王 凱 吳三林 高 皓 王辰燁

(1.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)中國ESG研究院；2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)工商管理學(xué)院；3.清華大學(xué)五道口金融學(xué)院)

1 研究背景

自改革開放以來，我國經(jīng)濟長期保持迅猛增長態(tài)勢，但與此同時，對生態(tài)環(huán)境造成了嚴(yán)重破壞。與人類生產(chǎn)生活密切相關(guān)的空氣質(zhì)量急劇下降，便是生態(tài)環(huán)境惡化最直接、最突出的表現(xiàn)(1)據(jù)《2019年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2019年度，全國337個地級及以上城市中，僅有157個城市空氣質(zhì)量達標(biāo)，約占46.6%；而由PM 2.5過高導(dǎo)致的污染天數(shù)占重度及以上污染天數(shù)的78.8%。。追根溯源，重污染企業(yè)作為污染排放的主體，以低質(zhì)量發(fā)展方式積累了諸如資源利用率低、廢氣廢物處理不達標(biāo)等一系列問題，不僅危及公眾健康，而且成為制約綠色經(jīng)濟發(fā)展的重要隱患。為貫徹落實十九大報告中關(guān)于“加強生態(tài)文明建設(shè)，共筑美麗中國”的重要指示，2019年1月，國家發(fā)改委和科技部聯(lián)合發(fā)布《國家發(fā)展改革委、科技部關(guān)于構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的指導(dǎo)意見》，把以市場為導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新作為未來國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎。

在推進綠色發(fā)展、保護生態(tài)環(huán)境的進程中需要全社會的共同努力，而企業(yè)作為微觀生產(chǎn)主體，是進行自主創(chuàng)新、推動綠色技術(shù)進步的重要載體，其行為對生態(tài)環(huán)境治理起著決定性作用。從既有文獻來看，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究，可以分為內(nèi)外部兩方面：環(huán)境規(guī)制政策[1]、制度壓力[2]等外部因素被證實會對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響；企業(yè)內(nèi)部的知識分享[3]、綠色導(dǎo)向[4]等軟實力也可以促進綠色技術(shù)創(chuàng)新。近年來，學(xué)者們開始嘗試將空氣污染這個自然環(huán)境因素與企業(yè)的具體行為建立起聯(lián)系，其中包括對公司股票市場[5]、投融資決策[6]等方面的影響。然而，相關(guān)研究尚較少涉及空氣污染如何影響企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策，尤其是與生態(tài)環(huán)境保護直接相關(guān)的企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新方面的戰(zhàn)略決策。有鑒于此，本研究以重污染企業(yè)為研究對象，選取2012～2019年滬、深兩市A股上市公司作為研究樣本，基于制度理論和資源保存理論，對空氣污染與重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的影響機理展開研究，以期深化空氣污染與企業(yè)行為的相關(guān)研究。

進一步分析已有關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)濟后果的文獻發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)的研究均認為，綠色技術(shù)創(chuàng)新可以提升企業(yè)的績效或競爭優(yōu)勢。波特假說認為，環(huán)境規(guī)制可以通過提升企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平給企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢[7]；自然資源基礎(chǔ)理論也指出，企業(yè)通過綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略可以提升自身競爭優(yōu)勢[8]；制度理論則從滿足利益相關(guān)者合法訴求的視角，分析了企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新的動機[9]，這會使企業(yè)進一步獲得如政府、投資者及其他利益相關(guān)者的支持，從而為企業(yè)帶來好的績效。然而，只有少數(shù)研究關(guān)注了企業(yè)績效的滯后效應(yīng)。正如頡茂華等[10]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對于企業(yè)績效的影響具有一定的滯后性。本研究將拓展性地討論綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的滯后影響，以更清晰地展示綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響作用。

綜上所述，本研究的理論邊際貢獻在于：①拓展了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究。本研究創(chuàng)新性地從企業(yè)所在地的空氣污染程度入手，分析了其對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。②深化了空氣污染與企業(yè)行為關(guān)系的相關(guān)研究。本研究聚焦于空氣污染如何影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，并深度剖析了其發(fā)揮影響作用的兩個內(nèi)在機制——企業(yè)被動應(yīng)對環(huán)境的壓力觀(制度理論)、企業(yè)主動的資源保存觀(資源保存理論)。③豐富了關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)濟后果的研究。為佐證空氣污染影響下企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動因，本研究進一步分析了綠色技術(shù)創(chuàng)新對重污染行業(yè)企業(yè)績效的影響。

2 文獻綜述

2.1 空氣污染與企業(yè)行為

考慮到空氣污染的嚴(yán)重性及其越來越高的社會重視程度，學(xué)者們開始檢驗空氣污染對企業(yè)行為特征的影響。一些研究分析了空氣污染如何影響員工生產(chǎn)率，如ZIVIN等[11]研究發(fā)現(xiàn)，空氣污染程度越高，員工生產(chǎn)率越低。還有學(xué)者檢驗了空氣污染對公司股票市場的影響，如張誼浩等[5]發(fā)現(xiàn)，空氣污染對股票換手率具有一定影響，并且該影響相較于對股票收益率的影響更強。此外，財務(wù)會計領(lǐng)域的研究也開始引入空氣污染這一變量，并檢驗該變量對一些會計指標(biāo)的影響。例如，郭際等[12]利用PM 2.5直接檢驗了空氣污染程度對于重污染企業(yè)盈余管理的影響。除了盈余管理之外，謝珺等[6]還分析了空氣污染對企業(yè)進行融資決策的影響，其基于“悲觀預(yù)期”的視角，發(fā)現(xiàn)空氣污染越嚴(yán)重，污染企業(yè)的投資支出越少。

分析已有關(guān)于空氣污染與企業(yè)行為的研究可以發(fā)現(xiàn)，近年來學(xué)者們開始嘗試將空氣污染與企業(yè)的具體行為建立起聯(lián)系。然而，關(guān)于空氣污染如何影響企業(yè)重要的戰(zhàn)略決策，相關(guān)研究尚較少涉及。盡管一些最新的研究分析了空氣污染對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響[13]，但創(chuàng)新的種類多種多樣，而且企業(yè)創(chuàng)新決策中與生態(tài)環(huán)境保護直接相關(guān)的主要表現(xiàn)為綠色技術(shù)創(chuàng)新。

2.2 企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究

2.2.1綠色技術(shù)創(chuàng)新的外部因素研究

關(guān)于影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的外部因素，有相當(dāng)一部分研究討論了環(huán)境規(guī)制的作用。例如，LIN等[1]發(fā)現(xiàn)，規(guī)制對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色過程創(chuàng)新具有促進作用。王班班等[14]分析了命令型和市場型的規(guī)制工具，它們讓節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新在不同行業(yè)有了不同的變化。除了線性影響之外，也有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響。例如，李香菊等[15]通過討論不同規(guī)制工具的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境稅對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響呈倒U形關(guān)系，而排污費則為U形；何小鋼[16]在環(huán)境規(guī)制政策的基礎(chǔ)上，引入了研發(fā)支持政策，分析它們之間的互動效應(yīng)。

除此之外，有學(xué)者分析其他外部因素對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用，如制度壓力、競爭環(huán)境、金融環(huán)境等。具體說來，ZHU等[2]發(fā)現(xiàn)，不同類型的制度壓力驅(qū)動著制造商采納內(nèi)部綠色供應(yīng)鏈管理實踐，且進一步影響外部管理實踐；MEIER等[17]認為，國際競爭程度較高的行業(yè)更傾向于進行綠色技術(shù)創(chuàng)新；LIN等[1]則從利益相關(guān)者的角度，發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商和顧客可以促進企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新，而競爭者則對該類創(chuàng)新沒有影響。此外，侯建等[18]以高專利密集度制造業(yè)為基礎(chǔ)對象，得出影響綠色技術(shù)績效的不同因子，既包括上述競爭環(huán)境因素，也包括金融環(huán)境因素。

2.2.2綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)部因素研究

企業(yè)的內(nèi)部因素也會對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生一定影響。例如，MEIER等[17]在檢驗國際競爭對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的同時，分析了企業(yè)內(nèi)部減少污染的相關(guān)支出如何影響創(chuàng)新，研究發(fā)現(xiàn)相關(guān)支出越多，則企業(yè)綠色專利數(shù)量越多；隋俊等[19]識別了企業(yè)內(nèi)部環(huán)境管理系統(tǒng)的實施水平對環(huán)境過程創(chuàng)新的正向影響。類似地，在企業(yè)內(nèi)部治理方面，CHAN等[4]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的綠色導(dǎo)向可以促進綠色戰(zhàn)略的實施；姜雨峰等[20]基于問卷調(diào)查的方法，證明了環(huán)境責(zé)任和環(huán)境倫理可以促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，進而給企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢。

進一步地，還有部分學(xué)者綜合考察了企業(yè)內(nèi)外部因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。比如，雷善玉等[21]基于案例研究的方法，歸納出了“能力-情境-創(chuàng)新”的理論模型，指出技術(shù)能力是綠色技術(shù)創(chuàng)新的最關(guān)鍵因素，而企業(yè)文化這一內(nèi)部因素與市場導(dǎo)向、政府政策與行為等外部因素共同調(diào)節(jié)技術(shù)能力的作用。王鋒正等[22]發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制和董事會治理均會有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新，且董事會治理能夠提升調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制的作用。

綜上分析，可以發(fā)現(xiàn)：①已有研究分析了影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的諸多外部因素，如規(guī)制、制度壓力、競爭環(huán)境等，但尚未涉及企業(yè)所在地的自然環(huán)境，比如空氣污染程度；②上述研究在進行實證檢驗時，或采用地區(qū)、行業(yè)層面的數(shù)據(jù)，或采用問卷調(diào)查的方法，鮮有直接基于公司層面客觀數(shù)據(jù)的研究。有鑒于此，本研究將利用上市公司披露的數(shù)據(jù)對空氣污染如何影響綠色技術(shù)創(chuàng)新進行檢驗，以補充該領(lǐng)域文獻。與此同時，本研究將沿著這一領(lǐng)域研究的發(fā)展趨勢，引入企業(yè)內(nèi)外部因素對空氣污染影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以深入揭示其內(nèi)在機理。

3 理論分析與研究假設(shè)

3.1 空氣污染與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

組織社會學(xué)中的制度理論指出，企業(yè)不僅受到技術(shù)環(huán)境的影響，還受到制度環(huán)境的牽制。制度環(huán)境通過合法性機制對相關(guān)企業(yè)產(chǎn)生影響，即企業(yè)要滿足制度環(huán)境中各利益相關(guān)者的要求[9,23]。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)利益相關(guān)者所產(chǎn)生的壓力對企業(yè)環(huán)保戰(zhàn)略的定位有著重大影響。來自消費者、投資者等直接利益相關(guān)者的環(huán)保壓力會作用于企業(yè)的環(huán)保主動性，從而迫使企業(yè)采取環(huán)保措施[24]；來自公共政策、媒體等間接利益相關(guān)者的壓力也會使企業(yè)采用不同的環(huán)保戰(zhàn)略[25]。在大多數(shù)情況下，法律政策和監(jiān)管措施是企業(yè)所面臨的主要的制度壓力。由于空氣污染具有外部不經(jīng)濟的特點，當(dāng)所在地空氣污染比較嚴(yán)重時，政府及相關(guān)部門會制定相對嚴(yán)格的政策(設(shè)置環(huán)境排污標(biāo)準(zhǔn)、收取排污費用等)和監(jiān)管措施來約束企業(yè)的行為，從而在一定程度上緩減環(huán)境壓力。當(dāng)企業(yè)面臨這些壓力時，為了提高企業(yè)生存合法性，不得不順從制度壓力以避免資源流失或被懲罰。企業(yè)為獲取不同利益相關(guān)者的合法性而進行綠色技術(shù)創(chuàng)新的機制，已得到了部分實證研究的支持，包括政府規(guī)制[1]和行業(yè)競爭壓力[17]等。可見，空氣污染基于壓力機制確實能夠促進企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。

與制度理論強調(diào)企業(yè)被動地適應(yīng)環(huán)境要求不同的是，資源保存理論指出，個體傾向于不斷地通過資源投資以保護現(xiàn)有資源免受損失，或者更快地從資源損失中恢復(fù)過來[26]。這意味著，個體有動機在自身資源充足的情況下進行創(chuàng)新性探索，以提前獲取更多資源，緩解投資壓力[27]。盡管該理論廣泛應(yīng)用于心理學(xué)及組織行為學(xué)領(lǐng)域，但隨著資源對組織績效提高、組織創(chuàng)新發(fā)展的重要性日益突出，從資源保存理論的進化論視角來看，企業(yè)也具有與個體類似的獲取及保護資源的傾向[28]。因此，資源保存理論在一定程度上能夠解釋企業(yè)面對空氣污染時的行為選擇。從資源角度來看，對于重污染企業(yè)而言，它們擔(dān)心隨著污染程度的加劇，政府會限制其產(chǎn)量，消費者也會轉(zhuǎn)向更加環(huán)保的產(chǎn)品，從而資源受到損失。在預(yù)見到這種資源損失后，它們盡早投資于綠色技術(shù)、綠色項目，以抵消資源損失可能給企業(yè)價值帶來的負面影響，以獲取相對競爭優(yōu)勢[8]。可見，空氣污染基于資源保存機制亦能促進企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。

綜上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1所在地空氣污染程度越嚴(yán)重，企業(yè)越傾向于進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

3.2 分析師關(guān)注和冗余資源的調(diào)節(jié)作用

為佐證上述兩種機制的影響效果，本研究引入了一些調(diào)節(jié)效應(yīng)進行討論。

關(guān)于壓力機制，本研究選取了分析師關(guān)注作為調(diào)節(jié)變量。一方面，作為資本市場中重要的信息中介，分析師的評價既給企業(yè)帶來了直接壓力，也通過向投資者傳遞信息給企業(yè)帶來了投資者端的間接壓力；另一方面，分析師憑借其專業(yè)知識能夠監(jiān)督管理層行為，降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱性，提高企業(yè)的可見性。已有研究證明了分析師扮演的信息中介角色和監(jiān)督角色，發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注通過向企業(yè)施加壓力影響了它們的創(chuàng)新行為[29]。因此，在分析師關(guān)注的壓力下，企業(yè)也更可能進行綠色技術(shù)創(chuàng)新以應(yīng)對空氣污染。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2分析師關(guān)注加強了空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

關(guān)于資源保存機制，本研究選取了企業(yè)資源冗余程度作為調(diào)節(jié)變量。冗余資源是一種超出企業(yè)當(dāng)前基本經(jīng)營需求、暫時處于閑置狀態(tài)，能夠被管理者自由使用的實際或潛在的資源儲備。基于對資源投資原則的進一步推演，有學(xué)者指出，企業(yè)的資源儲備與其未來可能遭受的資源損失密切相關(guān)[30]。具體而言，擁有較多初始資源的企業(yè)遭受資源損失的可能性更低，且獲取新資源的能力也更強，即企業(yè)的初始資源強化了其資源保存動機。因此，資源儲備充足的企業(yè)更易選擇冒險性的資源投資策略[30]。沿循這一邏輯，當(dāng)面臨空氣污染時，相比于冗余資源匱乏的企業(yè)，冗余資源豐富的企業(yè)擁有充足的資源儲備，便更有可能加大綠色技術(shù)創(chuàng)新力度，以實現(xiàn)資源的再生產(chǎn)、保存與發(fā)展，從而保證自身的競爭力?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3資源冗余程度加強了空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

結(jié)合以上假設(shè)，本研究構(gòu)建空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用路徑(見圖1)。

圖1 空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用路徑

4 研究設(shè)計

4.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以2012～2019年重污染行業(yè)滬深兩市A股上市公司為基本對象，所研究的企業(yè)主要以中國證券監(jiān)督管理委員會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》為依據(jù)。在剔除PT、ST、*ST等特殊案例企業(yè)以及主要變量缺失的樣本企業(yè)之后，最終共獲得866家重污染企業(yè)共計5 206個企業(yè)-年度觀測值。研究企業(yè)所涉及數(shù)據(jù)取自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)；空氣污染強度數(shù)據(jù)來源于哥倫比亞大學(xué)發(fā)布的分年度世界PM 2.5密度數(shù)據(jù)，并根據(jù)后期需要，對于缺失年度的數(shù)據(jù)采取前3年數(shù)據(jù)的平均值進行代替。為避免極端值對檢驗結(jié)果帶來的誤差，對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

4.2 變量設(shè)計

本研究變量的設(shè)計如下。

(1)被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)。該變量是一種與生態(tài)環(huán)境相協(xié)調(diào)的新型創(chuàng)新。學(xué)術(shù)界暫未對綠色技術(shù)創(chuàng)新的測量方式形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，已有研究采用了綠色專利申請數(shù)量、已獲得生態(tài)標(biāo)簽認證數(shù)量、產(chǎn)品單位能耗等方法進行測度?？紤]到專利數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性逐步提升，本研究使用企業(yè)綠色發(fā)明專利申請數(shù)量來衡量重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動。綠色發(fā)明專利不僅有助于減少環(huán)境污染，而且有可能影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的整個活動軌跡。

(2)解釋變量空氣污染(PM)。本研究的核心解釋變量是空氣污染?？紤]到綠色技術(shù)創(chuàng)新這種戰(zhàn)略決策一般由總部高層做出，而高層在制定相關(guān)決策時，更多參考他們所處的自然環(huán)境，因此借鑒謝珺等[6]的研究，使用企業(yè)總部所在地城市的年度PM 2.5均值的自然對數(shù)來衡量地區(qū)的空氣污染程度。此外，本研究將空氣污染這一解釋變量進行了滯后一期的處理，即用前一年的空氣污染程度預(yù)測下一年的綠色專利數(shù)量。通過這樣處理，可以在一定程度上規(guī)避雙向因果問題。

(3)調(diào)節(jié)變量分析師關(guān)注(AN)和資源冗余程度(CR)。關(guān)于企業(yè)分析師關(guān)注的測量，本研究將其代理變量設(shè)置為關(guān)注企業(yè)的分析師人數(shù)加1的自然對數(shù)。關(guān)于企業(yè)資源冗余程度的測量，本研究以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)冗余資源。

(4)控制變量除了空氣污染外，影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的因素還有很多。本研究參考王鋒正等[22]的研究，選取以下因素作為控制變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)社會財富創(chuàng)造力、企業(yè)年齡、企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)成長性、盈利能力、資產(chǎn)負債率、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、第一大股東持股比例、兩職合一、獨立董事比例、環(huán)境政策實施替代變量。此外，對年度和行業(yè)固定效應(yīng)也進行了控制。

本研究各變量的定義和說明見表1。

表1 變量定義

4.3 模型構(gòu)建

為了對前述提出的研究假設(shè)進行針對性檢驗，本研究根據(jù)已有的關(guān)于空氣污染影響公司行為的分析[6,13]，構(gòu)建了以下3個模型。另外，對相關(guān)變量采用對數(shù)化取值，以降低多重共線性和隨機誤差項所引起的異方差問題。

首先，為了檢驗假設(shè)1，本研究構(gòu)建如下回歸模型：

GTi,t=β0+β1PMi,t-1+β2SIi,t+β3TQi,t+β4AGi,t+

β5STi,t+β6GRi,t+β7ROAi,t+β8LEVi,t+

β9GDPi,t+β10NSi,t+β11DUi,t+β12PIi,t+

β13POi,t+Yt+INi+ui,t，

(1)

式中，i表示企業(yè)；t表示時間；β0表示常數(shù)項；β1～β13均表示系數(shù)；u表示隨機擾動項。

其次，為了探究分析師關(guān)注對空氣污染和重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究在上述模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型(2)，以檢驗假設(shè)2。另外，由于注意到自變量空氣污染與調(diào)節(jié)變量分析師關(guān)注之間較強的相關(guān)性，因此在生成交乘項之前，對兩個變量進行了中心化處理，以避免多重共線性帶來的結(jié)果偏差。

GTi,t=β0+β1PMi,t-1+β2ANi,t+β3ANi,t×

PMi,t+β4SIi,t+β5TQi,t+β6AGi,t+β7STi,t+

β8GRi,t+β9ROAi,t+β10LEVi,t+β11GDPi,t+

β12NSi,t+β13DUi,t+β14PIi,t+β15POi,t+

Yt+INi+ui,t，

(2)

式中，β14、β15均表示系數(shù)。

最后，為了探究企業(yè)資源冗余程度對空氣污染和重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究同樣在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型(3)，以檢驗假設(shè)3，且生成交乘項前也進行了中心化處理。

GTi,t=β0+β1PMi,t-1+β2CRi,t+β3CRi,t×PMi,t+

β4SIi,t+β5TQi,t+β6AGi,t+β7STi,t+β8GRi,t+

β9ROAi,t+β10LEVi,t+β11GDPi,t+β12NSi,t+

β13DUi,t+β14PIi,t+β15POi,t+Yt+INi+ui,t。

(3)

5 實證結(jié)果與分析

5.1 描述性統(tǒng)計

本研究各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新專利指標(biāo)(GT)的平均值為0.371，標(biāo)準(zhǔn)差為0.840，表明我國重污染企業(yè)整體的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平普遍偏低，且企業(yè)之間綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在顯著差異。盈利能力(ROA)的均值僅為0.049，說明我國重污染企業(yè)的整體資產(chǎn)收益率相對偏低。資產(chǎn)負債率(LEV)的均值為0.481，該值表明融資約束嚴(yán)重地存在于樣本企業(yè)中。就股權(quán)性質(zhì)(ST)而言，樣本中國有控股的企業(yè)占比約55.9%，與非國有股權(quán)的企業(yè)所占比例相近。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=5 206)

5.2 相關(guān)性分析

對主要變量進行相關(guān)系數(shù)分析能夠初步對研究假設(shè)進行驗證。各變量的Pearson相關(guān)矩陣見表3。表3中，綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)與空氣污染(PM)之間的相關(guān)系數(shù)為0.208，且在1%的水平下顯著，即所在地空氣污染越嚴(yán)重，重污染企業(yè)越傾向于進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，該結(jié)果與本研究的假設(shè)一致，初步驗證了假設(shè)1。鑒于個別相關(guān)系數(shù)超過0.3，本研究計算了變量的方差膨脹因子(VIF)，結(jié)果顯示方差膨脹因子的最大值為1.31，說明模型不存在多重共線性問題。

表3 各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)(N=5 206)

5.3 回歸分析

5.3.1空氣污染與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸分析

為了檢驗在壓力機制和資源保存機制下空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，本研究進行了多元回歸分析，結(jié)果見表4。其中模型1展示了所有控制變量對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，模型2報告了包含全部變量的結(jié)果，表明空氣污染與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即所在地空氣污染程度越嚴(yán)重，企業(yè)越傾向于進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，假設(shè)1得到驗證。由此可以說明，當(dāng)空氣污染加劇時，企業(yè)不僅會主動進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，以應(yīng)對市場需求及環(huán)境的變化，而且相關(guān)政府部門必然也會據(jù)此制定相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制政策，企業(yè)進而會為保證自身利益最大化進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

表4 空氣污染與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果(N=5 206)

5.3.2分析師關(guān)注和資源冗余程度的調(diào)節(jié)作用回歸分析

為了檢驗分析師關(guān)注和資源冗余程度在空氣污染與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，本研究構(gòu)造交乘項進行回歸分析，結(jié)果見表4中的模型3和模型4。模型3中，交乘項AN×PM的系數(shù)為0.283，且在1%水平下顯著，表明分析師關(guān)注提高了空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用。因此，假設(shè)2得到支持，即分析師關(guān)注越多時，空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的相對作用越大。接著，模型4的結(jié)果顯示，交乘項CR×PM的系數(shù)為3.622，且在1%水平下顯著，說明企業(yè)資源冗余程度會加強所在地空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的正向影響。即對于重污染企業(yè)而言，在空氣污染較為嚴(yán)重時，擁有的冗余資源越寬裕，其進行綠色技術(shù)創(chuàng)新的可能性越大，假設(shè)3得到驗證?；谝陨蠙C制分析的結(jié)果，空氣污染確實能夠通過壓力機制和資源保存機制促進重污染企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

5.4 拓展性研究

5.4.1基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的進一步討論

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在經(jīng)營方式、組織結(jié)構(gòu)等方面存在較大差異，可能導(dǎo)致其在響應(yīng)政府環(huán)境規(guī)制、履行企業(yè)環(huán)保行為等方面的動機和表現(xiàn)均有所不同。鑒于此，本研究將研究樣本分為國有和非國有企業(yè)進行實證分析，回歸結(jié)果見表5。表5中模型5顯示，國有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)與空氣污染(PM)之間的相關(guān)系數(shù)為0.489，且在1%水平下顯著為正。而在模型6非國有企業(yè)的結(jié)果中，綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)與空氣污染(PM)之間的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。進一步Chow檢驗結(jié)果表明，該變量的系數(shù)在兩個回歸模型之間存在顯著差異(F=4.817，p<0.01)。這一結(jié)果說明，相比于非國有企業(yè)，空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響在國有企業(yè)中更明顯。這是因為國有企業(yè)在運營和管理上都與政府有著天然的聯(lián)系，一方面可以獲得政府幫助，在部分市場中擁有資源競爭優(yōu)勢；另一方面，也會受到環(huán)保部門更嚴(yán)格的監(jiān)管。

表5 根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果

5.4.2綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響

基于不同理論視角對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)濟后果的研究均認為，該類創(chuàng)新可以提升企業(yè)績效或競爭優(yōu)勢。因此，本研究進一步檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)經(jīng)濟績效的推動力。綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)的滯后變量與盈利能力(ROA)的回歸結(jié)果見表6。表6中，模型7～模型10分別表示自變量滯后1期、2期、3期和4期的數(shù)值，可以看到，綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)滯后變量的系數(shù)分別為0.005、0.004、0.003和0.002，并在不同水平下與盈利能力(ROA)顯著正相關(guān)，即綠色技術(shù)創(chuàng)新越高，企業(yè)績效越好。以上結(jié)果說明，綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效確實有促進作用。

表6 綠色技術(shù)創(chuàng)新與盈利能力的回歸結(jié)果

5.5 穩(wěn)健性檢驗

為消除空氣污染與重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在的內(nèi)生性問題，保證研究結(jié)論的一致性，本研究采用不同方式進行了穩(wěn)健性檢驗。

首先，更換為Tobit模型對所得結(jié)論進行驗證(見表7)。由表7可知，主效應(yīng)中空氣污染(PM)與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新(GT)的相關(guān)性和顯著性維持不變，同時兩個調(diào)節(jié)效應(yīng)中的交乘項AN×PM和CR×PM的系數(shù)也仍維持在1%水平下顯著為正。可以看出，更換回歸方法后，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與前文結(jié)論保持一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗(更換Tobit模型)(N=5 206)

其次，更換綠色技術(shù)創(chuàng)新的測量方法進行檢驗。本研究使用研發(fā)經(jīng)費支出衡量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，將取自然對數(shù)后的研發(fā)投入(lnDR)作為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，并依次進行主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(見表8)。由表8可知，基于壓力機制的分析師關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果不再顯著，而主效應(yīng)結(jié)果與基于資源保存機制的冗余資源的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果保持不變?？梢姡鎿Q因變量測量方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文結(jié)論基本保持一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(更換因變量)(N=4 293)

最后，為避免OLS模型可能存在的反向因果關(guān)系，以及避免其他不可觀測因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新造成的影響，本研究采用工具變量法(IV)檢驗空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的影響，這樣能夠較好地解決以上兩方面內(nèi)生性的問題。本研究以地級市逆溫強度作為空氣污染(PM)的工具變量。逆溫是指大氣溫度隨高度增加而升高的異?，F(xiàn)象，該現(xiàn)象往往會導(dǎo)致空氣中的灰塵、煙粒等形成亂流，密切影響PM 2.5的變化。本研究選取的逆溫數(shù)據(jù)來自NASA MERRA2衛(wèi)星數(shù)據(jù)集。具體來說，將距離地面最近的氣壓層定義為地面層，往上的兩級氣壓層分別定義為第二層和第三層，據(jù)此分別計算地面層與第二層、第三層之間的溫度差，該溫度差即為逆溫強度(2)若溫度差值為正，說明存在逆溫現(xiàn)象，則逆溫強度為溫差原值；若溫度差值為負，說明不存在逆溫現(xiàn)象，則逆溫強度被記為0。。在考慮所有控制變量的情況下，采用2SLS方法，使用工具變量回歸的結(jié)果見表9。表9模型17中數(shù)據(jù)顯示，以地面層至第二層的逆溫強度為工具變量的空氣污染(PM)系數(shù)在1%水平下顯著為正；同樣地，在模型18中以地面層至第三層的逆溫強度為工具變量的數(shù)據(jù)結(jié)果也保持正向顯著。此外，兩列數(shù)據(jù)的第一階段F統(tǒng)計量均大于10，確保了逆溫強度作為工具變量的有效性。以上結(jié)果說明，在解決了反向因果、遺漏變量等問題后，本研究的結(jié)論穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗(工具變量回歸結(jié)果)(N=3 701)

總體而言，在經(jīng)過以上3種穩(wěn)健性檢驗之后，本研究的結(jié)論依然保持不變。

6 結(jié)語

本研究基于制度理論和資源保存理論，對空氣污染與重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的影響機理展開研究。以2012～2019年我國重污染行業(yè)滬深兩市A股上市公司為基本研究對象，實證檢驗了空氣污染與重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，還檢驗了基于壓力機制下的分析師關(guān)注，以及基于資源保存機制下的企業(yè)資源冗余程度兩個變量發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。得出的主要結(jié)論包括：①從整體的結(jié)果來看，基于壓力機制和資源保存機制，空氣污染會在一定程度上倒逼重污染企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新；②在壓力機制的作用下，分析師關(guān)注在空氣污染與綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用；③在資源保存機制的作用下，企業(yè)資源冗余程度也會正向調(diào)節(jié)空氣污染對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響；④相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更可能在空氣污染較為嚴(yán)重的情況下進行綠色技術(shù)創(chuàng)新；⑤綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效存在滯后影響，能夠為企業(yè)帶來價值。

企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平至關(guān)重要，不僅關(guān)乎企業(yè)自身發(fā)展的可持續(xù)性，還關(guān)乎整個社會的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，現(xiàn)今社會經(jīng)濟發(fā)展進入轉(zhuǎn)型期，這就要求企業(yè)更多地投入綠色技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)展。針對以上研究結(jié)論，本研究提出如下政策建議：①加強分析師等外部監(jiān)管力量。鼓勵分析師等外部治理主體發(fā)揮其專業(yè)性和獨立性，使之成為曝光企業(yè)環(huán)境污染行為的重要力量，從而促進企業(yè)治理水平的提升。②制定綠色財政補貼政策。政府應(yīng)盡可能地給予企業(yè)綠色補貼和創(chuàng)新資金支持，增加企業(yè)資源儲備，減緩資金壓力，為企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動提供一定的政策支持。③根據(jù)拓展性研究結(jié)論，應(yīng)進一步發(fā)揮國有企業(yè)履行環(huán)保責(zé)任的帶頭作用，同時積極宣傳綠色技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)價值的效果，引導(dǎo)非國有企業(yè)對環(huán)保政策執(zhí)行的主動性。

本研究無疑存在一些不足之處，這些不足正是未來研究的方向：①基于理論分析提出了空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的兩種影響機制，未來可通過實地調(diào)研、企業(yè)訪談等方式，進一步挖掘空氣污染對綠色技術(shù)創(chuàng)新是否還有其他作用機制。②通過檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)側(cè)面驗證了空氣污染對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制，并未對其進行直接檢驗。未來可在調(diào)研基礎(chǔ)上尋找合適的中介變量，直接檢驗空氣污染作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介機制。③實踐中的環(huán)境問題除了空氣污染外，還有水污染、固體廢棄物污染等，未來研究可以嘗試對這些污染與企業(yè)行為之間的關(guān)系進行理論分析與實證檢驗。