鄧沛琦

（湖北省社會科學院 經(jīng)濟研究所，湖北 武漢 430077）

一、文獻綜述及研究假設

學術界對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新關系的研究由來已久，學者們從不同視角采用不同方法對此進行了大量研究，但迄今仍未達成一致結論。古典經(jīng)濟學認為，環(huán)境規(guī)制所導致的企業(yè)排污成本內部化會擠壓企業(yè)用于研發(fā)的那一部分資金投入，進而抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效果，環(huán)境質量的改善必須以降低經(jīng)濟增長為代價。［1-3］而哈佛大學教授波特認為，恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠促使企業(yè)進行更多的技術創(chuàng)新活動，從而抵消創(chuàng)新所需部分或全部成本，實現(xiàn)“創(chuàng)新補償”效應，此即環(huán)境規(guī)制中經(jīng)典的“波特假說”。［4-5］國內外學者運用多種研究方法對“波特假說”從理論和實證上進行了驗證，基本形成了兩種代表性觀點，即“促進論”觀點和 “抑制論”觀點。

第一，“促進論”觀點。Brunnermeier和Cohen根據(jù)美國制造業(yè)的數(shù)據(jù)證實了環(huán)境規(guī)制能對環(huán)境相關的技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向促進作用。［6］Jaffe等和Yuan等基于不同國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，結果也支持了“波特假說”成立。［7-8］Ramanathan等和Albrizio等從環(huán)境管制政策的靈活性與差異化出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)更為靈活的市場型政策工具比命令—控制型的環(huán)境政策工具對生產(chǎn)率增長的促進更為明顯。［9-10］王鋒正和郭曉川認為，環(huán)境規(guī)制強度對我國工業(yè)企業(yè) R&D效率的影響呈顯著正相關關系；胡雪萍等運用SYS-GMMM方法證明了天南地北規(guī)制以一種“U”型動態(tài)影響綠色技術創(chuàng)新。［11-12］毛建輝考察政府行為、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域技術創(chuàng)新的關系發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制強度增加能夠促進區(qū)域技術創(chuàng)新能力提升，但這僅限于東部地區(qū)，而中西部地區(qū)尚未形成這種正向促進作用。［13］溫湖煒和鐘啟明采用倍差法模型的實證研究結果基本上也支持“波特假說”。［14］

第二，“抑制論”觀點。Hamamoto基于日本制造業(yè)和非制造業(yè)數(shù)據(jù)的研究認為，環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用并不顯著。［15］Greenstone等人檢驗了美國的清潔空氣法案對其制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，研究表明，該法案的實施使得美國制造業(yè)（在1972～1993年間）的全要素生產(chǎn)率下降了大概2.6%。［16］葉琴等研究表明，環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新具有滯后性，并不能對當期的技術創(chuàng)新水平產(chǎn)生促進作用，這說明“波特假說”存在時間約束條件。［17］張根文等研究發(fā)現(xiàn)，新法的實施對重污染企業(yè)創(chuàng)新活動在整體上有負面影響。［18］伍格致等研究認為，環(huán)境規(guī)制既不能提高技術創(chuàng)新水平，也不能提高全要素生產(chǎn)率。［19］劉章生等和錢銀利的研究結果均顯示，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的總體促進作用不明顯。［20-21］牛美晨和劉曄的實證研究結果表明排污費征收標準的提高顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新水平，而且這種抑制具有長期效應。［22］的確，企業(yè)會綜合考慮各類影響投入和產(chǎn)出的因素來實現(xiàn)企業(yè)效益最大化的目標，在“遵循成本效應”的前提下，當稅費標準低于企業(yè)的減排成本時，企業(yè)寧可繳費也不愿減排。［23］

還有學者認為，環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間存在非線性效應，這種非線性關系的具體情況會因空間、企業(yè)特征、地區(qū)特征以及行業(yè)等不同而異。徐彥坤和祁毓從時間維度上來驗證環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術進步存在“U”型關系，即從短期來看，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新會產(chǎn)生不利影響，但持續(xù)的環(huán)境規(guī)制所釋放的社會綠色信號能夠提升企業(yè)環(huán)境治理的社會價值。［24］韓慶蘭和廖佩君研究發(fā)現(xiàn)，在重污染行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制對行業(yè)生態(tài)技術創(chuàng)新的影響由抑制轉變?yōu)榇龠M；在輕污染行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制對行業(yè)生態(tài)技術創(chuàng)新具有顯著正向影響。［25］高新偉和張增潔也驗證了不同環(huán)境規(guī)制工具與技術創(chuàng)新之間的非線性關系。［26］

綜上所述，有關環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響學界尚未達成一致共識。為進一步豐富和拓展相關研究，本文提出如下兩個假設：

假設1：排污費標準改革在短期會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，但在長期，這種負向作用將會降低。

假設2：排污費標準對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響會因企業(yè)所有制特征差異而不同，相比于非國有企業(yè)，排污費標準改革對國有企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響更大。

二、研究設計

（一）模型設計

由于各省份二氧化硫排污費征收標準調整在時間、空間和行業(yè)上存在差異，本文采用三重差分模型（Difference-in-Difference-in-Difference，DDD）來分析二氧化硫排污費調整對企業(yè)的創(chuàng)新效應影響，該項政策只是針對污染行業(yè)進行的，對其他行業(yè)并無直接影響，因此構成了評估的第三層差異，即污染行業(yè)與非污染行業(yè)之間的差異。本文借鑒Bertrand和Mullainathan的“多期雙重差分方法”，［27］建立基準模型如下：

式（1）中，i表示省份，c表示企業(yè)，t表示年份。因變量Yct代表企業(yè)創(chuàng)新水平，參考解維敏和方紅星、劉運國和劉雯、盧馨等的研究，本文采用研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比值（RD_asset）來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。［28-30］主要解釋變量PDRict表示t年i省份c企業(yè)是否受到排污費標準調整這一外部沖擊的影響，如果i省份排污費改革的時間為t，則在t年以后i省份重污染行業(yè)所對應的企業(yè)PDRict取值為1，反之為0。這里的重污染行業(yè)主要為排放二氧化硫的六大行業(yè)。①《第一次全國污染源普查公報》數(shù)據(jù)顯示，二氧化硫排放的行業(yè)主要包含：電力、熱力生產(chǎn)供應業(yè)；非金屬礦物制品業(yè)；黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；化學原料及化學制品制造業(yè)；有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)等六大行業(yè)，因此本文討論的受排污費改革影響的工業(yè)企業(yè)也主要為這六大行業(yè)下所對應的污染型企業(yè)。Controlict為影響企業(yè)創(chuàng)新的其他控制變量，uc是省份固定效應，以控制地區(qū)間不隨時間變化的沖擊的影響；γt表示年份固定效應，以控制各年份不因企業(yè)變化沖擊的影響；εct為殘差項。本文關注的主要系數(shù)為β，該系數(shù)捕捉了排污費改革對污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的沖擊。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

如表1所示，在企業(yè)控制變量方面，借鑒現(xiàn)有的關于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究結果，選取企業(yè)規(guī)模（lnasset，labour）、企業(yè)年齡（age）、社會財富創(chuàng)造能力（tobin_Q）、企業(yè)負債（lndebt）等控制變量。其中，選取樣本中的企業(yè)凈資產(chǎn)和企業(yè)員工數(shù)量作為控制變量來衡量企業(yè)規(guī)模的大小，取對數(shù)后分別用lnasset和lnlabour表示；選取樣本中企業(yè)調查期與成立年份之差來表示企業(yè)年齡（age）；選取樣本中上市公司的企業(yè)TobinQ（企業(yè)市場價值與資本重置成本之比定義為TobinQ，數(shù)值越大表明企業(yè)創(chuàng)造了越多的社會財富）作為控制變量來衡量企業(yè)的社會財富創(chuàng)造能力；企業(yè)負債（lnDebts），企業(yè)可以擁有更多的可用資金來改善技術設備、增加創(chuàng)新投入，同時銀行所提供的貸款也是市場投資者對企業(yè)信用的重要衡量，取對數(shù)后用lnDebts表示。［31-32］

表1 變量描述性統(tǒng)計

對所選取的初始樣本數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除ST或*ST的企業(yè)，以規(guī)避異常值影響。（2）剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的企業(yè)，并對個別變量的缺失值做插值處理。（3）剔除流動資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)的異常值。（4）對觀測值在1%和99%分位數(shù)上進行縮尾處理，以消除異常值的影響。［33］在對企業(yè)層面的研究中，企業(yè)財務數(shù)據(jù)、公司員工規(guī)模數(shù)據(jù)以及企業(yè)所在行業(yè)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，企業(yè)研發(fā)支出的數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)通過手工比對合并形成。處理后面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示，研發(fā)投入占比的平均值為0.018，最大值為0.188，可見，觀測樣本企業(yè)整體的研發(fā)投入偏低（除了企業(yè)年齡的標準差較大以外），其余各個變量的均值和極值都較為正常。

三、實證結果與分析

（一）共同趨勢檢驗

在開始分析排污收費標準改革對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響之前，需要先檢驗在政策實施以前，處理組省份和控制組省份的企業(yè)在技術創(chuàng)新這一指標上的差異是否會隨著時間而發(fā)生變化。如果在排污收費標準提高之前的因素導致污染型企業(yè)與其他工業(yè)企業(yè)在技術創(chuàng)新方面的差異出現(xiàn)顯著變化，那么此時三重差分的回歸結果將是有偏的。雖然在模型設計上加入的影響企業(yè)技術創(chuàng)新的一系列控制變量能讓估計結果更加接近真實值，但為了更嚴謹?shù)嘏袛嗯盼凼召M標準之前的因素是否會對回歸結果產(chǎn)生影響，設計如下模型對處理組和控制組的企業(yè)技術創(chuàng)新在排污費標準提高之前是否滿足共同趨勢假設進行檢驗：

其中，PDR表示排污收費標準提高前四個變量的合集，t=0表示排污收費標準改革當年，t=-2、t=-3、t=-4則分別表示排污收費標準改革實施前二年、前三年、前四年，我們以t=-1即政策實施前一期作為處理組和對照組共同趨勢檢驗的基準期。PDR的系數(shù)表示排污收費標準實施前處理組和控制組企業(yè)的技術創(chuàng)新差異相對于t=-1期的變化。根據(jù)平衡趨勢假定，我們預期排污費改革措施實施前各PDR的系數(shù)都不顯著。Control所含的其他控制變量與模型（1）一致。表2匯報了利用模型（2）進行共同趨勢檢驗的回歸結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在第（4）列控制了年份和企業(yè)固定效應以及加入其他控制變量的情況下，PDR-2、PDR-3、PDR-4的系數(shù)均不顯著，這說明在排污收費標準實施之前，相對于基準期（t=-1），處理組和控制組的企業(yè)技術創(chuàng)新水平不存在顯著差異，符合共同趨勢的假定。

表2 共同趨勢檢驗

（二）基準回歸結果分析：環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響分析

運用模型（1）的三重差分方法來探究更嚴格的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，估計結果見表3。

表3 基準回歸結果

觀察表3中列（1）和列（2）可以發(fā)現(xiàn)，無論是否控制時間效應，主要解釋變量系數(shù)均顯著為負，說明更為嚴格的環(huán)保規(guī)制政策（即排污費標準的提高）會顯著降低企業(yè)的技術創(chuàng)新水平。當其他因素保持不變時，相比于還未受排污收費改革影響的企業(yè)而言，受到影響的企業(yè)的技術創(chuàng)新水平平均降低0.23%。如列（3）和列（4）所示，PDR_1～PDR_5的系數(shù)均不顯著，這說明排污費標準提高對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用只存在短期效應，并無明顯滯后效果。

由此我們驗證了本文提出的假設1，即排污費標準改革在短期會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，但從長期看，這種負向作用將會降低。

（三）異質性分析：環(huán)境規(guī)制、企業(yè)特征與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新

為了驗證假設2是否成立，本文根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）中企業(yè)分類標準將樣本數(shù)據(jù)分為外資、國有、民營企業(yè)三大類，表4為分樣本固定效應回歸結果。從列（1）、列（2）和列（3）可知，排污費標準改革對國有企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有明顯的負向作用，其系數(shù)為-0.0037，略高于基準回歸結果中的-0.0031，而民營企業(yè)和外資企業(yè)的回歸結果并不顯著。列（4）、列（5）和列（6）的滯后效應回歸結果顯示，排污費征收標準提高對國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新具有顯著的滯后影響，而對民營和外資企業(yè)的滯后作用并不明顯。綜合分析，不論是當期還是滯后期，排污收費標準提高對國有企業(yè)創(chuàng)新活動具有顯著的負向作用，但對民營和外資企業(yè)均無顯著影響。

表4 分樣本回歸結果

由此本文提出的假設2得到了驗證，即“排污費標準改革對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響會因企業(yè)所有制特征差異而不同，相比于非國有企業(yè)，此次排污費標準改革對國有企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響更大”。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）行業(yè)污染屬性指標的重新定義

為檢驗基準回歸模型估計出來的系數(shù)的穩(wěn)健性和可靠性，對行業(yè)污染屬性指標進行重新定義后進行再估計。這里將主要排放二氧化硫的六大行業(yè)設定為污染行業(yè)。

利用政策實施之前2000年的企業(yè)所屬行業(yè)的二氧化硫排放占全行業(yè)比重值，采用單一年份的行業(yè)排放指標避免隨時間變化的行業(yè)排放指標可能造成的模型的內生性問題?；貧w結果與上述檢驗一致，排污收費標準的提高對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新均有顯著負向作用（見表5）。表明本文的研究估計結論是相對穩(wěn)健的。

表5 重新定義污染行業(yè)后的回歸結果

（二）改變聚類層次和固定效應類型

在基準回歸模型中，本文控制了年份固定效應和企業(yè)固定效應，但是仍然存在一些行業(yè)中的不隨時間變化的特征，如地理位置、氣候條件等會影響到企業(yè)的研發(fā)投入。

為了更好地控制這種行業(yè)、省份層面因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響，我們有選擇性地考慮不同聚集水平下的穩(wěn)健標準誤和不同類型的固定效應來控制排污收費改革在行業(yè)和省份層面的沖擊。

回歸結果如表6所示。表6第1～3列展示了不同聚類層次的回歸結果，分別對省份、行業(yè)和省份—行業(yè)進行雙重聚類，主要關注的系數(shù)保持在-0.0023左右，并在5%和10%的水平上顯著；表6中第4～6列不同固定效應類型的回歸結果中，我們逐步加入行業(yè)—年份固定效應、省份—年份固定效應和行業(yè)—省份固定效應，從而控制行業(yè)層面、省份層面逐年變化的不可觀測因素對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，以及行業(yè)層面隨省份變化不可觀測的因素對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，在此關注的主要系數(shù)仍然保持為-0.0023，并在10%的水平上顯著。所得結論與上述基準回歸模型中的估計結果基本一致。

表6 不同聚類層次和不同固定效應類型的回歸結果

五、結論與建議

本文從動態(tài)的研究視角討論了環(huán)境規(guī)制對上市工業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，即利用大樣本上市工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，采用三重差分方法評估環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新活動的影響和異質性效果，并通過基準回歸結果和穩(wěn)健性檢驗證實了本文提出的兩個研究假設。具體來說，排污費征收標準改革的實施在短期對上市工業(yè)公司的研發(fā)投入具有顯著的負向影響，但是從長期來看，這種負向作用將會降低；從企業(yè)性質來說，國有控股的上市工業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動會受到排污費稅標準改革的負面影響，但民營和外資企業(yè)受到的影響并不顯著。因此，可以得到結論：排污費稅標準改革作為一種強化的經(jīng)濟型環(huán)境規(guī)制手段，在其實施后并不能倒逼工業(yè)企業(yè)的技術研發(fā)創(chuàng)新，反而抑制了國有企業(yè)的研發(fā)投入。該研究結論是基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)和指標進行的綜合效果和平均效果的估計，但不排除有部分大中型企業(yè)在排污收費標準提高以后加大了研發(fā)投入以應對環(huán)境規(guī)制帶來的高成本。

根據(jù)上述研究結論，本文提出如下幾點建議：

第一，針對人們日益增長的美好生態(tài)環(huán)境訴求，政府應加強更為嚴格的環(huán)境信息監(jiān)測披露，運用多種政策工具和大數(shù)據(jù)等信息手段撬動企業(yè)環(huán)境治理和生態(tài)保護，構建市場導向型的綠色技術創(chuàng)新體系。但在經(jīng)濟下行壓力下，污染治理政策的實施也應該同時兼顧到企業(yè)的實際，針對不同的行業(yè)企業(yè)靈活采用環(huán)境執(zhí)法措施，充分調動企業(yè)生產(chǎn)和技術創(chuàng)新積極性。

第二，政府應建立健全污染企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的外部激勵機制：一方面，可以通過政府研發(fā)財政補貼、稅收減免等鼓勵性政策來促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新；另一方面，不斷改進和完善營商環(huán)境，為企業(yè)綠色技術創(chuàng)新提供綠色公共服務。

第三，污染企業(yè)要通過落實“兩山理論”，實現(xiàn)“雙碳”目標，樹立高質量、可持續(xù)發(fā)展的愿景和環(huán)境導向的發(fā)展戰(zhàn)略，自覺踐行綠色發(fā)展理念。企業(yè)要在環(huán)境治理中發(fā)揮主體性作用，樹立環(huán)境責任意識，主動調整戰(zhàn)略部署，轉變企業(yè)發(fā)展模式，通過技術和人才引進等舉措來保障企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，實現(xiàn)環(huán)境保護和綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟社會效益的多贏。