王 濤 陳海漢

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建福州 350108)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得快速發(fā)展的同時(shí)也消耗了大量自然資源，不斷惡化生態(tài)環(huán)境。尤其是中國制造業(yè)，有力地支撐著工業(yè)化和現(xiàn)代化進(jìn)程，但也是能源消耗量和碳排放量最大的產(chǎn)業(yè)，均占全國總量的一半以上。根據(jù)環(huán)境庫茲列茨曲線，環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U形曲線的關(guān)系，即環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟(jì)增長呈先惡化后改善的趨勢，但是中國制造業(yè)污染形勢嚴(yán)峻，等不及拐點(diǎn)的到來，必須盡快尋找一種環(huán)境治理的創(chuàng)新手段。在國家發(fā)展戰(zhàn)略中提到要加強(qiáng)節(jié)能環(huán)保技術(shù)、工藝、裝備推廣應(yīng)用，全面推行清潔生產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)關(guān)鍵性綠色工藝創(chuàng)新，為制造業(yè)環(huán)境污染控制與生態(tài)創(chuàng)新提供了方向。

生態(tài)創(chuàng)新指的是與傳統(tǒng)創(chuàng)新不同的節(jié)能、防污染、廢物循環(huán)利用、綠色產(chǎn)品設(shè)計(jì)等相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新[1][2][3]，是一種綠色創(chuàng)新、環(huán)境創(chuàng)新或可持續(xù)創(chuàng)新。[4]生態(tài)創(chuàng)新顯著特征是具有雙重外部性[5]，即知識(shí)溢出外部性和環(huán)境保護(hù)外部性。兩種外部性的相互作用導(dǎo)致自由市場機(jī)制難以發(fā)揮作用、企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足，因此必須依靠政府環(huán)境規(guī)制工具解決，以強(qiáng)制執(zhí)行、市場激勵(lì)等方式促使企業(yè)解決在生產(chǎn)過程中造成的環(huán)境污染問題。

不同類型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新影響一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。[6]1995年，Porter等提出適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，尋找新機(jī)會(huì)，從而帶來的生態(tài)收益能部分或完全抵消環(huán)境保護(hù)成本并提升綜合競爭力，實(shí)現(xiàn)生態(tài)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。[7]新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家則認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會(huì)增加企業(yè)治理環(huán)境污染的投入，使生產(chǎn)成本上升以及創(chuàng)新研發(fā)投入資金減少，降低了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力，致使企業(yè)競爭力下降。Ramanathan等認(rèn)為在短期內(nèi)環(huán)境監(jiān)管對(duì)英國工業(yè)部門的創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。[8]許士春等通過構(gòu)建企業(yè)與政府的博弈模型，發(fā)現(xiàn)排污稅、可交易排污許可證和排污許可價(jià)格對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。[9]沈能和劉鳳朝通過實(shí)證研究證明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系。[10]早期研究并未區(qū)分不同類型的環(huán)境規(guī)制，研究結(jié)論各異。Kemp等提出不同類型環(huán)境法規(guī)對(duì)創(chuàng)新的影響不同，應(yīng)進(jìn)一步細(xì)分環(huán)境法規(guī)類型。[11]彭星和李斌發(fā)現(xiàn)命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的影響在東部地區(qū)不顯著，而在中、西部地區(qū)存在顯著抑制作用；激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)在東部地區(qū)顯著，而在中、西部地區(qū)不顯著。[12]王淑英等從空間計(jì)量的角度研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)命令型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高不僅會(huì)促進(jìn)本地區(qū)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平的提高，而且會(huì)促進(jìn)鄰近地區(qū)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新水平的提高。[13]Li等發(fā)現(xiàn)命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)中國所有省市的生態(tài)創(chuàng)新都有重大的不利影響。[14]張彩云和呂越運(yùn)用雙重差分法研究清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)并未降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)產(chǎn)出和勞動(dòng)力就業(yè)，僅抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。[15]大量學(xué)者的研究都證明了不同類型的環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響是有所區(qū)別的。

梳理文獻(xiàn)表明：大多數(shù)學(xué)者側(cè)重單一環(huán)境規(guī)制類型對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新影響，未考慮不同類型環(huán)境規(guī)制在影響方式的差異；側(cè)重環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的單一影響，忽略了企業(yè)環(huán)境保護(hù)意愿對(duì)環(huán)境規(guī)制與生態(tài)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用；企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新表征過于籠統(tǒng)且偏離實(shí)際，不能區(qū)分生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新；主要考慮即期影響，未考慮環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的長期影響；實(shí)證研究大多數(shù)是基于行業(yè)和省域數(shù)據(jù)，由于環(huán)境規(guī)制的異質(zhì)性會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成不確定性，故不能全面反映企業(yè)個(gè)體的情況。針對(duì)以上問題，本文試圖從制造業(yè)企業(yè)層面研究及完善異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響，主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)如下：第一，將環(huán)境規(guī)制工具分為命令型、市場激勵(lì)型，分別分析不同類型環(huán)境規(guī)制及組合工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的單獨(dú)影響和交互影響；第二，考慮企業(yè)環(huán)境自愿協(xié)議對(duì)環(huán)境規(guī)制工具與企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，更全面考慮自愿型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響；第三，通過運(yùn)用“國際專利分類綠色清單”劃分標(biāo)準(zhǔn)，選取廢棄物管理類、能源節(jié)約類和替代能源生產(chǎn)類發(fā)明和實(shí)用新型專利，進(jìn)一步區(qū)分企業(yè)一般性技術(shù)創(chuàng)新與生態(tài)創(chuàng)新，從而更準(zhǔn)確識(shí)別環(huán)境規(guī)制工具對(duì)于企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響；第四，不僅考慮環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的即期影響，也考慮滯后期影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)變量選取與說明

本研究選取1個(gè)被解釋變量、2個(gè)解釋變量、1個(gè)調(diào)節(jié)變量和5個(gè)控制變量，部分變量取自然對(duì)數(shù)是為了在不改變變量之間原有關(guān)系的前提下，減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)，消除時(shí)間序列的異方差現(xiàn)象。

1.被解釋變量

企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新(EIT)。為區(qū)分企業(yè)一般性創(chuàng)新行為和因環(huán)境規(guī)制而帶來的創(chuàng)新行為，這里采用企業(yè)綠色授權(quán)專利總數(shù)(含發(fā)明和實(shí)用新型)作為生態(tài)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，記為EIT。綠色授權(quán)專利范圍為世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)提供的IPC綠色清單中替代能源生產(chǎn)專利、節(jié)能專利、廢物管理專利，樣本企業(yè)專利數(shù)據(jù)從CSMAR數(shù)據(jù)庫和中國國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局(CNIPA)獲取，企業(yè)綠色專利通過IPC編號(hào)識(shí)別。

2.解釋變量

(1)命令控制型環(huán)境規(guī)制(CAC)。命令控制型環(huán)境規(guī)制主要是指國家環(huán)境保護(hù)相關(guān)部門和行業(yè)部門所制定的法律法規(guī)，具體包括市場準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、污染物排放標(biāo)準(zhǔn)、禁令等。以往學(xué)者常選擇SO2去除率[16]、各類污染物排放量構(gòu)建綜合指標(biāo)[17]、法律法規(guī)[18]等指標(biāo)表征命令控制型環(huán)境規(guī)制。本文采用國家、地方政府機(jī)構(gòu)頒布關(guān)于限制污染排放的環(huán)保法規(guī)、行政規(guī)章和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)等累計(jì)有效總數(shù)指標(biāo)，并取其自然對(duì)數(shù)，記為CAC。企業(yè)當(dāng)年受到的累計(jì)有效命令控制型環(huán)境規(guī)制的數(shù)量越多，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大。

(2)市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制(MBI)。市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制主要是指國家采用費(fèi)用和價(jià)格等市場手段使企業(yè)外部費(fèi)用內(nèi)部化，促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行有利于環(huán)境改善的生產(chǎn)活動(dòng)[19]，具體包括環(huán)境稅、政府補(bǔ)助、排污費(fèi)、研發(fā)稅收優(yōu)惠等。市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制具備靈活性的特點(diǎn)，使企業(yè)可以選擇最有利于自身的規(guī)制方式分配企業(yè)有限的資金于環(huán)境治理和企業(yè)研發(fā)生態(tài)創(chuàng)新。本文選用政府補(bǔ)助金額的自然對(duì)數(shù)反映市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制，記為MBI。

3.調(diào)節(jié)變量

環(huán)境自愿協(xié)議(VAA)。環(huán)境自愿協(xié)議是指企業(yè)依據(jù)自身實(shí)施的環(huán)境管理情況向國家或環(huán)保機(jī)構(gòu)申請(qǐng)進(jìn)行環(huán)境保護(hù)認(rèn)證或簽署有利于環(huán)境保護(hù)的相關(guān)協(xié)議，具體包括ISO14001標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)合約等。環(huán)境自愿協(xié)議反映了企業(yè)戰(zhàn)略導(dǎo)向和高管的環(huán)境保護(hù)意愿，這些都是生態(tài)環(huán)境治理中不可忽視的問題?！犊沙掷m(xù)發(fā)展報(bào)告指南》是由Global Reporting Initiative(全球報(bào)告倡議組織，簡稱GRI)發(fā)布的，企業(yè)可自愿決定披露其環(huán)境績效，要求簡明報(bào)告企業(yè)的投入(原材料、能源、水等)、產(chǎn)出(廢水、廢棄、廢物)和涉及環(huán)境方面的培訓(xùn)和意識(shí)提高等。這里采用企業(yè)是否參照GRI發(fā)布的《可持續(xù)發(fā)展報(bào)告指南》作為調(diào)節(jié)變量，記為VAA。假如企業(yè)有披露環(huán)境和可持續(xù)發(fā)展信息，則取值為1，否則為0。

4.控制變量

結(jié)合Clarkson等、齊紹洲等的研究[20][21]，控制變量選取如下：

(1)企業(yè)規(guī)模(Scale)。選取上市公司的凈資產(chǎn)作為控制變量衡量企業(yè)規(guī)模大小，取自然對(duì)數(shù)后記為Scale。

(2)企業(yè)員工數(shù)量(Labor)。企業(yè)員工數(shù)量決定企業(yè)能夠投入到研發(fā)部門的人才數(shù)量，故選擇企業(yè)員工數(shù)量作為控制變量，取自然對(duì)數(shù)后記為Labor。

(3)區(qū)域發(fā)展水平(GDP)。企業(yè)所在省市的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，企業(yè)能利用的資源就越多，就越有可能進(jìn)行生態(tài)創(chuàng)新。因此，本文選用企業(yè)所在地的人均GDP表示，取自然對(duì)數(shù)后記為GDP。

(4)資產(chǎn)負(fù)債比(Lev)。許多研究認(rèn)為隨著企業(yè)債務(wù)的增加，企業(yè)能夠投入生態(tài)創(chuàng)新的資金就越少，故選擇企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債比作為控制變量，記為Lev。

(5)企業(yè)社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造能力(Q)。定義TobinQ為企業(yè)的市場價(jià)值/資產(chǎn)重置成本，反映了企業(yè)的社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造能力，并記為Q。

(二)模型構(gòu)建

1.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的即期影響

為比較研究環(huán)境自愿協(xié)議調(diào)節(jié)前后命令控制型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制分別對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的交互影響，構(gòu)建實(shí)證模型1和模型2分別如式(1)和式(2)所示：

其中：i表示上市公司，t表示時(shí)間，CACit表示命令控制型環(huán)境規(guī)制指標(biāo)，MBIit表示市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制指標(biāo)，VAAit表示環(huán)境自愿協(xié)議，Xitj表示企業(yè)規(guī)模Scale、企業(yè)員工數(shù)量Labor、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平GDP、資產(chǎn)負(fù)債比Lev、企業(yè)社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造力Q等5個(gè)控制變量，γt和δi分別表示時(shí)間和企業(yè)的非觀測效應(yīng)，εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)，α和β均為回歸系數(shù)。

2.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的滯后影響

考慮到命令控制型、市場激勵(lì)型對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響可能是長期的，存在時(shí)間滯后性。根據(jù)田紅娜等的研究[22]，環(huán)境規(guī)制對(duì)中國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的即期、滯后1-3期的影響結(jié)果表明滯后1期的促進(jìn)效果最好，并根據(jù)3階滯后信息準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，即在模型1和模型2的基礎(chǔ)上引入EITi,t-1為企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新指標(biāo)的一階滯后項(xiàng)，以研究環(huán)境自愿協(xié)議引入模型前后環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的滯后一期的交互復(fù)合影響，構(gòu)建模型3和模型4分別如式(3)和式(4)所示。式(3)和式(4)中其它變量物理含義與式(1)和式(2)相同。3階滯后信息準(zhǔn)則，如表1所示。表1中AIC為赤池信息準(zhǔn)則，BIC為貝葉斯信息準(zhǔn)則，HQIC為漢南-昆信息準(zhǔn)則，根據(jù)信息準(zhǔn)測確定模型優(yōu)劣的原理：信息準(zhǔn)則值越小，模型越好。由于表中AIC值、BIC值和HQIC值的最小值都是滯后1階，因此，最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇為1階。

表1 3階滯后信息準(zhǔn)則

(3)

EITit=λ1EITit-1+α0+α1CACit+α2MBIit+α3CACit*VAAit+α4MBIit*VAAit

(4)

(三)數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類指引》(2012版),選取2013-2017年中國滬深股市制造業(yè)上市企業(yè)為研究數(shù)據(jù)樣本?？紤]到數(shù)據(jù)的連續(xù)性和完整性，刪除部分于2013年及之后上市企業(yè)、ST和ST*企業(yè)以及數(shù)據(jù)缺失較多的上市企業(yè)，共117家上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)。本文采用Stata 16進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

相關(guān)變量數(shù)據(jù)來源說明：企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、中華人民共和國國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)(http://www.sipo.gov.cn/zwfwpt/)和世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織；命令控制型環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù)來自中華人民共和國生態(tài)環(huán)境部官網(wǎng)(http://www.mee.gov.cn/)和各省生態(tài)環(huán)境廳；市場激勵(lì)型和環(huán)境自愿協(xié)議的相關(guān)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫；企業(yè)凈資產(chǎn)、企業(yè)員工數(shù)量、資產(chǎn)負(fù)債比數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫；TobinQ、地區(qū)人均GDP數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

三、實(shí)證研究

(一)主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

采用Stata 16對(duì)585個(gè)樣本觀測量作變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析，結(jié)果如表2、表3所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

表2中EIT最大值為147、最小值為0、均值為4.27，可見多數(shù)上市公司的生態(tài)創(chuàng)新程度較低；標(biāo)準(zhǔn)差為13.588，表明不同企業(yè)的綠色專利授權(quán)量的樣本波動(dòng)很大。表3中大多數(shù)變量之間的相關(guān)系數(shù)都在0.5以下，進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)得到平均方差膨脹因子(VIF)為2.19，各變量的VIF值不超過5，表明樣本中不存在嚴(yán)重多重共線性問題。在1%顯著性水平下，企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新與市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制存在顯著正相關(guān)；在5%顯著性水平下，企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新與命令控制型環(huán)境規(guī)制存在顯著正相關(guān)。

(二)即期影響面板數(shù)據(jù)模型回歸分析

在使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析前，需要對(duì)模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用Wald檢驗(yàn)對(duì)混合OLS模型和固定效應(yīng)模型進(jìn)行選擇，若Wald檢驗(yàn)值顯著，拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型，否則用混合OLS模型；考慮到經(jīng)典Hausman檢驗(yàn)在異方差和自相關(guān)情況下存在失效的風(fēng)險(xiǎn)，因此本文先進(jìn)行異方差和序列相關(guān)檢驗(yàn)，若兩者都拒絕原假設(shè)，則不能采用經(jīng)典Hausman檢驗(yàn)，而選用修正的Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，否則就采用經(jīng)典Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果，如表4和表5所示。

表4 F檢驗(yàn)結(jié)果

表5 異方差和序列相關(guān)檢驗(yàn)

根據(jù)F檢驗(yàn)結(jié)果可見模型1和模型2的P值均小于0.05，在5%的顯著性水平下，拒絕混合效應(yīng)模型，應(yīng)建立固體效應(yīng)模型；根據(jù)異方差和序列相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果，可見模型1和模型2存在異方差和序列相關(guān)，經(jīng)典Hausman檢驗(yàn)失效，應(yīng)采用修正的Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，若修正的Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值顯著，拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型，否則用隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果，如表6所示。

表6 修正的Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)修正的Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，模型1和模型2的P值均小于0.05，拒絕個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。因此，本文選用固定效應(yīng)模型對(duì)即期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果，如表7所示。在表7中，模型1為環(huán)境自愿協(xié)議未引入時(shí)命令型、市場激勵(lì)型和組合環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響估計(jì)結(jié)果，模型2為環(huán)境自愿協(xié)議引入時(shí)命令型、市場激勵(lì)型和組合環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的影響估計(jì)結(jié)果。

表7 即期面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

回歸結(jié)果表明：模型1中命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)分別為1.077、0.085，呈正相關(guān)但不顯著；規(guī)制組合工具估計(jì)系數(shù)為0.22，呈正相關(guān)且在10%水平上顯著?？梢?，單獨(dú)的命令控制型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制不能顯著提升企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)償能力，但是組合環(huán)境規(guī)制工具卻能較顯著提升企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)償能力。也就是說環(huán)境規(guī)制組合工具的交互影響明顯要大于單一環(huán)境規(guī)制工具的作用。企業(yè)的規(guī)模估計(jì)系數(shù)為3.212，且在10%水平上顯著，影響強(qiáng)度要高于規(guī)制組合工具。這說明在相同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，規(guī)模小的企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)償水平比規(guī)模大的企業(yè)明顯降低。

模型2中引入環(huán)境自愿協(xié)議的調(diào)節(jié)作用后，命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)分別為1.276，0.043，仍呈正相關(guān)但不顯著；環(huán)境規(guī)制組合工具的估計(jì)系數(shù)為0.307，高于模型1的估計(jì)系數(shù)，且在1%水平顯著；命令型環(huán)境規(guī)制、規(guī)制組合工具與環(huán)境自愿協(xié)議的相互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為7.698、2.355，在5%水平上顯著均為正。說明環(huán)境自愿協(xié)議能夠顯著正向調(diào)節(jié)命令控制型環(huán)境規(guī)制與規(guī)制組合工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，并且對(duì)命令型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)作用更大?？赡茉蛟谟谄髽I(yè)生態(tài)創(chuàng)新主動(dòng)意愿能使政府命令型環(huán)境規(guī)制要求得到高質(zhì)量完成，企業(yè)自愿發(fā)布環(huán)境和可持續(xù)發(fā)展報(bào)告，建立良好企業(yè)形象，也為其獲取更多資金彌補(bǔ)由制度壓力帶來的“遵規(guī)成本”和進(jìn)行生態(tài)創(chuàng)新所需的研發(fā)投入。

模型1和模型2中命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新促進(jìn)作用在統(tǒng)計(jì)學(xué)上均不顯著，其原因可能是企業(yè)并未將政府補(bǔ)助的資金用于企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新研發(fā)而是用于彌補(bǔ)“規(guī)制成本”，以及環(huán)境規(guī)制對(duì)生態(tài)創(chuàng)新影響存在滯后作用。同時(shí)，兩種模型中命令控制型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新促進(jìn)作用均大于市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制，其原因一方面是強(qiáng)制性政府命令規(guī)制更能約束企業(yè)行為，違規(guī)成本倒逼企業(yè)進(jìn)行生態(tài)創(chuàng)新；另一方面，市場對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新補(bǔ)助真正投入工藝技術(shù)創(chuàng)新的效果需要較長的時(shí)間，并不能很快表現(xiàn)出來。

(三)考慮滯后影響的面板模型回歸分析

固定效應(yīng)模型能夠解決不隨時(shí)間變化的變量對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的影響，但是卻不能解決隨時(shí)間變化的變量的影響。因此，本文為了解決回歸模型可能存在的遺漏變量和雙向因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題，也就是說不僅環(huán)境規(guī)制會(huì)影響生態(tài)創(chuàng)新，生態(tài)創(chuàng)新也有可能影響環(huán)境規(guī)制，同時(shí)企業(yè)的綠色文化、CEO的環(huán)保意識(shí)也會(huì)影響生態(tài)創(chuàng)新，本文進(jìn)一步采用廣義矩估計(jì)(GMM)方法進(jìn)行估計(jì)。

廣義矩估計(jì)(GMM)方法可分為差分矩估計(jì)(Diff-GMM)和系統(tǒng)矩估計(jì)法(Sys-GMM)兩種，同時(shí)無論是差分GMM，還是系統(tǒng)GMM都有一步與兩步的變形，并且兩步GMM優(yōu)于一步GMM。由于差分GMM估計(jì)法僅利用差分方程進(jìn)行估計(jì)，這樣可能會(huì)使標(biāo)準(zhǔn)誤差存在嚴(yán)重的向下偏倚，并且滯后項(xiàng)和差分項(xiàng)之間的弱相關(guān)性容易導(dǎo)致弱工具變量問題；而系統(tǒng)GMM同時(shí)利用差分方程和水平方程進(jìn)行估計(jì)，能夠很好地避免上述問題。本文主要采用兩步系統(tǒng)GMM對(duì)式3和式4進(jìn)行回歸分析，同時(shí)報(bào)告兩步差分GMM的回歸報(bào)告，結(jié)果如表8所示。

合理的GMM回歸模型需要經(jīng)過兩個(gè)基本檢驗(yàn)：一是Arellano-Bond提出的對(duì)差分方程隨機(jī)擾動(dòng)性進(jìn)行二階序列相關(guān)檢驗(yàn)；二是對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行Hansen過度識(shí)別約束檢驗(yàn)。在表8中，無論采用兩步差分GMM，還是兩步系統(tǒng)GMM，AR(1)小于0.05，檢驗(yàn)不顯著，而AR(2)大于0.05，檢驗(yàn)不顯著，說明系統(tǒng)GMM方法是合理的，Hansen P值均大于0.1，可以看出模型工具變量選擇是有效的。

表8 考慮滯后影響的面板模型估計(jì)結(jié)果

模型3為環(huán)境自愿協(xié)議未引入時(shí)命令型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制及組合環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的滯后影響估計(jì)結(jié)果。模型4為環(huán)境自愿協(xié)議引入時(shí)命令型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制及組合環(huán)境規(guī)制工具對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的滯后影響估計(jì)結(jié)果。根據(jù)表8結(jié)果，加入因變量的一階滯后項(xiàng)后，滯后一期EIT與EIT呈正相關(guān)且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新是具有慣性效應(yīng)，生態(tài)創(chuàng)新優(yōu)勢可以累積給下一輪創(chuàng)新。大多數(shù)變量與生態(tài)創(chuàng)新之間的相關(guān)性并沒有發(fā)生太大的改變，只是顯著性水平發(fā)生改變。相關(guān)性主要變化在于：命令控制型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制組合工具與生態(tài)創(chuàng)新相關(guān)性為負(fù)；環(huán)境規(guī)制組合工具與環(huán)境自愿協(xié)議交互項(xiàng)與生態(tài)創(chuàng)新相關(guān)性為正。這充分反映存在環(huán)境自愿協(xié)議調(diào)節(jié)時(shí)，環(huán)境規(guī)制組合工具對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的交互影響具有后期促進(jìn)效應(yīng)。命令控制型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的總體上具有促進(jìn)作用，并且由于上一輪生態(tài)創(chuàng)新優(yōu)勢的累積效應(yīng)，命令控制型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的促進(jìn)作用增大，且命令控制型環(huán)境規(guī)制的促進(jìn)作用大于市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制。

回歸結(jié)果表明：模型3中，命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)分別為0.943、0.031，呈正相關(guān)但不顯著。與表7中模型1回歸結(jié)果比較，發(fā)現(xiàn)考慮滯后1期的命令控制型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)降低，但還是不顯著的。規(guī)制工具組合的相關(guān)關(guān)系由原來的正相關(guān)轉(zhuǎn)為負(fù)相關(guān)，可見考慮滯后1期后規(guī)制工具組合對(duì)生態(tài)創(chuàng)新較即期效應(yīng)減弱，且轉(zhuǎn)變?yōu)闇蟮囊种菩?yīng)，其原因可能是，政府補(bǔ)助多在年末發(fā)放，第二年命令控制型環(huán)境規(guī)制來臨時(shí)，企業(yè)能夠用第一年年末發(fā)放的補(bǔ)助來彌補(bǔ)第二年的處罰，造成兩者對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的促進(jìn)作用相互抵消，進(jìn)而可能對(duì)生態(tài)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。此外，控制變量中企業(yè)規(guī)模和企業(yè)社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造力分別在1%和10%上顯著正相關(guān)，即其指標(biāo)會(huì)正向影響企業(yè)長遠(yuǎn)的生態(tài)創(chuàng)新能力；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資產(chǎn)負(fù)債比與生態(tài)創(chuàng)新呈正相關(guān)但不顯著；企業(yè)員工數(shù)量與生態(tài)創(chuàng)新呈負(fù)相關(guān)但不顯著，其原因可能是企業(yè)員工數(shù)量只是代表企業(yè)擁有的各類員工，而不能代表企業(yè)所擁有的研究人員的數(shù)量，企業(yè)研究人員數(shù)量與企業(yè)員工數(shù)量不一定呈正比，因此出現(xiàn)了相關(guān)性的變化。

模型4中命令控制型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)為2.338，且在1%水平上顯著正相關(guān)；市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)為0.036，呈正相關(guān)但是不顯著。與表7中模型2回歸結(jié)果比較，發(fā)現(xiàn)考慮滯后1期的命令控制型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制估計(jì)系數(shù)降低，但是能顯著推動(dòng)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新。命令控制型環(huán)境規(guī)制與環(huán)境自愿協(xié)議的交互項(xiàng)、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與環(huán)境自愿協(xié)議的交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為24.479、0.247，且均在1%水平上顯著相關(guān)，可見考慮滯后1期后環(huán)境自愿協(xié)議對(duì)命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制調(diào)節(jié)作用較即期效應(yīng)加強(qiáng)，能顯著促進(jìn)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新。此外，控制變量中企業(yè)規(guī)模和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別在10%和5%上呈顯著正相關(guān)，即其指標(biāo)會(huì)正向影響企業(yè)長遠(yuǎn)的生態(tài)創(chuàng)新能力；資產(chǎn)負(fù)債比、企業(yè)社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造力與生態(tài)創(chuàng)新呈正相關(guān)但不顯著，企業(yè)員工數(shù)量與生態(tài)創(chuàng)新呈負(fù)相關(guān)但不顯著，其原因如上述。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文研究結(jié)果的穩(wěn)定性和有效性本文從以下幾方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，替換變量。選用企業(yè)綠色授權(quán)專利的自然對(duì)數(shù)(lnEIT)測度生態(tài)創(chuàng)新；第二，50%隨機(jī)抽樣。利用Bootstrap隨機(jī)抽樣方法對(duì)樣本企業(yè)進(jìn)行50%隨機(jī)抽樣回歸。對(duì)式(3)和式(4)的再估計(jì)結(jié)果見表9?？梢钥闯?，無論是采用替換變量還是50%隨機(jī)抽樣，主要變量估計(jì)系數(shù)方向并未發(fā)生變化，進(jìn)一步說明本文研究結(jié)論的穩(wěn)定性和有效性。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于2013-2017年中國滬深A(yù)股制造業(yè)上市企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，探究了環(huán)境自愿協(xié)議調(diào)節(jié)前后環(huán)境規(guī)制工具對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的交互動(dòng)態(tài)影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，命令控制型、市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的當(dāng)期促進(jìn)效應(yīng)并不顯著，具有時(shí)間滯后性，命令控制型環(huán)境規(guī)制工具呈現(xiàn)出顯著的滯后促進(jìn)效應(yīng)，而市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制滯后效應(yīng)不顯著。第二，命令控制型與市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制組合工具能同期促進(jìn)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新，但后期有一定抑制作用。在環(huán)境自愿協(xié)議調(diào)節(jié)下，可放大同期促進(jìn)效應(yīng)或減小后期抑制效應(yīng)。由于上一輪環(huán)境規(guī)制的生態(tài)創(chuàng)新慣性累積優(yōu)勢以及環(huán)境規(guī)制工具的后期顯著促進(jìn)效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制組合工具的交互負(fù)影響不影響企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新總體促進(jìn)效應(yīng)。第三，無論是否有環(huán)境自愿協(xié)議的調(diào)節(jié)，命令型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新當(dāng)期和后期促進(jìn)作用都大于市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制。第四，企業(yè)的規(guī)模和社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造能力對(duì)企業(yè)長期的生態(tài)創(chuàng)新能力有明顯促進(jìn)作用。

(二)管理啟示

本文的研究結(jié)論為提升制造業(yè)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新水平提供了管理政策啟示：

(1)政府應(yīng)制定更高強(qiáng)度的命令控制型環(huán)境規(guī)制。建議各地政府根據(jù)本地制造業(yè)行業(yè)的污染特點(diǎn)和當(dāng)?shù)貙?shí)際情況，對(duì)企業(yè)頒布嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)和政策法規(guī)，加大監(jiān)督懲罰力度，倒逼企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新并利用技術(shù)創(chuàng)新帶來的額外生態(tài)效益彌補(bǔ)投入成本，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)保雙贏的目標(biāo)。

(2)政府應(yīng)注重完善市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制體系。建議政府進(jìn)一步完善環(huán)境稅、資源稅、生態(tài)補(bǔ)償、排污交易許可等市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制體系，優(yōu)化環(huán)境規(guī)制工具的靈活組合，將其對(duì)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的正面促進(jìn)效應(yīng)更快釋放出來。

(3)企業(yè)應(yīng)主動(dòng)參與環(huán)境保護(hù)事業(yè)中，努力提升自身生態(tài)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力。用好政府環(huán)境規(guī)制組合工具，提倡企業(yè)主動(dòng)簽訂環(huán)境自愿協(xié)議，一方面能使政府以更低的成本監(jiān)督企業(yè)遵守環(huán)境法律法規(guī)，另一方面可以能賦予企業(yè)更大主動(dòng)權(quán)去制定并執(zhí)行符合企業(yè)實(shí)際情況的生態(tài)創(chuàng)新與環(huán)境管理戰(zhàn)略，使公眾能享受到更多環(huán)境公共物品。

(4)企業(yè)應(yīng)提升規(guī)模和財(cái)富創(chuàng)造能力，為生態(tài)創(chuàng)新提供長遠(yuǎn)動(dòng)力。建議企業(yè)完善內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)投資體系、產(chǎn)品生產(chǎn)與服務(wù)體系，不斷擴(kuò)大資金儲(chǔ)備，制定企業(yè)綠色創(chuàng)新與可持續(xù)發(fā)展高層戰(zhàn)略，營造創(chuàng)新氛圍，推進(jìn)綠色工藝技術(shù)的研發(fā)，為企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新提供長期的充足資本與技術(shù)優(yōu)勢。

注釋：

[1]Ma W.M.,Zhang R.R.,Chai S.W.,“What Drives Green Innovation? A Game Theoretic Analysis of Government Subsidy and Cooperation Contract”，Sustainability,vol.11,no.20(2019),p.5584.

[2]Chen Y.S.,Lai S.B.,Wen C.T.,“The Influence of Green Innovation Performance on Corporate Advantage in Taiwan”，JournalofBusinessEthics,vol.67,no.4(2006),pp.331-339.

[3]You D.M.,Zhang Y.,Yuan B.L.,“Environmental Regulation and Firm Eco-innovation:Evidence of Moderating Effects of Fiscal Decentralization and Political Competition from Listed Chinese Industrial Companies”，JournalofCleanerProduction,vol.207(2019),pp.1072-1083.

[4]Yi M.,Wang Y.Q.,Yan M.D.,Fu L.N.,Zhang Y.,“Government R&D Subsidies,Environmental Regulations,and Their Effect on Green Innovation Efficiency of Manufacturing Industry:Evidence from the Yangtze River Economic Belt of China”，InternationalJournalofEnvironmentalResearchandPublicHealth,vol.17,no.4(2020),p.1330.

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[6]Jiang Z.Y.,Wang Z.J.,Zeng Y.Q.,“Can Voluntary Environmental Regulation Promote Corporate Technological Innovation?”，BusinessStrategyandtheEnvironment,vol.29,no.2(2020),pp.390-406.

[7]Porter M.E.,Vanderlinde C.,“Toward a New Conception of the Environment-competitiveness Relationship?”，JournalofEconomicPerspectives,vol.9,no.4(1995),pp.97-118.

[8]Ramanathan R.,Black A.,Nath P.,Muyldermans L.,“Impact of Environmental Regulations on Innovation and Performance in the UK Industrial Sector ”，ManagementDecision,vol.48,no.10(2010),pp.1493-1513.

[9]許士春、何正霞、龍如銀：《環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響》，《科研管理》2012年第6期。

[10]沈 能、劉鳳朝：《高強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制真能促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新嗎?——基于“波特假說”的再檢驗(yàn)》，《中國軟科學(xué)》2012年第4期。

[11]Kemp R.,Pontoglio S.,“The Innovation Effects of Environmental Policy Instruments — A Typical Case of the Blind Men and the Elephant? ”，EcologicalEconomics,vol.72(2011),pp.28-36.

[12]彭 星、李 斌：《不同類型環(huán)境規(guī)制下中國工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型問題研究》，《財(cái)經(jīng)研究》2016年第7期。

[13][16]王淑英、李博博、張水娟：《基于空間計(jì)量的環(huán)境規(guī)制、空間溢出與綠色創(chuàng)新研究》，《地域研究與開發(fā)》2018年第2期。

[14]Li W.H.,Gu Y.,Liu F.,Li C.,“The Effect of Command-and-control Regulation on Environmental Technological Innovation in China:A Spatial Econometric Approach”，EnvironmentalScienceandPollutionResearch,vol.26,no.34(2019),pp.34789-34800.

[15]張彩云、呂 越：《綠色生產(chǎn)規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新——影響及機(jī)制研究》，《經(jīng)濟(jì)管理》2018年第1期。

[17]陳 曉、李美玲、張壯壯：《環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)助與綠色技術(shù)創(chuàng)新——基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證研究》，《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2019年第9期。

[18]李勝蘭、初善冰、申 晨：《地方政府競爭、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率》，《世界經(jīng)濟(jì)》2014年第4期。

[19]馮志軍、陳 偉、楊朝均：《環(huán)境規(guī)制差異、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與中國經(jīng)濟(jì)綠色增長》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2017年第8期。

[20]Clarkson P.M.,Li Y.,Richardson G.D.,Vasvari F.P.,“Revisiting the Relation between Environmental Performance and Environmental Disclosure:An Empirical Analysis ”，Accounting,OrganizationsandSociety,vol.33,no.4(2007),pp.303-327.

[21]齊紹洲、林 屾、崔靜波：《環(huán)境權(quán)益交易市場能否誘發(fā)綠色創(chuàng)新?——基于我國上市公司綠色專利數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第12期。

[22]田紅娜、楊立成、李韻綺，等：《環(huán)境規(guī)制對(duì)我國制造業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的影響——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《科技與管理》2016年第6期。