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        環(huán)境政策與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入

        2023-01-11 00:54:08副教授馬文超教授
        財會月刊 2023年2期
        關鍵詞:管制效應污染

        李 英(副教授),馬文超(教授)

        一、問題提出

        2013年發(fā)布的《關于全面深化改革若干重大問題的決定》提出,要使市場在資源配置中起決定性作用,建立吸引社會資本投入生態(tài)環(huán)境保護的市場化機制。2015年1月14日,國務院辦公廳發(fā)布的《關于推行環(huán)境污染第三方治理的意見》(國辦發(fā)[2014]69號)提出,環(huán)境公用設施、工業(yè)園區(qū)等重點領域的第三方治理要取得顯著進展,到2020年,污染治理效率和專業(yè)化水平要明顯提高,社會資本進入污染治理市場的活力應被進一步激發(fā)。顯然,在政府與市場的互動中,第三方企業(yè)的環(huán)境治理將發(fā)揮極其重要的作用。

        然而,已有研究更多聚焦于污染企業(yè),重點考察環(huán)境政策的效果以及對企業(yè)創(chuàng)新的影響。就一般邏輯而言,污染企業(yè)不支付代價會引起相關企業(yè)的支出增加或收益減少。污染企業(yè)經(jīng)營引起的其他企業(yè)或社會主體的成本增加使得政府的介入成為必要,政府可以通過選擇“命令控制型”“經(jīng)濟激勵型”等政策給予企業(yè)技術創(chuàng)新上的約束或激勵(彭海珍和任榮明,2003)。通過優(yōu)化技術進步的路徑,使企業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出持續(xù)的綠色偏向(景維民和張璐,2014),這不僅使得其轉(zhuǎn)嫁給外部主體的成本內(nèi)部化,而且通過成本壓縮等途徑確立了企業(yè)的競爭優(yōu)勢。已有圍繞“環(huán)境政策選擇”和“環(huán)境研發(fā)投入”關系進行分析的文獻,以Porter和Van der Linde(1995)提出的“波特假說”最具代表性,即適當?shù)沫h(huán)境管制有助于被激勵對象以降耗增效、保證產(chǎn)品質(zhì)量和安全為目標,實施研發(fā)投入和技術創(chuàng)新,隨之也出現(xiàn)了大量支持和質(zhì)疑此觀點的文獻?;凇懊羁刂菩汀闭?,Ambec和Barla(2002)、Hamamoto(2006)認為,排放限制會倒逼企業(yè)加大研發(fā)投入,并促使業(yè)績改善;Jaffe和Palmer(1997)、張平等(2016)、Petroni等(2019)則發(fā)現(xiàn),違規(guī)懲罰迫使企業(yè)進行污染治理投資,從而擠占了R&D投入?;凇敖?jīng)濟激勵型”政策,Clausen(2009)發(fā)現(xiàn)政府補貼可以促進企業(yè)創(chuàng)新,特別是Lach(2002)、林菁璐(2018)發(fā)現(xiàn)政府補助對于中小企業(yè)的研發(fā)活動具有明顯的促進作用。但是,未見文獻圍繞“創(chuàng)新投入”考察各類政策運用對于第三方治理企業(yè)的影響。

        在環(huán)境污染第三方治理研究中,考慮到治理活動對于政策、技術創(chuàng)新的依賴,以下兩點值得思考:一是政府實施的各類環(huán)境政策如何影響政府和污染企業(yè)之外的第三方治理企業(yè)?二是該影響除了指向第三方治理企業(yè)的“利潤創(chuàng)造”,是否還涉及支撐其持續(xù)性治理的“技術創(chuàng)新”?就第一點而言,原毅軍和耿殿賀(2010)對管制背景下排污企業(yè)自行治污或第三方治理企業(yè)受托治理的博弈分析最具代表性,其研究論述了盈利性的清潔企業(yè)(第三方企業(yè))參與污染治理的可行性,可為后續(xù)研究中的理論分析提供參考。此外,我國學者從績效分配管理、多中心治理等視角,分析了“污染付費”原則踐行中多主體合作的基本模式(董戰(zhàn)峰等,2016;陳潭,2017)。但是,已有研究尚未對環(huán)境政策實施與第三方治理企業(yè)行為之間的關系形成經(jīng)驗性結論。當前,尚未發(fā)現(xiàn)聚焦“各類環(huán)境政策效應與環(huán)保產(chǎn)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新”的實證文獻。

        基于以上情況,本文嘗試考察不同類型環(huán)境政策的實施對于第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。采用2011~2017年我國環(huán)境服務類滬深A股上市公司微觀數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境政策實施整體推動了第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入,但是環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應具有企業(yè)、產(chǎn)權和地域上的差異。具體而言,“一股獨大”會對環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應產(chǎn)生顯著影響,特別是對激勵性政策效應具有抑制作用;財務績效有助于抵御研發(fā)風險,會促進受激勵型政策影響的第三方治理企業(yè)增加創(chuàng)新投入;國有企業(yè)會發(fā)揮“排頭兵”的作用,面向國企的命令控制型政策效應更為明顯;東部地區(qū)對環(huán)保技術與服務的需求更大,命令控制型政策效應在該地區(qū)更為顯著。

        考察“環(huán)境政策與第三方企業(yè)創(chuàng)新投入”具有重要的意義:首先,研究提供了環(huán)境污染第三方治理的經(jīng)驗證據(jù)。已有研究分析了政府管制下排污企業(yè)與第三方企業(yè)在環(huán)境治理中“互補”或“替代”的方式,也有研究采用案例考察了補貼政策對第三方治理效率的影響,但是未見實證性的大樣本研究。其次,研究豐富了企業(yè)創(chuàng)新領域的文獻。已有文獻主要圍繞波特假說,分析和檢驗排污控制或政府補助對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響,檢驗政策效應時的觀測對象主要來自傳統(tǒng)制造業(yè)和重污染行業(yè),并未聚焦到第三方企業(yè)。此外,本文分析和檢驗各類環(huán)境政策對第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的影響,以及企業(yè)、產(chǎn)權、地區(qū)異質(zhì)性引起的差異化效果,研究為各類環(huán)境政策運用及我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了有效的經(jīng)驗證據(jù),對于改進“一刀切”式的環(huán)境管制具有重要啟示。

        二、理論分析與假設提出

        環(huán)境污染第三方治理企業(yè)雖然屬于污染治理者,但是它的決策依賴于受政策約束的排污企業(yè)所推動的治污項目。從污染治理需求看,當我國環(huán)境治理壓力增大時,環(huán)境政策的執(zhí)行力度會加大,市場對環(huán)保產(chǎn)品和環(huán)境技術服務的需求也會隨之增加(杜雯翠,2013)。此時,污染治理供給會在管制約束下由排污企業(yè)和第三方企業(yè)基于比較優(yōu)勢共同提供,具體經(jīng)由兩類主體的博弈而定(要么排污企業(yè)自行治理,要么委托第三方企業(yè)進行治理)?;诠苤葡碌碾p主體博弈,以及Porter和Van der Linde(1995)的假說,在命令控制型政策對污染企業(yè)研發(fā)投入的影響達到臨界點之前,如果污染企業(yè)選擇自行治污,該政策對企業(yè)研發(fā)投入會存在擠出效應,將發(fā)生較高的合規(guī)成本(Kneller等,2012);此時委托第三方進行污染治理,可以發(fā)揮第三方治理的比較優(yōu)勢和環(huán)境服務規(guī)?;?,治理成本也會較低。當然,在政策對污染企業(yè)研發(fā)投入的影響達到臨界點之后,政策對污染企業(yè)的創(chuàng)新補償效應顯現(xiàn),創(chuàng)新投入會降耗增效并提升產(chǎn)品質(zhì)量,競爭力的提升將彌補治污成本。但是,目前未見有關第三方消極治理的經(jīng)驗證據(jù),而污染企業(yè)的自治效果卻一直受到理論界的詬病。因此,在我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)的導入期,政策實施與第三方污染治理應該存在理論上的第一階段的正向關系。就我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)實踐而言,以提供專業(yè)化環(huán)境治理及服務為主營業(yè)務的第三方治理企業(yè),其核心競爭力在于其專業(yè)化分工帶來的低成本,而這主要依賴于以研發(fā)投入為基礎的技術創(chuàng)新。

        基于以上分析,本文認為政策執(zhí)行力度越大,對第三方企業(yè)治理的需求越大,引起的專業(yè)化創(chuàng)新投入越多。此外,在上述命令控制型政策產(chǎn)生影響的同時,激勵型政策也會影響第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新水平。命令控制型環(huán)境政策的不同之處在于它更注重對環(huán)境創(chuàng)新成本的補償,如范慶泉和張同斌(2018)所述,環(huán)保補助是為了保護生態(tài)環(huán)境而對放棄發(fā)展機會的企業(yè)進行補償,此類政策操作會直接作用于第三方治理企業(yè)。

        然而,結合已有研究,本文認為第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入可能會存在以下問題:一是較強的正外部性使其創(chuàng)新投入的積極性不足,即技術創(chuàng)新成果容易被模仿導致技術收益難以內(nèi)化到企業(yè)自身(Tassey,2004;Framco和Marin,2013),從而導致第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的積極性下降。二是研發(fā)活動的特點也會導致其創(chuàng)新投入不足,即研發(fā)活動具有投資金額大、回收期長、風險高等特點,一旦預期收益現(xiàn)值低于初始投資,加之風險可控性差,企業(yè)就會傾向于降低創(chuàng)新投入。顯然,政府實施激勵型政策,如給予補貼支持,既能夠降低企業(yè)研發(fā)成本及相關風險,又可以提升企業(yè)面對環(huán)境市場失靈時的投資積極性。特別是,政府補助對于市場失靈的緩解作用,在中小企業(yè)研發(fā)活動中表現(xiàn)尤為明顯,而本文的樣本統(tǒng)計顯示第三方治理企業(yè)以中小規(guī)模居多。因此,本文認為激勵型環(huán)境政策的實施會引起第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。基于上述分析,本文提出如下假設:

        H1:命令控制型和激勵型環(huán)境政策強度越大,第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入越多。

        三、研究設計

        (一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

        我國環(huán)境政策執(zhí)行日益嚴格、環(huán)境治理需求不斷增大,但環(huán)境污染第三方治理仍處于試點階段。本文選取2011~2017年環(huán)境服務類滬深A股上市公司為研究樣本,并對樣本進行如下篩選:①選取《2017年環(huán)保產(chǎn)業(yè)上市公司年度報告》中涉及的103家環(huán)保上市公司;②考慮到我國上市環(huán)保公司年報從2011年才開始規(guī)范化披露研發(fā)投入數(shù)據(jù),將2011年及以后年度作為觀測期間;③為避免異常值影響和滿足所選數(shù)據(jù)具備政策時滯分析的需要,剔除ST、*ST以及2015年以后上市的公司數(shù)據(jù);④剔除相關變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終,得到74家企業(yè)2011~2017年共計510個樣本觀測值,同時,為了避免極端值的影響,在統(tǒng)計上對1%分位和99%分位兩側(cè)數(shù)據(jù)進行了Winsorize處理。

        本文測度環(huán)境政策所用到的環(huán)境政策強度相關數(shù)據(jù)均來自《中國環(huán)境年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》,涉及的公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率等財務指標數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

        (二)變量定義

        1.創(chuàng)新投入(RDI)。以技術創(chuàng)新為切入點,本文著重考察不同類型的環(huán)境政策對環(huán)境污染第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入行為的影響。已有研究表明,企業(yè)進行技術創(chuàng)新的意愿會體現(xiàn)為企業(yè)的研發(fā)投入(解維敏等,2009),因此本文采用環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的研發(fā)支出額作為RDI的衡量指標。

        2.環(huán)境政策(ERS/Gov)。

        (2)激勵型環(huán)境政策(Gov)。借鑒已有研究成果,本文以“政府補助”作為激勵型環(huán)境政策的度量指標。具體計算時,基于CSMAR數(shù)據(jù)庫中政府補貼明細項目,剔除了與環(huán)境政策影響不相關的非科技研發(fā)、非環(huán)保類項目補助。

        3.控制變量。①財務業(yè)績(EI),本文采用第三方治理企業(yè)因環(huán)保業(yè)務而形成的營業(yè)收入來衡量。目前,針對環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績效評價的研究較少,企業(yè)績效評價方面的研究主要圍繞財務業(yè)績與非財務業(yè)績兩方面展開。針對非財務業(yè)績,多是從社會責任角度考慮,相關評價主要圍繞污染企業(yè)展開。本文結合環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的一般性和特殊性,并考慮創(chuàng)新投入與其營業(yè)收入間的相關性,選取第三方治理企業(yè)環(huán)保業(yè)務上的主營業(yè)務收入來度量財務業(yè)績。②股權集中度(Top1),本文采用第一大股東持股比例來衡量。已有文獻主要采用大股東持股比例、管理層持股比例、多個大股東等指標來考察股權集中度??紤]到在環(huán)境污染第三方治理領域,上市公司第一大控股股東對企業(yè)研發(fā)決策的作用顯著,本文選用了第一大股東持股比例。

        對于其他控制變量,根據(jù)已有研究所發(fā)現(xiàn)的影響企業(yè)投入的因素,本文從宏觀省際和微觀企業(yè)兩個層面進行了相關控制,詳見表1。

        表1 相關變量定義

        (三)模型設定

        為了檢驗不同類型的環(huán)境政策與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入之間的具體關系,借鑒馬文超等(2018)的方法,構建以下模型進行分析。其中模型(1)用來檢驗命令控制型環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應,模型(2)用來檢驗激勵型環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應。

        本文預期模型(1)中,ERS的系數(shù)β1在統(tǒng)計上顯著且符號為正,即表示命令控制型環(huán)境政策與第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入(RDI)之間存在正向的線性關系;對于模型(2),則預期Gov的系數(shù)β2在統(tǒng)計上顯著且符號為正,即說明激勵型環(huán)境政策的激勵性越強,第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入(RDI)越多。其他符號釋義為:α為截距項,β為解釋變量系數(shù),ε為誤差項,Controlk為各個控制變量,λk為控制變量系數(shù),下標k(k=1,2,…,10)為控制變量標號。

        四、實證結果與分析

        (一)描述性統(tǒng)計

        1.全樣本描述性統(tǒng)計。本文對主要變量進行了全樣本描述性統(tǒng)計,具體結果如表2所示。

        表2 全樣本的描述性統(tǒng)計結果

        在表2中,RDI的最大值為20.65,最小值為0,均值為4.93,中位數(shù)為2.71,說明當前環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入水平總體偏低,甚至一些企業(yè)沒有創(chuàng)新投入,創(chuàng)新投入在企業(yè)間也存在較大差異。ERS的最大值為1.60,約為最小值0.11的十四倍之多,標準誤為0.40,揭示了當前不同地區(qū)的環(huán)境污染第三方治理企業(yè)面臨的環(huán)境管制強度差異較大;同時該變量的均值為0.36,大于中位數(shù)0.23,表明我國部分地區(qū)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)面臨的管制強度要高于全國平均水平。Gov的標準誤大于1,最大值為18.32,最小值為0.06,體現(xiàn)了政府補助的選擇性特征,Gov在企業(yè)間的差異明顯;同時該變量的中位數(shù)1.30遠小于平均數(shù)3.06,意味著在第三方治理領域,大多數(shù)企業(yè)所受到的政府補助水平遠低于平均水平。

        由表2可知,創(chuàng)新投入和激勵型環(huán)境政策的標準誤均大于1,這可能與政府補助是第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入來源有關,有待下文進行統(tǒng)計推斷分析。此外,企業(yè)規(guī)模(Size)的最大值為24.54、最小值為20.14、中位數(shù)為21.99(小于均值22.09),預示著目前的環(huán)境污染第三方治理企業(yè)以中小規(guī)模的企業(yè)居多。財務業(yè)績、盈利能力、市場價值、企業(yè)年齡的相關數(shù)值均呈現(xiàn)極值差距大、中位數(shù)小于平均數(shù)的特征。

        企業(yè)層面的控制變量中,股權集中度(Top1)數(shù)值偏大(中位數(shù)為29.10、平均值為33.54、最大值為75.10),根據(jù)一般上市公司達到相對控制狀態(tài)的大股東持股比例約為30%可知,在環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的重大決策中,第一大股東的態(tài)度至關重要。省際控制變量中,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(SIR)和外商直接投資(FDI)的數(shù)據(jù)均存在地區(qū)差異,一定程度上反映出各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展、污染排放情況和技術引進水平存在差距,而這些差距將影響環(huán)境政策的實施效果。因此,在下文進行分析時同樣予以控制。

        2.分組描述性統(tǒng)計。為了進一步了解第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入所受到的外部環(huán)境、內(nèi)部管理的影響,表3分別按年度、產(chǎn)權性質(zhì)和區(qū)域三個維度分組,并進行了描述性統(tǒng)計。

        表3 分組描述性統(tǒng)計結果

        表3中數(shù)據(jù)顯示,從年份來看,2011~2017年我國ERS總體呈現(xiàn)遞增趨勢。此外,Gov、RDI和EI逐年提高,說明我國政府一直在大力支持創(chuàng)新以推動經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型。我國將環(huán)保產(chǎn)業(yè)列為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè),不僅激發(fā)了第三方治理企業(yè)的積極性,也促進了企業(yè)績效的逐年提升。尤其是自2013年從國家層面首次肯定第三方治理模式以來,ERS和Gov分別從2013年的0.33、2.72提升到2017年的0.44、5.19,環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入也從2013年的4.85增長到2017年的11.48。除此之外,環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的EI與RDI同步逐年上升,股權集中度穩(wěn)定在30%以上。這些數(shù)據(jù)表明,企業(yè)的財務業(yè)績和股權集中度也可能是影響環(huán)境政策創(chuàng)新投入效應的重要因素。

        從產(chǎn)權性質(zhì)看,相對于民營企業(yè),國有第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入更多。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能在于:我國當前環(huán)境污染治理市場的開放尚不充分、成熟度還不夠,與民營企業(yè)相比,環(huán)境污染第三方治理國有企業(yè)的內(nèi)部優(yōu)勢和外部機會更大,如國有企業(yè)在控制權的穩(wěn)定性和財務業(yè)績上更具優(yōu)勢;同時,國有企業(yè)受到的壓力更小、政府支持更多。

        從區(qū)域來看,沿海地區(qū)環(huán)境管制更嚴格,創(chuàng)新投入更多,內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)則獲得的政府補助較多??傮w而言,無論是按產(chǎn)權性質(zhì)分組還是按區(qū)域分組,都顯示我國環(huán)境政策對環(huán)境污染第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在明顯的產(chǎn)權性質(zhì)差異和區(qū)域差異,針對此處的具體差異分析,將在以下部分予以深入探討。

        (二)相關性檢驗

        相關性檢驗結果表明,兩類環(huán)境政策(ERS、Gov)均與第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入顯著正相關,與前文假設一致;同時,企業(yè)創(chuàng)新投入、所面臨的管制及補助分別與財務業(yè)績、第一大股東持股比例存在顯著的關系。這表明環(huán)境政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的政策效應受到企業(yè)管理異質(zhì)性的影響,下文將進一步予以考察。此外,變量之間呈顯著相關的系數(shù)絕對值均小于0.85,說明模型中選取的變量并不存在嚴重的多重共線性,通過計算方差膨脹因子進一步檢驗各模型的設定,方差膨脹因子的取值也均處在1<VIF<10的區(qū)間內(nèi)。限于篇幅,結果未予列示。

        (三)混合數(shù)據(jù)OLS模型估計

        本文考察了命令控制型和激勵型環(huán)境政策效應,結果如表4所示。表4第(1)列報告了ERS與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系,第(2)列報告了Gov與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的關系。在統(tǒng)計分析一類政策效應時,遺漏另一類政策效應可能會引起政策效應估計的偏誤,我們將兩種政策變量放在同一模型進行分析,結果如表4第(3)列所示。同時,為了避免異方差問題,報告了異方差穩(wěn)健性回歸的結果。三列數(shù)據(jù)所反映的結果與假設一致。

        表4 命令控制型和激勵型環(huán)境政策與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入

        對于其他控制變量的影響:①企業(yè)層面,第三方治理企業(yè)的EI在1%的顯著性水平上與創(chuàng)新投入正相關,這主要在于企業(yè)創(chuàng)新投入的資金依賴于利潤積累;企業(yè)的市場價值(Tq)與創(chuàng)新投入也呈正相關關系。第一大股東持股比例(Top1)和企業(yè)年齡(Age)則分別在1%的顯著性水平上與創(chuàng)新投入負相關,這可能與建立時間久、股權集中度高以及規(guī)模大的企業(yè)技術創(chuàng)新積極性較低有關,下文將結合產(chǎn)權性質(zhì)的差異作進一步討論。②省際層面,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)與第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入在1%的顯著性水平上正相關,這可能是因為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高,治理需求越大,同時研發(fā)資金越充裕;地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(SIR)和外商直接投資(FDI)均與第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入顯著負相關。

        (四)作用機制檢驗

        在環(huán)境政策影響第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入時,命令控制型政策主要是通過引發(fā)污染企業(yè)治理需求間接促進第三方企業(yè)創(chuàng)新投入增加。安樹民等(2001)分析了管制背景下環(huán)保投資發(fā)生、專業(yè)性治理需求對第三方治理企業(yè)行為的影響,魯煥生和高紅貴(2004)指出污染企業(yè)以及政府是我國目前重要的環(huán)保投資者。因此,我們需要對命令控制型政策是否通過環(huán)保投資作用于第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入進行檢驗。

        此處,針對命令控制型環(huán)境政策機制的檢驗,采用的基本回歸模型如下:

        按照以上對政策機制的描述,根據(jù)Baron和Kenny(1986)模型的原理,預期ɑ1在模型(4)、(5)中顯著為正,ɑ2在模型(6)中顯著為正。

        表5中第(1)、(2)、(3)列是模型(5)的檢驗結果。其中,ERS的系數(shù)顯著為正,表明命令控制型環(huán)境政策強度越大,環(huán)保創(chuàng)新投入越多。其中,從企業(yè)環(huán)保投資(QEPI)看,隨著環(huán)境管制的增強,企業(yè)環(huán)保投資也隨之增加,這與Farzin和Kort(2000)的結論一致,認為政府通過有效執(zhí)行現(xiàn)有環(huán)境政策,會引導企業(yè)進行環(huán)保投資。表5中第(4)、(5)、(6)列是模型(6)的檢驗結果。數(shù)據(jù)顯示,ERS系數(shù)都大于0且不顯著,而環(huán)保投資數(shù)據(jù)都顯著為正,說明環(huán)保投資在命令控制型環(huán)境政策和第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入關系中起到完全中介效應,結果與前文一致。

        表5 命令控制型環(huán)境政策的作用機制檢驗

        (五)穩(wěn)健性檢驗

        1.替換主要變量。由于企業(yè)創(chuàng)新投入、環(huán)境政策均存在多種觀測方式,為了避免觀測偏誤,本文改變變量衡量指標再行估計。具體而言,將企業(yè)創(chuàng)新投入的衡量由實際研究與開發(fā)支出額替換為研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值(RDI_Ratio);對命令控制型政策的衡量進一步優(yōu)化,以地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重為權數(shù)修正原有指標(NERS=ERS×SIR×100);參考已有研究,用政府補助占總資產(chǎn)的比重(Gov/Assets)來觀測激勵型環(huán)境政策。

        表6為替換主要變量的檢驗結果。其中,列(1)的NERS與企業(yè)創(chuàng)新投入(RDI_Ratio)在5%的顯著性水平上正相關,列(2)的Gov/Assets與企業(yè)創(chuàng)新投入(RDI_Ratio)在1%的顯著性水平上正相關??梢姡拔牡臋z驗結果是穩(wěn)健的。

        表6 替換主要變量的異方差穩(wěn)健性檢驗

        2.內(nèi)生性檢驗。已有研究認為,激勵型環(huán)境政策的代理變量政府補助與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的影響是相互的,甚至創(chuàng)新投入會作為企業(yè)向政府進行尋租的手段而出現(xiàn)(余偉等,2016)。因此,為了避免由兩者相互影響或其他因素引發(fā)的內(nèi)生性問題,以下以政府補助的滯后一期項作為工具變量,采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新進行檢驗。表7報告了工具變量法的檢驗結果。表中數(shù)據(jù)顯示,工具變量通過了顯著性檢驗,且系數(shù)符號與預期相一致,說明本文所得結論是穩(wěn)健的。

        表7 采用工具變量法的穩(wěn)健性檢驗

        此外,研究中將RDI視為外生變量的假設不成立,因為廠商總是視政府資助的金額來決定其創(chuàng)新投入行為。借鑒解維敏等(2009)的做法,考慮政府資助中存在的自選擇問題,采用如下模型進行檢驗。

        模型(7)中,考慮到大型企業(yè)更有可能受到政府創(chuàng)新資助,選用銷售收入(Sale)的對數(shù)進行觀測。同時,政府可能更傾向于對成立年限短的企業(yè)進行創(chuàng)新資助,所以對企業(yè)年齡進行了控制。此外,加入了前文的控制變量。模型(8)中,加人了λ,即“逆米爾斯比率”項,λ由第一階段的選擇模型估計而來。觀察在第二階段方程中逆米爾斯比率這個自變量的顯著性,如果該變量不顯著,則說明回歸方程并不具有樣本選擇偏差。如表8所示,具體結果中λ系數(shù)的Z統(tǒng)計量估計并不顯著,表明前文政策效應分析中不存在自選擇問題。

        表8 控制自選擇的回歸分析結果

        五、異質(zhì)性檢驗

        (一)企業(yè)異質(zhì)性檢驗

        由于第三方治理企業(yè)在股權集中度、財務業(yè)績等方面均存在不同于一般企業(yè)的地方,因此,有必要結合此類企業(yè)異質(zhì)性,考察環(huán)境政策對第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入影響。

        一方面,委托代理理論認為,企業(yè)的有效治理很大程度上取決于股權集中度。當股權分散時,容易出現(xiàn)股東“搭便車”和管理層“短視”行為,進而抑制創(chuàng)新投入。因此,股權集中有助于緩解這兩類問題,進而促進創(chuàng)新投入。孫早和肖利平(2015)圍繞戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的分析認為,適當提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中企業(yè)的股權集中度有助于促進企業(yè)的研發(fā)投入。考慮到第三方治理企業(yè)股權集中度較高的特點,有必要進一步檢驗股權集中度對于政策效應的影響。

        另一方面,環(huán)境污染第三方治理屬于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)范疇,該類企業(yè)的研發(fā)活動與常規(guī)經(jīng)營活動不同。這種差異主要體現(xiàn)在:對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)而言,企業(yè)創(chuàng)新大多以核心技術突破為主,不僅對資本投入和技術基礎要求較高,而且收益不確定和研發(fā)失敗風險帶來的外部融資約束更明顯。因此,當不考慮外部主體對風險的分擔時,企業(yè)往往只能依賴內(nèi)部融資等來支撐其研發(fā)活動。這就意味著,當企業(yè)績效較高時,企業(yè)的內(nèi)部資金充裕、抵御風險能力較強,更有意愿支持研發(fā)創(chuàng)新(孫博等,2019)?;谝陨戏治?,有必要進一步檢驗企業(yè)績效對于政策效應的影響。

        為了考察這兩種企業(yè)異質(zhì)性因素的影響,采用SUREST方法進行組間系數(shù)檢驗。表9列(1)核驗了環(huán)境政策強度對企業(yè)創(chuàng)新投入(RDI)的影響是否受到股權集中度(Top1)的制約。Top1高低組間ERS的系數(shù)為3.86和-3.22,存在顯著差異,表明命令控制型環(huán)境政策效應會受股權集中度的正向影響。Top1高低組間Gov的系數(shù)為-0.10和1.01,存在顯著差異,表明激勵型環(huán)境政策效應將受股權集中度的制約。

        表9 企業(yè)管理的異質(zhì)性影響

        表9列(2)檢驗了環(huán)境政策強度對企業(yè)創(chuàng)新投入(RDI)的影響是否與財務業(yè)績(EI)有關。雖然系數(shù)差異檢驗并不顯著,但是列(2)的結果表明,第三方治理企業(yè)的績效越好,越能促進激勵型環(huán)境政策對創(chuàng)新投入的影響。為了進一步檢驗財務業(yè)績(EI)的影響,考慮到研發(fā)投入對內(nèi)部資金的依賴,本文考察了“融資約束”的影響,按照前述財務業(yè)績的有關分析,融資約束小比融資約束大的企業(yè)的政策影響效果會更大。檢驗結果支持了財務業(yè)績效應的存在。

        (二)產(chǎn)權、區(qū)域差異檢驗

        關注環(huán)境管制的理論邏輯和現(xiàn)實條件會發(fā)現(xiàn),資源環(huán)境管制存在企業(yè)、區(qū)域以及措施可及性差異,不同地區(qū)的政策強度不同,針對不同企業(yè)的強弱均會不同(金碚,2009)。考慮到產(chǎn)權性質(zhì)和區(qū)域差異也是影響企業(yè)創(chuàng)新投入行為的重要因素,為進一步考察前文結論的穩(wěn)健性,分別按產(chǎn)權性質(zhì)和區(qū)域分組對假設進行檢驗。

        1.環(huán)境政策效應的產(chǎn)權差異。表10列(1)中數(shù)據(jù)顯示,國有企業(yè)的命令控制型環(huán)境政策效應相較于民營企業(yè)更顯著。這可能與以下原因有關:①當環(huán)境政策屬于命令控制型時,源自污染企業(yè)減排需求的此類政治任務要求第三方國有企業(yè)承擔社會責任,發(fā)揮“排頭兵”作用,其行為往往會向政策看齊;②國有企業(yè)在不確定環(huán)境下進行投資的激進度高于民營企業(yè)(申慧慧等,2012),在同一政策影響下國有企業(yè)的水平應該高于民營企業(yè)。此外,民營企業(yè)也多是以向央企、國企提供解決方案、提供裝備的方式參與第三方治理。當環(huán)境政策為激勵型時,列(1)數(shù)據(jù)顯示,國有企業(yè)的政策效應(系數(shù))也較大,但是在統(tǒng)計上系數(shù)之間并無顯著差異。這意味著,兩類第三方治理企業(yè)在政府補助等方面受到的待遇是一致的。

        表10 樣本按產(chǎn)權和區(qū)域分組的回歸檢驗結果

        2.環(huán)境政策效應的區(qū)域差異。表10列(2)中報告了按區(qū)域差異分組的檢驗結果。結果顯示,內(nèi)陸地區(qū)的命令控制型環(huán)境政策效應未通過檢驗,其余均與全樣本的結論一致。這可能是因為:東部沿海地區(qū)市場化程度更高、競爭更激烈、環(huán)保意識和社會監(jiān)督也更強,在命令控制型環(huán)境政策強度增大時,供給污染治理技術的第三方企業(yè)受整個市場大環(huán)境影響更大;而內(nèi)陸地區(qū)長期以粗放式的資源密集型產(chǎn)業(yè)為主,市場化程度較低,研發(fā)受人力、財力制約,企業(yè)的研發(fā)積極性更多來自于國家補貼政策的維持。本文未發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸地區(qū)的管制效應,這也可能是東部沿海地區(qū)的污染企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的結果。

        六、結論與政策啟示

        (一)結論

        隨著我國環(huán)境治理理念從管制向互動轉(zhuǎn)換,環(huán)境服務企業(yè)受托實施環(huán)境治理成為一種趨勢(劉超,2015),在污染治理實踐中,第三方企業(yè)治理是市場發(fā)揮作用的具體表現(xiàn)。作為解決環(huán)境外部性問題的政府,應如何進行有效管制以促進第三方企業(yè)的可持續(xù)性治理呢?

        本文通過分類計量環(huán)境政策的強度,檢驗了兩類政策的創(chuàng)新投入效應。結果表明,我國命令控制型環(huán)境政策、激勵型環(huán)境政策強度與第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入均呈正向相關關系。進一步檢驗發(fā)現(xiàn),第三方治理企業(yè)的異質(zhì)性、產(chǎn)權屬性、所屬地區(qū)均會影響兩類環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應。分析顯示:當股權過于集中時,“一股獨大”雖然會強化命令控制型環(huán)境政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響,但是對于激勵型環(huán)境政策效應具有抑制作用;財務績效會為第三方企業(yè)的創(chuàng)新投入提供資金支持,會強化激勵型環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應;相較于民營企業(yè),國有企業(yè)會發(fā)揮“排頭兵”作用,面向國有企業(yè)的命令控制型環(huán)境政策效應會更顯著;市場化程度較高的東部地區(qū),對環(huán)保技術與服務的需求更強,使得第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入會受到命令控制型環(huán)境政策的顯著影響。

        (二)政策啟示

        本文的政策啟示如下:

        第一,加大環(huán)境政策執(zhí)行力度,促進第三方治理企業(yè)加大研發(fā)投入。命令控制型環(huán)境政策對第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在一個最佳水平,考慮到現(xiàn)階段我國環(huán)境政策的管制強度還處在較低水平,對應于理論上的倒“U”形曲線的左側(cè),這意味著需要進一步加大政府管制的強度,促進第三方治理企業(yè)增加創(chuàng)新投入。鑒于“共同治理”下政府職能轉(zhuǎn)型的需要,對于激勵型環(huán)境政策的運用同樣如此。

        第二,實施差異化政府環(huán)境管制,提升第三方企業(yè)治理的可持續(xù)性。正如金碚(2009)所指出,“管制并不會無差異地涉及所有的相關被管制者(企業(yè))”。本文分析企業(yè)異質(zhì)性、產(chǎn)權屬性和地域差異對管制效應的影響,相關結果意味著第三方治理企業(yè)第一大股東持股比例下調(diào)、利潤導向下財務彈性的保持均會強化政府的激勵效應,顯然,政府應該引導企業(yè)提升治理和經(jīng)營水平,并實行差異化管制;考慮到政策效應,追求短期環(huán)境治理效果時,除對國有第三方治理企業(yè)應該施加更為嚴格的管制,還需要對東部沿海地區(qū)的此類企業(yè)加大兩類政策的強度。

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