jì)結(jié)果

1基準(zhǔn)結(jié)果

本文首先采用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)模型（1）、模型（2）、（3）進(jìn)行估計(jì)，通過F test和Hausman test進(jìn)行模型選擇，最終在1%概率水平下拒絕了F test和Hausman test的原假設(shè)，最終選擇面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)。表3列（1）-列（3）是模型（1）的估計(jì)結(jié)果，可以看到當(dāng)因變量分別是企業(yè)總研發(fā)投入、環(huán)保研發(fā)投入、非環(huán)保研發(fā)投入時(shí)，環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)分別為-0054、28612和-0344，分別統(tǒng)計(jì)不顯著，在1%概率下統(tǒng)計(jì)顯著和在5%概率下統(tǒng)計(jì)顯著，說明環(huán)境規(guī)制并不影響企業(yè)總創(chuàng)新投入，但能促進(jìn)企業(yè)的環(huán)保創(chuàng)新投入，抑制企業(yè)的非環(huán)保創(chuàng)新投入，這表明高水平的環(huán)境規(guī)制會(huì)使企業(yè)增加環(huán)保型創(chuàng)新，從而擠占了非環(huán)保型創(chuàng)新。對(duì)于控制變量，在10%概率下顯著（至少2個(gè)）的有企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)投入呈正相關(guān)，而資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)研發(fā)投入呈負(fù)相關(guān)，其余變量影響不顯著。

列（4）-列（5）分別是模型（3）、模型（4）的估計(jì)結(jié)果，可以看到列（4）企業(yè)總研發(fā)投入變量系數(shù)為0016，在5%概率下統(tǒng)計(jì)顯著，說明企業(yè)總研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績效有正向作用，列（5）將企業(yè)總研發(fā)投入分為環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入，結(jié)果顯示lnrd1變量系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，而lnrd2變量系數(shù)在5%概率下顯著為正，說明企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)績效不存在顯著影響，非環(huán)保創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)績效有促進(jìn)效應(yīng)。由此結(jié)果初步解釋了“弱波特假說成立，強(qiáng)波特假說不成立”的原因，即政府環(huán)境規(guī)制使得制造業(yè)企業(yè)將部分非環(huán)保創(chuàng)新投入資本和資源轉(zhuǎn)向環(huán)保創(chuàng)新投入，因此環(huán)境規(guī)制能激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的“弱波特假說”成立，但是非環(huán)保創(chuàng)新不能提升企業(yè)績效，而非環(huán)保創(chuàng)新的企業(yè)績效補(bǔ)償效應(yīng)又受到環(huán)境規(guī)制的制約，最終導(dǎo)致“強(qiáng)波特假說”不成立。該結(jié)果與頡茂華等（2014）的結(jié)論相同?？刂谱兞恐校?%概率下統(tǒng)計(jì)顯著的有企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、迪博內(nèi)控指數(shù)、所有權(quán)性質(zhì)和企業(yè)管理費(fèi)用率，資產(chǎn)負(fù)債率越低、迪博內(nèi)控指數(shù)越高、非國有、管理費(fèi)用率越低，企業(yè)績效越高。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)是否會(huì)影響環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而影響企業(yè)績效，本文在表3模型基礎(chǔ)上引入財(cái)政分權(quán)交叉項(xiàng)變量，即估計(jì)模型（2）、模型（4）和模型（5），結(jié)果見表4。觀察列（1）-列（3），可以看到單獨(dú)的環(huán)境規(guī)制變量分別為-0580、33077、-1022，顯著性與表3一致，說明環(huán)境規(guī)制會(huì)促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入，但會(huì)抑制非環(huán)保創(chuàng)新投入，與表3結(jié)論相同。環(huán)境規(guī)制與財(cái)政分權(quán)的交叉項(xiàng)變量系數(shù)分別為0889、-6262、0951，分別在10%概率下統(tǒng)計(jì)顯著、統(tǒng)計(jì)不顯著和統(tǒng)計(jì)顯著，這說明財(cái)政分權(quán)對(duì)環(huán)境規(guī)制的企業(yè)創(chuàng)新投入效應(yīng)有反向調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：對(duì)環(huán)境規(guī)制的企業(yè)總創(chuàng)新投入和非環(huán)保創(chuàng)新投入負(fù)效應(yīng)有正向調(diào)節(jié)作用，而對(duì)環(huán)境規(guī)制的企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入正效應(yīng)有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。這說明財(cái)政分權(quán)深入背景下，地方政府可能出于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、財(cái)稅競爭動(dòng)機(jī)和自身政治利益而對(duì)中央的環(huán)境政策采取“模糊執(zhí)行”的態(tài)度（張華，2014），從而使地方轄區(qū)內(nèi)企業(yè)在經(jīng)濟(jì)利益下放棄增加環(huán)保研發(fā)投入，加大生產(chǎn)性研發(fā)投入。由此也反映了我國地方政府與企業(yè)之間存在某種政治關(guān)聯(lián)，而企業(yè)在利潤最大化的經(jīng)營目標(biāo)下，一旦環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變?nèi)?，就?huì)迅速放棄綠色創(chuàng)新繼續(xù)投入生產(chǎn)行為的現(xiàn)象?？刂谱兞恐?，企業(yè)規(guī)模顯著為正，資產(chǎn)負(fù)債率顯著為負(fù)，而其余變量系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，與表3一致。

列（4）與列（5）是在表3列（4）、（5）的基礎(chǔ)上引入研發(fā)投入與財(cái)政分權(quán)交叉項(xiàng)的結(jié)果，可以看到單獨(dú)的企業(yè)總研發(fā)投入和企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入系數(shù)仍然為正，而環(huán)保研發(fā)投入系數(shù)不顯著，與表3結(jié)果一致。而三個(gè)交叉項(xiàng)變量系數(shù)在10%概率下均統(tǒng)計(jì)不顯著，說明財(cái)政分權(quán)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系不產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，這可能是由于財(cái)政分權(quán)是宏觀政府層面的變量，與微觀企業(yè)不產(chǎn)生直接關(guān)聯(lián)?？刂谱兞恐?，統(tǒng)計(jì)顯著的依然是企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、迪博內(nèi)控指數(shù)、所有權(quán)性質(zhì)和企業(yè)管理費(fèi)用率，與表3高度一致。endprint

2基于不同衡量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述關(guān)于“強(qiáng)波特假說”不成立的結(jié)果是否穩(wěn)健，本文從兩個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，一是替換前面的環(huán)境規(guī)制指標(biāo)和企業(yè)績效指標(biāo)，二是運(yùn)用一步法，即直接考察環(huán)境規(guī)制度企業(yè)績效的影響。對(duì)于第一個(gè)角度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表5，其中環(huán)境規(guī)制由企業(yè)所在城市的工業(yè)二氧化硫去除率（SO2）衡量，企業(yè)績效由企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（lnproductivity）衡量。從表5看出，列（1）-列（3）下，單獨(dú)的SO2變量分別為負(fù)向顯著、正向顯著和負(fù)向顯著，與表4基本一致，再次驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入有正效應(yīng)，對(duì)非環(huán)保創(chuàng)新投入有負(fù)效應(yīng)。交叉項(xiàng)變量分別為正向顯著、負(fù)向顯著和正向顯著，說明財(cái)政分權(quán)對(duì)二氧化硫去除率的企業(yè)研發(fā)投入效應(yīng)有反向調(diào)節(jié)作用，表明在財(cái)政分權(quán)下，會(huì)降低環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新的負(fù)作用，同時(shí)也會(huì)降低環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新的正作用。對(duì)于列（4）與列（5），可以看到單獨(dú)的lnrd、lnrd1和lnrd2三個(gè)變量系數(shù)分別顯著大于0、不顯著、顯著大于0，與表2和表3具有一致結(jié)果，而企業(yè)研發(fā)投入與財(cái)政分權(quán)的交叉項(xiàng)也表現(xiàn)為正向顯著（lnrd

SymboltB@ fd）、不顯著（lnrd1

SymboltB@ fd）、正向顯著（lnrd2

SymboltB@ fd），說明財(cái)政分權(quán)會(huì)影響非環(huán)保研發(fā)投入與企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系，這與表4結(jié)果相異，對(duì)此本文認(rèn)為財(cái)政分權(quán)在弱化環(huán)境規(guī)制作用同時(shí)，會(huì)使企業(yè)將更多資本用于非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高了企業(yè)生產(chǎn)率，但生產(chǎn)率的提高不一定能提升企業(yè)績效，這取決于企業(yè)研發(fā)成果能否抵消研發(fā)投入與環(huán)境成本之和。由表4結(jié)果說明財(cái)政分權(quán)下，企業(yè)新增非環(huán)保研發(fā)成果不能完全抵消研發(fā)投入與環(huán)境成本。

3基于一步法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效是否存在直接影響，本文借鑒Gray & Shadbegian（2003），設(shè)定如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

comptit=C+α1×RDit+γ1×ERi，t-1+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（9）

comptit=C+α1×RDit+γ1×ERi，t-1+γ2×（ERi，t-1×fd）+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（10）

其中RDit表示企業(yè)總研發(fā)投入，也表示企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入。ERi，t-1為滯后一期的環(huán)境規(guī)制，主要是考慮到從環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施到企業(yè)增加研發(fā)投入從而對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生影響需要時(shí)間過程。

對(duì)于模型（9）和模型（10）的估計(jì)結(jié)果如表6所示，可見列（1）、（2）未引入環(huán)境規(guī)制與財(cái)政分權(quán)的交叉項(xiàng)時(shí)，企業(yè)總創(chuàng)新投入與非環(huán)保創(chuàng)新投入變量分別在5%和10%概率下統(tǒng)計(jì)顯著為正，而環(huán)保創(chuàng)新投入變量不顯著，這個(gè)結(jié)果與前面一致。而環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，說明環(huán)境規(guī)制未對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生直接影響。列（3）、（4）下為引入交叉項(xiàng)后的結(jié)果，顯示lnrd與lnrd2變量仍然在5%和10%概率下顯著大于0，lnrd1變量統(tǒng)計(jì)不顯著，環(huán)境規(guī)制與交叉項(xiàng)變量也在10%概率下統(tǒng)計(jì)不顯著，再次說明環(huán)境規(guī)制不會(huì)影響企業(yè)績效，同時(shí)財(cái)政分權(quán)對(duì)二者關(guān)系并不產(chǎn)生顯著影響。

通過表5和表6的分析，最終驗(yàn)證和表明本文所得結(jié)論是穩(wěn)健的，即“強(qiáng)波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立，盡管企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新能提升企業(yè)績效與競爭力，但高環(huán)境規(guī)制水平會(huì)使企業(yè)將部分研發(fā)資金轉(zhuǎn)向環(huán)保創(chuàng)新，而環(huán)保創(chuàng)新并不能帶來企業(yè)績效和競爭力上升。與此同時(shí)，財(cái)政分權(quán)會(huì)適當(dāng)弱化這一影響，財(cái)政分權(quán)使企業(yè)降低環(huán)保創(chuàng)新投入，增加非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，但對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)績效影響不明顯。本文的結(jié)果為“弱波特假說”成立存在一定條件、“強(qiáng)波特假說”不成立提供了中國經(jīng)驗(yàn)解釋，眾多學(xué)者在檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)時(shí)，未將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)分環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與非環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新，導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果不一致。本文認(rèn)為在企業(yè)財(cái)務(wù)預(yù)算體系下，企業(yè)的研發(fā)投入往往是固定的，環(huán)境規(guī)制水平上升會(huì)使企業(yè)在增加環(huán)保創(chuàng)新投入還是繼續(xù)維持非環(huán)保創(chuàng)新投入之間進(jìn)行權(quán)衡，而不同環(huán)境規(guī)制水平、不同研發(fā)投入強(qiáng)度等會(huì)造成企業(yè)決策相異，最終影響“弱波特假說”的成立。而對(duì)于“強(qiáng)波特假說”，關(guān)鍵在于企業(yè)將研發(fā)資金如何分配，在環(huán)境規(guī)制下，企業(yè)如果增加環(huán)保研發(fā)投入，會(huì)擠占非環(huán)保研發(fā)投入，由于前者不能產(chǎn)生明顯的企業(yè)績效（只增加了綠色創(chuàng)新成本），在綜合作用下會(huì)降低企業(yè)績效；而企業(yè)如果不增加環(huán)保研發(fā)投入，那么將遭受環(huán)境懲罰，從本文的分析結(jié)果看非環(huán)保創(chuàng)新投入產(chǎn)生的企業(yè)收益能抵消環(huán)境成本，帶來企業(yè)績效上升，但是現(xiàn)實(shí)中企業(yè)社會(huì)責(zé)任約束、強(qiáng)制型環(huán)境政策等使得企業(yè)不得不將部分資本投入到綠色創(chuàng)新、節(jié)能減排中，最終未能實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制通過引致創(chuàng)新提高企業(yè)績效，因此“強(qiáng)波特假說”在中國還不成立。

五、結(jié)論

目前較多國內(nèi)外學(xué)者對(duì)環(huán)境規(guī)制是否能引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的“弱波特假說”進(jìn)行檢驗(yàn)，而對(duì)環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)創(chuàng)新是否能提高企業(yè)績效與企業(yè)競爭力的“強(qiáng)波特假說”卻關(guān)注很少。然而，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能否帶來企業(yè)績效和競爭力上升？以往學(xué)者未將企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)行環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入的區(qū)分，然而二者對(duì)企業(yè)績效的影響是不同的，這也是造成“創(chuàng)新補(bǔ)償機(jī)制”成立與否的一個(gè)重要因素。本文利用2007-2015年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用Homamoto（2006）的兩階段法對(duì)“強(qiáng)波特假說”進(jìn)行分析，并討論政府財(cái)政分權(quán)是否會(huì)對(duì)這一結(jié)果產(chǎn)生影響。實(shí)證結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制會(huì)促進(jìn)企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入，但會(huì)抑制企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入，環(huán)保研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績效與競爭力不產(chǎn)生顯著影響，非環(huán)保研發(fā)投入則存在顯著正影響。企業(yè)社會(huì)責(zé)任與強(qiáng)制型環(huán)境規(guī)制驅(qū)使企業(yè)將研發(fā)資金轉(zhuǎn)向環(huán)保創(chuàng)新，但財(cái)政分權(quán)會(huì)弱化這一影響，財(cái)政分權(quán)使企業(yè)降低環(huán)保創(chuàng)新投入，增加非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)率，但對(duì)企業(yè)績效影響不明顯。在運(yùn)用不同衡量指標(biāo)以及考察環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效直接影響后，所得結(jié)論是穩(wěn)健的，說明“強(qiáng)波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立。endprint

注釋：

①“綠色悖論”是指環(huán)境規(guī)制政策增多、規(guī)制程度加強(qiáng)下，社會(huì)的環(huán)境污染問題并沒有得到遏制，能源消費(fèi)、大氣排放等不減反增。

參考文獻(xiàn)：

[1]Jaffe A.B.， Stavins R.N. Dynamic Incentives of Environmental Regulations： The Effects of Alternative Policy Instruments on Technology Diffusion[J].Journal of Environmental Economics & Management，1995，29（3）：43-63.

[2]張平，張鵬鵬， 蔡國慶.不同類型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響比較研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2016，26（4） ：8-13.

[3]劉和旺，鄭世林，左文婷.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究[J].科研管理 2016，37（5）：33-41.

[4]張華.“綠色悖論”之謎：地方政府競爭視角的解讀[J].財(cái)經(jīng)研究，2014（12）：114-127.

[5]羅能生，王玉澤.財(cái)政分權(quán)_環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率——基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的實(shí)證研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27 （4）：110-118.

[6]Ford J.A.， Steen J.， Verreynne M.L. How environmental regulations affect innovation in the Australian oil and gas industry： going beyond the Porter Hypothesis[J]. Journal of Cleaner Production，2014，84（1）：204-213.

[7]Yang F.， Yang M. Analysis on China′s eco-innovations： Regulation context， intertemporal change and regional differences[J].European Journal of Operational Research，2015，247 （3）：1003-1012.

[8]原毅軍，謝榮輝.FDI、環(huán)境規(guī)制與中國工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長——基于Luenberger指數(shù)的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題，2015 （8）：84-93.

[9]曾義，馮展斌，張茜.地理位置、環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型[J].財(cái)經(jīng)研究，2016，42（9）：87-98.

[10]殷寶慶.環(huán)境規(guī)制與我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率——基于國際垂直專業(yè)化視角的實(shí)證[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，22（12）：62-68.

[11]蔣伏心，王竹君，白俊紅.環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的雙重效應(yīng)——基于江蘇制造業(yè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2013（7）：44-55.

[12]余偉，陳強(qiáng)，陳華.不同環(huán)境政策工具對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響分析——基于2004-2011年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].管理評(píng)論，2016，28（1）：53-61.

[13]王杰，劉斌.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（3）：44-56.

[14]原毅軍，謝榮輝.環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長———對(duì)“強(qiáng)波特假說”的再檢驗(yàn)[J].中國軟科學(xué)，2016（7）：144-154.

[15]劉傳江，趙曉夢(mèng).強(qiáng)“波特假說”存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性嗎？——基于產(chǎn)業(yè)碳密集程度細(xì)分的視角[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（6）：1-9.

[16]Peuckert J. What shapes the impact of environmental regulation on competitiveness？ Evidence from executive opinion surveys[J].Environmental Innovation and Societal Transitions，2014，10：77-94.

[17]胡元林，孫旭丹.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)績效影響的實(shí)證研究——基于SCP分析框架[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2015，32（21）：108-113.

[18]李樹，趙曉樂，婁昌龍.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效——基于代理成本的視角[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2016，18（2）：89-97.

[19]廖瑞斌.集聚區(qū)的環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與企業(yè)績效[J].經(jīng)濟(jì)問題，2016（1）：49-56.

[20]蔣秀蘭，沈志漁.基于波特假說的企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)機(jī)制與創(chuàng)新績效研究[J].經(jīng)濟(jì)管理，2015（5）：190-199.

[21]Lanoie P.， Lucchetti J.， Johnstone N.， Ambec S. Environmental policy，innovation and performance： New insights on the Porter Hypothesis[J].Journal of Economics and Management Strategy，2011，20（3）：803-842.

[22]Rubashkina Y.， Galeotti M.， Verdolini E. Environmental regulation and competitiveness： Empirical evidence on the Porter Hypothesis from European manufacturing sectors[J].Energy Policy，2015， 83（35）：288-300.endprint

[23]Leeuwen G.V.， Mohnen P. Revisiting the Porter hypothesis： an empirical analysis of Green innovation for the Netherlands[R].Merit Working Papers， 2013，67（2）：295-319.

[24]頡茂華，王瑾，劉冬梅.環(huán)境規(guī)制_技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)經(jīng)營績效[J].南開管理評(píng)論，2014，17（6）：106-113.

[25]余偉，陳強(qiáng)，陳華.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)營績效——基于37個(gè)工業(yè)行業(yè)的實(shí)證分析[J].科研管理，2017，38（2）：18-25.

[26]李強(qiáng).環(huán)境分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于我國制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)的分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2017，43（3）：133-144.

[27]Hamamoto M. Environmental Regulation and the Productivity of Japanese Manufacturing Industries[J].Resource and Energy Economics，2006，28（4）：299-312.

[28]傅強(qiáng)，馬青，Bayanjargal S.地方政府競爭與環(huán)境規(guī)制：基于區(qū)域開放的異質(zhì)性研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2016，26（3）：69-75.

[29]鄧慧慧，桑百川.財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與地方政府FDI競爭[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，17（3）：79-88.

[30]Gray W.B，Shadbegian R. J. Plant vintage， technology and environmental regulation[J]. Journal of Environmental Economics and Management，2003，46（3）： 384-402.

Retesting of “Strong Potter Hypothesis” under Fiscal Decentralization： From the

Perspectives of Enterprise Environmental Protection Innovation and

Non-environmental Protection Innovation

CHEN Yu-ke

（College of Economics and Management， Southwest Petroleum University， Chengdu 610500，China）

Abstract：The “Weak Potter Hypothesis” defined as environmental regulation can lead to corporate technological innovation has been verified by many studies， but the “Strong Potter Hypothesis” defined as enterprise innovation can improve enterprise performance through innovation has rarely been verified by related research. Based on 2007-2015 data of listed companies in China′s manufacturing industry， this paper uses the two stage method of Homamoto to analyze the “Strong Potter Hypothesis”， and discusses whether fiscal decentralization can produce mediating effect. Empirical research shows environmental regulation will promote corporate environmental R&D input， but will reduce corporate non- environmental R&D input， environmental protection R&D investment has no significant impact on enterprise performance and competitiveness， while non-environmental protection R&D investment has a significant positive impact；corporate social responsibility and mandatory environmental regulation drive enterprises to increase environmental protection innovation investment， but fiscal decentralization will weaken this behavior. The conclusions of this study show that the strong Potter hypothesis is not existed in the Chinese listed manufacturing enterprises.

Key words：Strong Potter Hypothesis； firm performance； environmental protection innovation； environmental regulation； fiscal decentralization

（責(zé)任編輯：周正）endprint