李英　馬文超

【摘要】環(huán)境政策是解決環(huán)境外部性問題的重要手段， 同時環(huán)境污染第三方治理是污染治理市場專業(yè)化分工的基本要求， 對兩者關(guān)系的考察是評估生態(tài)文明建設(shè)中政府推動和市場導(dǎo)向作用的重要內(nèi)容。以2011 ～ 2017年滬深A(yù)股環(huán)境服務(wù)類上市公司為樣本， 分析命令控制型和激勵型兩類環(huán)境政策的傳導(dǎo)機制和效應(yīng)， 檢驗環(huán)境政策對第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。研究結(jié)果表明， 我國命令控制型和激勵型環(huán)境政策均推動了第三方治理企業(yè)的創(chuàng)新投入。進一步分析表明， 環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應(yīng)具有企業(yè)、產(chǎn)權(quán)和區(qū)域上的差異。因此， 政府應(yīng)充分利用激勵型政策以保證治理效果的可持續(xù)性， 進一步加大對國有第三方治理企業(yè)的監(jiān)管力度， 并對經(jīng)濟發(fā)達的東部沿海地區(qū)實施更為嚴格的環(huán)境監(jiān)管。

【關(guān)鍵詞】環(huán)境政策；第三方治理企業(yè)；創(chuàng)新投入；命令控制型；激勵型

【中圖分類號】F124.5? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）02-0034-9

一、 問題提出

2013年發(fā)布的《關(guān)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(wù)院辦公廳發(fā)布的《關(guān)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(shè)施、 工業(yè)園區(qū)等重點領(lǐng)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(yīng)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(guān)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(shù)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(shù)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(guān)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(dāng)?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(shù)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。基于“經(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(shù)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(shù)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(xué)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(guān)系形成經(jīng)驗性結(jié)論。當(dāng)前， 尚未發(fā)現(xiàn)聚焦“各類環(huán)境政策效應(yīng)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(wù)類滬深A(yù)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(yīng)具有企業(yè)、 產(chǎn)權(quán)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(yīng)產(chǎn)生顯著影響， 特別是對激勵性政策效應(yīng)具有抑制作用； 財務(wù)績效有助于抵御研發(fā)風(fēng)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(yīng)更為明顯； 東部地區(qū)對環(huán)保技術(shù)與服務(wù)的需求更大， 命令控制型政策效應(yīng)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(lǐng)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(shù)創(chuàng)新的影響， 檢驗政策效應(yīng)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(quán)、 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(shè)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(dāng)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(shù)服務(wù)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(yīng)， 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(wù)規(guī)?；?yīng)， 治理成本也會較低。當(dāng)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(yīng)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(guān)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(dǎo)入期， 政策實施與第三方污染治理應(yīng)該存在理論上的第一階段的正向關(guān)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(wù)為主營業(yè)務(wù)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(chǔ)的技術(shù)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(jié)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(shù)創(chuàng)新成果容易被模仿導(dǎo)致技術(shù)收益難以內(nèi)化到企業(yè)自身（Tassey，2004；Framco和Marin，2013）， 從而導(dǎo)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(dǎo)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(fēng)險高等特點， 一旦預(yù)期收益現(xiàn)值低于初始投資， 加之風(fēng)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(guān)風(fēng)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?；谏鲜龇治?， 本文提出如下假設(shè)：

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(shè)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(wù)類滬深A(yù)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(guān)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(guān)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(wù)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(shù)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(shù)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）。

（1）命令控制型環(huán)境政策（ERS）。本文借鑒李永友和沈坤榮（2008）以及Li和Ramakrishnan（2018）的做法構(gòu)建政策指標， 關(guān)注針對污染物的減排投入以及污染物排放達標率或去除率等， 這種指標構(gòu)建方法既考慮了政府管控中污染物排放的多樣性， 又涵蓋了為減排而進行的投入， 其多維性與可比性相對較好。具體計算命令控制型環(huán)境政策強度指標的公式如下： ERSst=SIst/TEst。其中， SIst=Ist/It表示S地區(qū)第t年環(huán)境污染治理投入的無量綱化結(jié)果， Ist是S地區(qū)第t年環(huán)境污染治理投資總額， It是全國各地區(qū)第t年環(huán)境污染治理投資總和的均值； TEst=? ? SEsjt表示S地區(qū)第t年多種污染物排放加總的綜合污染排放水平。其中， SEsjt=Esjt/Ejt表示S地區(qū)第t年無量綱化后的j種污染物排放， 本文根據(jù)《中國環(huán)境年鑒》對“三廢”指標的衡量， 考慮了每一年各地區(qū)的化學(xué)需氧量、 氨氮、 二氧化硫、 煙粉塵、 氮氧化物、 固體廢棄物共六種污染物的排放情況。該指標中涉及的Esjt是S地區(qū)第t年j種污染物的排放量， 而Ejt是指各地區(qū)第t年j種污染物排放量的均值。

（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(guān)的非科技研發(fā)、 非環(huán)保類項目補助。

3. 控制變量。①財務(wù)業(yè)績（EI）， 本文采用第三方治理企業(yè)因環(huán)保業(yè)務(wù)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(wù)業(yè)績與非財務(wù)業(yè)績兩方面展開。針對非財務(wù)業(yè)績， 多是從社會責(zé)任角度考慮， 相關(guān)評價主要圍繞污染企業(yè)展開。本文結(jié)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(guān)性， 選取第三方治理企業(yè)環(huán)保業(yè)務(wù)上的主營業(yè)務(wù)收入來度量財務(wù)業(yè)績。②股權(quán)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(quán)集中度?？紤]到在環(huán)境污染第三方治理領(lǐng)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(guān)控制， 詳見表1。

（三）模型設(shè)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(guān)系， 借鑒馬文超等（2018）的方法， 構(gòu)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(yīng)， 模型（2）用來檢驗激勵型環(huán)境政策的創(chuàng)新投入效應(yīng)。

RDI=α+β1ERS+∑kλkControlk+ε? （1）

RDI=α+β2Gov+∑kλkControlk+ε? （2）

∑kλkControlk=λ1Size+λ2Age+λ3ROE+λ4Lev+

λ5Tq+λ6GDP+λ7SIR+λ8FDI+λ9State+λ10Year? （3）

本文預(yù)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(guān)系； 對于模型（2）， 則預(yù)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(jié)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(jié)果如表2所示。

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(dāng)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(dāng)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(lǐng)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(guān)， 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(yù)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(wù)業(yè)績、 盈利能力、 市場價值、 企業(yè)年齡的相關(guān)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(quán)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(guān)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(shù)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(quán)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(quán)集中度穩(wěn)定在30%以上。這些數(shù)據(jù)表明， 企業(yè)的財務(wù)業(yè)績和股權(quán)集中度也可能是影響環(huán)境政策創(chuàng)新投入效應(yīng)的重要因素。

從產(chǎn)權(quán)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(dāng)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(quán)的穩(wěn)定性和財務(wù)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(quán)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(quán)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(guān)性檢驗

相關(guān)性檢驗結(jié)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(guān)， 與前文假設(shè)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(wù)業(yè)績、 第一大股東持股比例存在顯著的關(guān)系。這表明環(huán)境政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的政策效應(yīng)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(guān)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(shè)定， 方差膨脹因子的取值也均處在1

（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(yīng)， 結(jié)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(guān)系， 第（2）列報告了Gov與第三方治理企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。在統(tǒng)計分析一類政策效應(yīng)時， 遺漏另一類政策效應(yīng)可能會引起政策效應(yīng)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(jié)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(jié)果。三列數(shù)據(jù)所反映的結(jié)果與假設(shè)一致。

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(guān)， 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(guān)關(guān)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(guān)， 這可能與建立時間久、 股權(quán)集中度高以及規(guī)模大的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新積極性較低有關(guān)， 下文將結(jié)合產(chǎn)權(quán)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(guān)， 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(guān)。

（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：

RDIi，t=ɑ0+ɑ1ERSi，t+Controlsi，t+ε? ? （4）

環(huán)保投資總額（EPI）， 選取“地區(qū)當(dāng)年環(huán)保投資總額”衡量； 政府環(huán)保投資（ZEPI）， 選取“地區(qū)當(dāng)年政府主導(dǎo)的環(huán)保投資額”衡量； 企業(yè)環(huán)保投資（QEPI）， 選取“地區(qū)當(dāng)年企業(yè)主導(dǎo)的環(huán)保投資額”衡量； 最后對三個變量采用“第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值”予以標準化。與前文對于ERS的測量不同， 考慮到其測量使用了SIst（環(huán)境治理地區(qū)投入）， 本文借鑒原毅軍和耿殿賀（2010）的方法直接采用“地方排污費收入”來觀測ERS?？刂谱兞恐羞€采用Gov對激勵型環(huán)境政策的影響進行控制， 具體構(gòu)建環(huán)保投資中介效應(yīng)模型如下：

EPIi，t=ɑ0+ɑ1ERSi，t+Controlsi，t+ε? ?（5）

RDIi，t=ɑ0+ɑ1ERSi，t+a2EPIi，t+Controlsi，t+ε? （6）

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(yù)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(jié)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(jié)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(dǎo)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(jié)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(guān)系中起到完全中介效應(yīng)， 結(jié)果與前文一致。

（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(quán)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(jié)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(guān)， 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(guān)?？梢姡?前文的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

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(jié)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(yù)期相一致， 說明本文所得結(jié)論是穩(wěn)健的。

此外， 研究中將RDI視為外生變量的假設(shè)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。

GOVi=α0+α1Salei+α2Agei+∑Controlsi+vi? ?? ? ?（7）

RDIi=α0+α1Salei+α2Agei+α3Govi +∑Controlsi+λi+vi? ? ? ? （8）

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(jié)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(yīng)分析中不存在自選擇問題。

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(quán)集中度、 財務(wù)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(jié)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(quán)集中度。當(dāng)股權(quán)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(quán)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(dāng)提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中企業(yè)的股權(quán)集中度有助于促進企業(yè)的研發(fā)投入?？紤]到第三方治理企業(yè)股權(quán)集中度較高的特點， 有必要進一步檢驗股權(quán)集中度對于政策效應(yīng)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(shù)突破為主， 不僅對資本投入和技術(shù)基礎(chǔ)要求較高， 而且收益不確定和研發(fā)失敗風(fēng)險帶來的外部融資約束更明顯。因此， 當(dāng)不考慮外部主體對風(fēng)險的分擔(dān)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(dāng)企業(yè)績效較高時， 企業(yè)的內(nèi)部資金充裕、 抵御風(fēng)險能力較強， 更有意愿支持研發(fā)創(chuàng)新（孫博等，2019）。基于以上分析， 有必要進一步檢驗企業(yè)績效對于政策效應(yīng)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(quán)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(yīng)會受股權(quán)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(yīng)將受股權(quán)集中度的制約。

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(wù)業(yè)績（EI）有關(guān)。雖然系數(shù)差異檢驗并不顯著， 但是列（2）的結(jié)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(wù)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(wù)業(yè)績的有關(guān)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(jié)果支持了財務(wù)業(yè)績效應(yīng)的存在。

（二）產(chǎn)權(quán)、 區(qū)域差異檢驗

關(guān)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）?？紤]到產(chǎn)權(quán)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(jié)論的穩(wěn)健性， 分別按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和區(qū)域分組對假設(shè)進行檢驗。

1. 環(huán)境政策效應(yīng)的產(chǎn)權(quán)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(yīng)相較于民營企業(yè)更顯著。這可能與以下原因有關(guān)： ①當(dāng)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(wù)要求第三方國有企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)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(yīng)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(dāng)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(yīng)（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。

2. 環(huán)境政策效應(yīng)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(jié)果。結(jié)果顯示， 內(nèi)陸地區(qū)的命令控制型環(huán)境政策效應(yīng)未通過檢驗， 其余均與全樣本的結(jié)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(shù)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(yīng)， 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(jié)果。

六、 結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)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(wù)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(yīng)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(yīng)。結(jié)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(guān)關(guān)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(quán)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(yīng)。分析顯示： 當(dāng)股權(quán)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(yīng)具有抑制作用； 財務(wù)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(yīng)； 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(yīng)會更顯著； 市場化程度較高的東部地區(qū)， 對環(huán)保技術(shù)與服務(wù)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(yīng)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(guān)被管制者（企業(yè)）”。本文分析企業(yè)異質(zhì)性、 產(chǎn)權(quán)屬性和地域差異對管制效應(yīng)的影響， 相關(guān)結(jié)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(dǎo)向下財務(wù)彈性的保持均會強化政府的激勵效應(yīng)， 顯然， 政府應(yīng)該引導(dǎo)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(yīng)， 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(yīng)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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（責(zé)任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）

【基金項目】國家社會科學(xué)基金項目“‘基金綠化影響企業(yè)環(huán)境治理的動因、效應(yīng)及擴散機制研究”（項目編號：22BGL079）； 浙江省哲學(xué)社會

科學(xué)規(guī)劃課題“基金綠化影響企業(yè)環(huán)境治理的機制及效應(yīng)研究”（項目編號：22NDJC018Z）

【作者單位】1.北京國家會計學(xué)院， 北京 101318；2.浙江工商大學(xué)會計學(xué)院， 杭州 310018。 馬文超為通訊作者