(山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266590)

引言

改革開發(fā)以來，我國依靠粗放型的經(jīng)濟(jì)增長模式，創(chuàng)造了30多年高速增長的奇跡。一方面，隨著時(shí)間的推移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的雙低發(fā)展模式(高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的低端化和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的低技術(shù)化)在加速推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程的同時(shí)，也使我國付出了能源與環(huán)境的雙重代價(jià)[14]。2016年的世界環(huán)境績效排名中，我國的EPI得分在180個(gè)國家中僅排名第109位。這一排名一定程度上反映了我國高能耗、高污染的重工業(yè)化發(fā)展道路所帶來的嚴(yán)重環(huán)境問題，也說明了我國政府繼續(xù)強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的必要性。另一方面，長久以來，我國作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，其創(chuàng)新能力和競爭能力卻呈現(xiàn)出明顯的錯(cuò)位。特別是我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)發(fā)展階段后，以創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然選擇。因此，對于處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌關(guān)鍵時(shí)期的我國而言，不僅要提高環(huán)境治理水平，保證經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，也要提高自主創(chuàng)新能力，加快建設(shè)創(chuàng)新型國家。那么隨之而來的問題就是，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間存在兩難選擇嗎？

企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的微觀主體，又是環(huán)境污染的主要來源，在其發(fā)展中推行綠色創(chuàng)新的戰(zhàn)略，雖已在學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界形成共識，但在環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的問題上，依然存在“抑制論”與“促進(jìn)論”兩種截然相反的觀點(diǎn)。支持“抑制論”的傳統(tǒng)學(xué)派認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高，增加了企業(yè)污染治理與污染控制的成本負(fù)擔(dān)，進(jìn)而侵蝕了企業(yè)的生產(chǎn)性資源，壓縮了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新資本(Jorgenson和Wilcoxen，1990；Levinson和Taylor，2008)[10][11]。而以“波特假說”為代表的“促進(jìn)論”則指出，嚴(yán)格又適宜的環(huán)境規(guī)制能夠引導(dǎo)并激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，并通過創(chuàng)新產(chǎn)生的補(bǔ)償效應(yīng)與學(xué)習(xí)效應(yīng)，部分或者全部抵消治污與排污所帶來的成本損失(Porter和Claas，1995；Jaffe和Palmer，1997)[12][13]。國內(nèi)學(xué)者基于我國的制度背景與經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)所進(jìn)行的理論與實(shí)證研究，所得結(jié)論也不盡相同。有的研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正面效應(yīng)(蔣為，2015；余偉等，2017)[15][16]。但也有的研究結(jié)論指出，環(huán)境規(guī)制顯著抑制了企業(yè)的R&D投資(余東華和胡亞男，2016；謝喬聽，2016)[17][18]。

現(xiàn)有關(guān)于環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的研究，并沒有得出一致性的結(jié)論。我們認(rèn)為導(dǎo)致這一差異性影響結(jié)果出現(xiàn)的原因在于，忽略了環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新短期影響與長期影響的異質(zhì)性。另外，由于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新離不開大規(guī)模的資金支持，因此融資約束一直是困擾企業(yè)R&D投資的難題(Himmelberg和Petersen，1994；Brown等，2009)[1][2]。因此，本文從微觀企業(yè)角度入手，重點(diǎn)關(guān)注環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所產(chǎn)生短期與長期影響的異質(zhì)性，并綜合考慮環(huán)保投入、融資約束對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響作用機(jī)制，驗(yàn)證融資約束是否是導(dǎo)致環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生長短期異質(zhì)性影響的重要中介因素。首先，考察在不同的時(shí)間維度上，環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資所產(chǎn)生影響的異質(zhì)性。其次，驗(yàn)證在短期與長期，環(huán)保投入對企業(yè)融資約束所產(chǎn)生影響的差異性。再次，通過中介模型的構(gòu)建，證明環(huán)保投入通過影響融資約束，進(jìn)而影響企業(yè)R&D投資的具體作用機(jī)制。另外，還考慮了企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素與企業(yè)外部市場競爭強(qiáng)度因素對環(huán)保投入與企業(yè)R&D投資之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的研究意義主要體現(xiàn)在：第一，鑒于環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)研究在宏觀、中觀層面都已較為成熟的現(xiàn)狀，本文從微觀企業(yè)層面入手研究環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響，為揭示環(huán)保投入作用于我國企業(yè)R&D投資的影響機(jī)制提供了一定的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第二，從長短期異質(zhì)性的研究視角入手，驗(yàn)證融資約束在導(dǎo)致環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生長期與短期不同影響中的關(guān)鍵性中介效應(yīng)，深入理解環(huán)保投入作用于企業(yè)R&D投資的具體影響機(jī)制。第三，就企業(yè)內(nèi)外部因素對環(huán)保投入與企業(yè)R&D投資之間關(guān)系所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步研究，延伸了關(guān)于環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新影響在內(nèi)外部因素約束方面的研究范疇。

理論分析和研究假設(shè)

一、環(huán)保投入與企業(yè)R&D投資

傳統(tǒng)學(xué)派基于“成本制約假說”，提出環(huán)保投入會(huì)抑制企業(yè)R&D投資的觀點(diǎn)。因?yàn)樵诩僭O(shè)企業(yè)現(xiàn)有資源、技術(shù)不變的前提下，考慮環(huán)境規(guī)制的政策內(nèi)涵為企業(yè)污染負(fù)外部性的內(nèi)部化，必然帶來企業(yè)環(huán)保投入的增加，提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而擠占企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的可用資本[3][4]。1991年，Porter提出了與傳統(tǒng)學(xué)派觀點(diǎn)截然相反的“波特假說”，即在假設(shè)變動(dòng)約束條件的前提下，設(shè)計(jì)合理的環(huán)境規(guī)制能夠刺激企業(yè)在不斷加大的環(huán)保壓力下進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，通過資源的優(yōu)化配置與技術(shù)改進(jìn)，獲得“創(chuàng)新補(bǔ)償”與“先動(dòng)優(yōu)勢”，進(jìn)而在抵消企業(yè)成本損失的同時(shí)，提升企業(yè)的核心競爭力[5]。

“波特假說”自提出后，學(xué)者們一直對其合理性和適用性提出了廣泛的質(zhì)疑。從合理性看，如果“波特假設(shè)”成立，企業(yè)污染成本可以通過技術(shù)創(chuàng)新彌補(bǔ)，并存在凈利潤的產(chǎn)生，那么基于理性人假設(shè)，企業(yè)完全沒有必要借助政府的規(guī)制措施，就能尋找到更好的利益最大化獲益機(jī)會(huì)，由此推斷環(huán)境規(guī)制在提高社會(huì)福利的同時(shí)，必然以企業(yè)的私人成本損失為代價(jià)[6]。從適用性看，“波特假設(shè)”在提出時(shí)僅釆用了大量的案例分析來證明，使其研究結(jié)論具有較高的偶然性。此后學(xué)者的大樣本實(shí)證分析驗(yàn)證，所得出的結(jié)果并不一致，由此推斷“波特假說”可能只適用于某些特殊情況，但是否是適用于一般情況的規(guī)律，還需要更為系統(tǒng)的論證[7][19]。但也有學(xué)者進(jìn)一步發(fā)展了“波特假說”，如Ambec和Barla(2006)從行為理論出發(fā)，指出環(huán)境規(guī)制的政策強(qiáng)迫性能有效緩解管理者現(xiàn)期偏好對創(chuàng)新投資決策的不利影響，激勵(lì)企業(yè)為規(guī)避政府的環(huán)境規(guī)制提前做出技術(shù)創(chuàng)新的投資決策[8]。

本文認(rèn)為導(dǎo)致環(huán)保投入影響企業(yè)R&D投資研究結(jié)論不一致的主要原因在于，短期效應(yīng)與長期效應(yīng)的異質(zhì)性。由于技術(shù)創(chuàng)新固有的長周期特征，環(huán)保投入因“創(chuàng)新補(bǔ)償”所產(chǎn)生的正效應(yīng)往往在長期中才能逐漸顯現(xiàn)，而環(huán)保投入因“成本制約”所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)往往在即期就能產(chǎn)生，因此短期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制的負(fù)面效應(yīng)為主導(dǎo)，環(huán)保投入的增加會(huì)抑制企業(yè)的R&D投資規(guī)模，反之在長期中，環(huán)境規(guī)制的正面效應(yīng)為主導(dǎo)，環(huán)保投入的增加能刺激企業(yè)R&D投資規(guī)模的逐步擴(kuò)大。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H1。

H1：在其他條件相同的情況下，短期中環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，但長期中環(huán)保投入顯著促進(jìn)了企業(yè)的R&D投資。

二、環(huán)保投入與融資約束以及融資約束的中介作用

基于非完美的信息不對稱市場，企業(yè)的外部融資成本要高于內(nèi)部融資成本。考慮我國金融抑制程度較重、企業(yè)自用資金不足的制度背景，多數(shù)企業(yè)都面臨不同程度的融資約束。由于環(huán)境規(guī)制政策的強(qiáng)制性特征，企業(yè)的前期污染治理費(fèi)用投入必然會(huì)侵占企業(yè)的自有資金，加之未達(dá)到環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的項(xiàng)目，其外部融資也會(huì)受到限制，因此短期內(nèi)環(huán)保投入必然會(huì)加重企業(yè)的融資約束[20]。但在長期中，一方面企業(yè)的后期污染控制費(fèi)用與前期污染治理費(fèi)用相比，資金投入規(guī)模大大降低，另一方面企業(yè)承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任與良好的環(huán)境治理水平等于向外部融資市場釋放了一個(gè)積極的信號，必然有助于吸引更多的外部資金支持[21]，同時(shí)政府的補(bǔ)助與優(yōu)惠政策也能在一定程度上補(bǔ)償企業(yè)的長期環(huán)保投入成本，因此長期中環(huán)保投入并不會(huì)惡化企業(yè)的融資約束程度，甚至可能在一定程度上緩解企業(yè)所受的外部融資限制。

對于企業(yè)的R&D投資而言，與其它投資方向相比往往面臨更嚴(yán)重的融資約束。首先，由于技術(shù)創(chuàng)新往往涉及企業(yè)的商業(yè)機(jī)密，關(guān)于創(chuàng)新投資項(xiàng)目外部投資者能夠得到的信息十分有限，更談不上合理評估與有效監(jiān)督，因此導(dǎo)致R&D投資的資金供需雙方間存在嚴(yán)重的信息不對稱問題。其次，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程從知識形成到最終的商業(yè)化生產(chǎn)需要經(jīng)過漫長的周期，且最終的獲益情況很難進(jìn)行準(zhǔn)確預(yù)期，因此企業(yè)的R&D投資需要長期穩(wěn)定的資金支持，即企業(yè)R&D投資具有較高的調(diào)整成本[22]。本文認(rèn)為短期內(nèi)環(huán)保投入加劇了企業(yè)的融資約束，考慮戰(zhàn)略調(diào)整的周期，此時(shí)企業(yè)更傾向于選擇被動(dòng)遵循，進(jìn)而壓縮了企業(yè)的生產(chǎn)性資本。而對融資約束更為嚴(yán)重的的R&D投資，所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)往往會(huì)更為顯著[23]。反之在長期中，環(huán)保投入對企業(yè)融資約束的影響并不顯著，企業(yè)也擁有通過技術(shù)創(chuàng)新主動(dòng)規(guī)避環(huán)境規(guī)制壓力的戰(zhàn)略調(diào)整周期，因此與擠出效應(yīng)相比，環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的刺激效應(yīng)將更為顯著?；诖?，我們認(rèn)為融資約束是導(dǎo)致環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生長短期異質(zhì)性影響的重要中介因素。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H2a和H2b。

H2a：在其他條件相同的情況下，短期中環(huán)保投入惡化了企業(yè)的融資約束，但長期中這一負(fù)面效應(yīng)則并不顯著。

H2a：融資約束是導(dǎo)致環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生長短期異質(zhì)性影響的可能中介因素。

總結(jié)本文理論分析部分的邏輯分析框架，見圖1。

研究設(shè)計(jì)與分析

一、研究樣本選取

本文選取滬深兩市A股上市公司2008～2016年共計(jì)9年的數(shù)據(jù)為研究樣本，之所以選擇2008年為樣本的起始年度，主要因?yàn)閲┌矓?shù)據(jù)庫從2008年才開始統(tǒng)計(jì)上市公司研發(fā)投入的詳細(xì)情況。需要特別說明的是，考慮行業(yè)特征因素的影響，在滬深兩市上市的很多企業(yè)并沒有創(chuàng)新投入或者環(huán)保投入，我們僅選擇了行業(yè)代碼為C的制造業(yè)。同時(shí)遵循以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行了篩選與處理：(1)在選取樣本企業(yè)時(shí)剔除ST、PT股票，因?yàn)檫@類股票已體現(xiàn)出企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的異?，F(xiàn)象；(2)考慮異常值對研究結(jié)果穩(wěn)健性的影響，對公司層面的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的winsorize處理；(3)剔除了存在大量異常值或缺失值的樣本。最終選取在考察期內(nèi)符合條件并一直存續(xù)的樣本數(shù)為717家。本文所使用的公司和行業(yè)層面的數(shù)據(jù)主要來自于wind數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，而環(huán)保投入的數(shù)據(jù)是通過企業(yè)年報(bào)的社會(huì)責(zé)任報(bào)告明細(xì)表，手工搜集整理而成的。

二、模型構(gòu)建

為研究環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資的影響，我們構(gòu)建了模型(1)。計(jì)量模型的具體形式如下：

模型(1)中的被解釋變量企業(yè)R&D投資(R&D)，選用常見指標(biāo)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度衡量(研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入%)。模型(1)中的解釋變量環(huán)保投入，借鑒前人的研究經(jīng)驗(yàn)(宋馬林和王舒鴻，2013；頡茂華，2014等等)，將企業(yè)在環(huán)保上的投資總額進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(環(huán)保投入/主營業(yè)務(wù)收入%)[24][19]。對于模型(1)的控制變量(Control)，本文借鑒前人的研究經(jīng)驗(yàn)，選取了若干與R&D投資相關(guān)的企業(yè)自身特征變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)資本密集度(Capital)，并進(jìn)行了取對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理?？紤]到不同的行業(yè)具有不同的經(jīng)營特點(diǎn)，行業(yè)因素也會(huì)影響企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，本文設(shè)置了表示行業(yè)差異的虛擬變量(Industry)。另外在模型(1)中，j，t分別表示企業(yè)與年代，εj,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為研究環(huán)保投入對企業(yè)融資約束的影響，我們構(gòu)建了模型(2)。計(jì)量模型的具體形式如下：

模型(2)中的被解釋變量企業(yè)融資約束(CFS)，借鑒張杰等(2012)的兩階段方法，求得企業(yè)資產(chǎn)增長率對現(xiàn)金流的敏感性指標(biāo)，即為企業(yè)的融資約束指數(shù)[25]。模型(2)中的其它變量含義與模型(1)一致。

為驗(yàn)證環(huán)保投入通過影響企業(yè)的融資約束，進(jìn)而企業(yè)R&D投資的具體傳導(dǎo)機(jī)制，我們構(gòu)建了中介效應(yīng)模型?；静襟E為：第一：就因變量(R&D投資)對基本自變量(環(huán)保投入)進(jìn)行回歸；第二，就中介變量(融資約束)對基本自變量(環(huán)保投入)進(jìn)行回歸；第三，就因變量(R&D投資)對基本自變量(環(huán)保投入)和中介變量(融資約束)同時(shí)進(jìn)行回歸。完整中介效應(yīng)模型的具體形式如下(模型(3)-(5)中的變量含義與上文一致)：

實(shí)證檢驗(yàn)與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)與多重共線性檢驗(yàn)

表1報(bào)告了樣本企業(yè)在研究期內(nèi)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表1中可以看出，R&D投資(R&D)的最小值和最大值分別為0和18.2550，說明樣本企業(yè)的R&D投資差異較大，這就為本文的研究創(chuàng)造了較好的條件。另外，主要解釋變量環(huán)保投入(ER)的方差為4.45，說明考察期內(nèi)樣本企業(yè)的環(huán)保投入發(fā)生了較為明顯的波動(dòng)，也說明了本文關(guān)于環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資影響的研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

表1 主要變量的描述性分析(依照上文的標(biāo)準(zhǔn)化方式處理后)

表2 主要變量的相關(guān)系數(shù)

表2給出了主要研究變量的相關(guān)系數(shù)表。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，各解釋變量之間的Pearson系數(shù)相似度較低，基本排除了存在嚴(yán)重多重共線性問題的可能。另外各控制變量均與企業(yè)R&D投資顯著相關(guān)，說明本文在控制變量上的設(shè)置是有意義的。

二、環(huán)保投入與R&D投資

表3中報(bào)告的是環(huán)保投入與企業(yè)R&D投資的回歸估計(jì)結(jié)果(模型1)。式(1)的被解釋變量為即期的R&D投資，解釋變量環(huán)保投入(ER)顯著為負(fù)，可能的原因在于短期內(nèi)環(huán)保投入對R&D投資產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)。式(2)至式(4)的回歸結(jié)果顯示，環(huán)保投入對前置一期、前置兩期和前置三期的R&D投資分別在10%、5%和5%的水平上顯著為正，可見長期內(nèi)環(huán)保投入對R&D投資的促進(jìn)效應(yīng)明顯。為進(jìn)一步驗(yàn)證長期中環(huán)保投入的影響，式(5)顯示的是環(huán)保投入對前置一期至三期平均的R&D投資的回歸結(jié)果，式(6)顯示的是用GMM法重新估計(jì)的環(huán)保投入對前置三期R&D投資的回歸結(jié)果，其中解釋變量環(huán)保投入(ER)都顯著為正，即長期中“波特效應(yīng)”的存在得到了一定程度的支持，因此本文提出的假設(shè)H1得到有效支持。

三、環(huán)保投入與融資約束

表4中報(bào)告的是環(huán)保投入與企業(yè)融資約束的回歸估計(jì)結(jié)果(模型2)。式(1)的被解釋變量為即期的融資約束，解釋變量環(huán)保投入(ER)顯著為正，可能的原因在于短期內(nèi)環(huán)保投入惡化了企業(yè)面臨的融資約束，侵占了企業(yè)的生產(chǎn)性資本。式(2)的回歸結(jié)果顯示，環(huán)保投入對前置一期的融資約束并不顯著，說明環(huán)保投入對企業(yè)融資約束的中期影響并不明確。式(3)和式(4)的回歸結(jié)果顯示，環(huán)保投入對前置兩期和前置三期的融資約束都在5%的水平上顯著為負(fù)，可見長期內(nèi)環(huán)保投入通過對企業(yè)外部融資環(huán)境的優(yōu)化，從而對企業(yè)的融資困境產(chǎn)生了顯著的緩解效應(yīng)。為進(jìn)一步驗(yàn)證長期中環(huán)保投入的影響，式(5)顯示的是環(huán)保投入對前置一期至三期平均值的融資約束程度的回歸結(jié)果，式(6)顯示的是用GMM法重新估計(jì)的環(huán)保投入對前置三期融資約束的回歸結(jié)果，其中解釋變量環(huán)保投入(ER)都顯著為負(fù)，即長期中環(huán)保投入能有效緩解企業(yè)的融資約束，因此本文提出的假設(shè)H2a得到有效支持。

表3 環(huán)保投資影響企業(yè)R&D投資的回歸結(jié)果

表4 環(huán)保投資影響企業(yè)融資約束的回歸結(jié)果

四、穩(wěn)定性檢驗(yàn)

1.解釋變量的替換

改變解釋變量環(huán)保投入的標(biāo)準(zhǔn)化處理方法，用環(huán)保投入總額與主營業(yè)務(wù)成本的比值衡量，重復(fù)上述檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所得實(shí)證結(jié)果與前文的研究結(jié)果并沒有顯著差異。

2.針對高新技術(shù)企業(yè)樣本的再估計(jì)

我們依據(jù)2008年我國頒布的《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》對前文樣本中不屬于高新技術(shù)企業(yè)的樣本進(jìn)行剔除，用余下的樣本重做上述檢驗(yàn)，結(jié)果顯示剔除樣本后的實(shí)證結(jié)果與前文的研究結(jié)果并沒有顯著差異。

3.針對重污染行業(yè)樣本的再估計(jì)

我們依據(jù)2008年我國頒布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》對前文樣本中不屬于重污染行業(yè)的樣本進(jìn)行剔除，用余下的樣本重做上述檢驗(yàn)，結(jié)果顯示剔除樣本后的實(shí)證結(jié)果與前文的研究結(jié)果并沒有顯著差異。(因篇幅所限，上述穩(wěn)定性檢驗(yàn)的回歸估計(jì)結(jié)果不再列示)。

影響機(jī)制檢驗(yàn)

表5中式(1)-(3)是被解釋變量為即期數(shù)據(jù)的融資約束中介模型估計(jì)結(jié)果，式(4)-(6)是被解釋變量為前置一期至三期平均值的融資約束中介模型估計(jì)結(jié)果。本部分主要驗(yàn)證上文提出的假設(shè)H2b。

表5中式(1)為基準(zhǔn)方程的估計(jì)結(jié)果，與前文表3中式(1)的估計(jì)結(jié)果一致，其中環(huán)保投入(ER)顯著為負(fù)。表5中式(2)的被解釋變量為企業(yè)即期的融資約束程度(CFS)，與前文表4中式(1)的估計(jì)結(jié)果一致，其中環(huán)保投入(ER)顯著為正。表5中的方程(3)報(bào)告的是因變量對基本自變量和中介變量的回歸結(jié)果，其中中介變量融資約束(CFS)顯著為負(fù)，說明融資約束不利于企業(yè)R&D投資的增加，這也與預(yù)期相符。此外，與基準(zhǔn)方程(1)相比，在加入中介變量融資約束(CFS)之后，解釋變量環(huán)保投入(ER)依然為負(fù)，且顯著性水平出現(xiàn)了明顯的上升，從而證明了融資約束中介效應(yīng)的存在。從短期影響的中介模型回歸結(jié)果看，環(huán)保投入顯著加劇了企業(yè)即期所面臨的融資約束，因而融資約束的惡化是導(dǎo)致短期內(nèi)環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生顯著抑制效應(yīng)的可能原因。

表5 中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

表5中式(4)為基準(zhǔn)方程的估計(jì)結(jié)果，與前文表3中式(5)的估計(jì)結(jié)果一致，其中環(huán)保投入(ER)顯著為正。表5中式(5)的被解釋變量為企業(yè)前置一期至三期平均的融資約束程度(CFS)，與前文表4中式(5)的估計(jì)結(jié)果一致，其中環(huán)保投入(ER)顯著為負(fù)。表5中的方程(6)報(bào)告的是因變量對基本自變量和中介變量的回歸結(jié)果，其中中介變量融資約束(CFS)顯著為負(fù)，說明融資約束不利于企業(yè)R&D投資的增加，這也與預(yù)期相符。此外，與基準(zhǔn)方程(4)相比，在加入中介變量融資約束(CFS)之后，解釋變量環(huán)保投入(ER)依然為正，且顯著性水平出現(xiàn)了明顯的上升，從而證明了融資約束中介效應(yīng)的存在。從長期影響的中介模型回歸結(jié)果看，長期中環(huán)保投入有利于企業(yè)外部融資環(huán)境的改善，因而融資約束的緩解是導(dǎo)致長期內(nèi)環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生顯著促進(jìn)效應(yīng)的可能原因。

考慮企業(yè)內(nèi)外部影響因素的進(jìn)一步分析

這部分，我們進(jìn)一步考慮企業(yè)內(nèi)外部因素對“波特假說”的影響?；谖覈闹贫缺尘昂捅疚牡闹饕芯磕康模覀冊谄髽I(yè)內(nèi)部特征因素中選取產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素、在外部環(huán)境中選取行業(yè)市場競爭程度，作為重點(diǎn)考察因素，研究其對環(huán)保投入與企業(yè)R&D投資之間關(guān)系的影響。

從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響看，國有企業(yè)由于更強(qiáng)的“合法性敏感度”，當(dāng)面臨同等的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度時(shí)，與非國有企業(yè)相比可能會(huì)承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，進(jìn)而投入更多的環(huán)保支出，但考慮國有企業(yè)雄厚的資金支持與創(chuàng)新資源儲(chǔ)備，能夠在短期內(nèi)通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)環(huán)境成本的轉(zhuǎn)化，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與競爭力提升的“雙贏”[26]。加之，我國金融市場針對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的“信貸歧視”制度，使得國有企業(yè)能夠憑借信貸資金的支持，有效緩解短期內(nèi)環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資的不利影響。另外，國有企業(yè)中更豐富的政企關(guān)系資源，使其與非國有企業(yè)相比能夠掌握更多有關(guān)未來環(huán)境規(guī)制政策的信息，而從更合理的安排企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)程，進(jìn)而獲得更多的“先動(dòng)優(yōu)勢”。因此我們認(rèn)為相對于非國有企業(yè)，短期內(nèi)國有企業(yè)更有能力化解環(huán)保投入對R&D投資的負(fù)面影響，而長期內(nèi)國有企業(yè)環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資的正面影響則更為顯著。

表6為國有企業(yè)與非國有企業(yè)的分組回歸結(jié)果。從即期數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果看，雖然環(huán)保投入(ER)的系數(shù)都為負(fù)，但國有企業(yè)組中該解釋變量并不顯著，而在非國有中該解釋變量在5%的水平上顯著，說明短期內(nèi)環(huán)保投入對非國有企業(yè)的R&D投資會(huì)產(chǎn)生更為顯著的負(fù)面效應(yīng)，支持了上文的論述。從前置數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果看，對于國有企業(yè)，從被解釋變量企業(yè)R&D投資前置一期開始到前置三期，環(huán)保投入(ER)都顯著為正，可見長期中環(huán)保投入對國有企業(yè)R&D投資的正面效應(yīng)顯著，且具有一定的持續(xù)性。但對于非國有企業(yè)，直到被解釋變量企業(yè)R&D投資前置至三期，環(huán)保投入(ER)才僅在10%的水平上顯著為正，說明長期內(nèi)環(huán)保投入對國有企業(yè)的R&D投資會(huì)產(chǎn)生更為顯著的正面效應(yīng)，也支持了上文的論述。

從行業(yè)市場競爭程度的影響看，一般認(rèn)為市場競爭程度的增加能夠提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力。具體到環(huán)保投入對企業(yè)R&D的影響而言，短期內(nèi)隨著市場競爭程度的加劇，企業(yè)很難獲得壟斷利潤，原有利潤空間受到擠壓，惡化了企業(yè)的融資約束程度，進(jìn)而放大了環(huán)保投入對R&D投資的擠出效應(yīng)。反之，長期內(nèi)隨著市場競爭度的加劇，能夠有效刺激企業(yè)選擇技術(shù)創(chuàng)新策略主動(dòng)應(yīng)對環(huán)境規(guī)制的壓力，并通過市場配置效率的提高，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)順利獲得“創(chuàng)新補(bǔ)償”與“先動(dòng)優(yōu)勢”，進(jìn)而抵消環(huán)保投入的成本損失[9]。因此我們認(rèn)為相對于市場競爭程度較低的行業(yè)，短期內(nèi)市場競爭程度較高行業(yè)中企業(yè)的環(huán)保投入對R&D投資的負(fù)面影響更為顯著，而長期內(nèi)環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資的正面影響也更為顯著。

表6 考慮內(nèi)部產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素影響的回歸結(jié)果

表7為行業(yè)市場競爭程度較高與較低的分組回歸結(jié)果。從即期數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果看，雖然環(huán)保投入(ER)的系數(shù)都為負(fù)，但市場競爭程度較低組中該解釋變量僅在10%的水平上顯著，而在市場競爭程度較高組中該解釋變量則在1%的水平上顯著，說明短期內(nèi)環(huán)保投入對行業(yè)市場競爭程度較高企業(yè)的R&D投資會(huì)產(chǎn)生更為顯著的負(fù)面效應(yīng)，支持了上文的論述。從前置數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果看，對于市場競爭程度較低的企業(yè)，從被解釋變量企業(yè)R&D投資(R&D)前置一期開始到前置三期，環(huán)保投入(ER)雖然為正，但并不顯著。但對于市場競爭程度較高的企業(yè)，從被解釋變量企業(yè)R&D投資前置兩期開始到前置三期，環(huán)保投入(ER)都顯著為正，說明長期內(nèi)環(huán)保投入對行業(yè)市場競爭程度較高企業(yè)的R&D投資會(huì)產(chǎn)生更為顯著的正面效應(yīng)，也支持了上文的論述。

結(jié)論與啟示

截止到2017年，我國頒布的環(huán)境保護(hù)政策與法規(guī)已多達(dá)300余項(xiàng)，由此可見我國企業(yè)面臨的環(huán)保壓力正日益增加。自“波特假說”被提出以來，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系一直是一個(gè)熱點(diǎn)研究領(lǐng)域，但針對發(fā)展中國家，尤其是轉(zhuǎn)型國家的理論與實(shí)證研究還不夠深入?；诖?，本文基于我國特殊的轉(zhuǎn)軌制度背景，研究環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，并考慮融資約束的中介效應(yīng)，進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資的長短期影響存在顯著的異質(zhì)性，短期表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，而長期也傾向于促進(jìn)效應(yīng)；第二，進(jìn)一步的影響機(jī)制分析表明，融資約束是導(dǎo)致環(huán)保投入對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生長短期異質(zhì)性影響的重要中介因素；第三，在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)與不同的外部市場競爭環(huán)境中，環(huán)保投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在顯著的差異。

依據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下的政策建議：首先，針對環(huán)保投入對即期R&D投資的擠出效用以及環(huán)保投入對企業(yè)創(chuàng)新的長期激勵(lì)效應(yīng)，企業(yè)應(yīng)科學(xué)合理的安排創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的開展與推進(jìn)進(jìn)程，依靠技術(shù)創(chuàng)新，從被動(dòng)迎合轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)應(yīng)對來自政府的環(huán)境規(guī)制壓力；其次，政府應(yīng)進(jìn)一步提高環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，同時(shí)注重環(huán)境規(guī)制形式的合理設(shè)計(jì)。一方面通過規(guī)制與激勵(lì)并存的環(huán)保機(jī)制，緩解短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)融資約束的負(fù)面影響。另一方面通過政策的靈活運(yùn)用與動(dòng)態(tài)優(yōu)化，促進(jìn)長期內(nèi)環(huán)境保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新“雙贏”局面的實(shí)現(xiàn)；再次，提高環(huán)境規(guī)制政策的針對性，根據(jù)依據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)特征、行業(yè)競爭程度特征等，制定差別化的政策工具，以促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)從被動(dòng)遵循環(huán)境規(guī)制到主動(dòng)尋求技術(shù)創(chuàng)新規(guī)避環(huán)保壓力的轉(zhuǎn)變。