環(huán)境規(guī)制阻礙了中國企業(yè)技術創(chuàng)新嗎

劉和旺，鄭世林，王宇鋒

（湖北大學商學院，湖北 武漢430062；中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所，北京100732；江西財經大學經濟學院，江西 南昌330013）

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環(huán)境規(guī)制阻礙了中國企業(yè)技術創(chuàng)新嗎

劉和旺，鄭世林，王宇鋒

（湖北大學商學院，湖北 武漢430062；中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所，北京100732；江西財經大學經濟學院，江西 南昌330013）

［摘要］本文利用中國制造業(yè)企業(yè)數據，檢驗了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響及其異質性。研究發(fā)現，總體上，環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在一種U型關系，即，初始較弱的環(huán)境規(guī)制強度確實會減少企業(yè)技術創(chuàng)新，但隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高，企業(yè)技術創(chuàng)新會逐步增加。值得注意的是：這種U型關系只在非國有企業(yè)中存在，即環(huán)境規(guī)制強度的提高最終只是顯著促進了非國有企業(yè)的技術創(chuàng)新。進一步研究發(fā)現，企業(yè)規(guī)模越小、行業(yè)集中度越低和得到政府資助越少，其環(huán)境規(guī)制帶來的成本上升的壓力越大，其創(chuàng)新效應越大。借助于不同環(huán)境規(guī)制的度量指標的分析表明我們的結論都是穩(wěn)健的。

［關鍵詞］環(huán)境規(guī)制；技術創(chuàng)新；企業(yè)異質性；波特假說

鄭世林（1975-），男（漢），山東日照人，中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所副研究員，研究方向：技術創(chuàng)新；

王宇鋒（1985-），男（漢），江西崇仁人，江西財經大學經濟學院講師，研究方向：新制度經濟學。

一、引言

改革開放以來，中國經濟增長迅速，但在此過程中，中國的環(huán)境污染問題也日益突出。蘭德公司2015年1月的一份研究報告指出，在2000至2010年間，中國環(huán)境污染的成本接近每年國內生產總值（GDP）的10%，這一比例高出韓國和日本的數倍，也遠高于美國的水平。因此，加強環(huán)境規(guī)制已經成為全社會共同的呼聲和中國政府的必然選擇。但隨之而來的問題是，環(huán)境規(guī)制的加強也會給企業(yè)帶來成本攀升的壓力。如何在加強環(huán)境規(guī)制的同時，促進經濟高質量持續(xù)增長？傳統(tǒng)觀點認為，環(huán)境規(guī)制將會給企業(yè)施加額外的減排和治污成本，勢必削弱企業(yè)的競爭力，將會影響經濟增長。然而，邁克爾?波特（Michael Porter，1991）提出的著名“波特假說”①根據涵蓋環(huán)節(jié)的不同，Jaffe and Palmer（1997）提出了三個版本的“波特假說”（the Porter hypothesis）：（1）“弱”波特假說認為，環(huán)境規(guī)制可以刺激技術創(chuàng)新。實證研究中創(chuàng)新又可以細分為環(huán)境（或生態(tài)）領域的技術創(chuàng)新和非環(huán)境領域的技術創(chuàng)新。（2）“狹義”版本假說認為，只有設計和實施良好的規(guī)制政策才能促進技術創(chuàng)新。（3）“強”波特假說認為，環(huán)境規(guī)制引致的技術創(chuàng)新不僅可以改善環(huán)境，而且還可以提升企業(yè)競爭力（生產率和/或利潤率）。本文的討論與“弱”和“狹義”的波特假說有關。與國內現有研究多集中于“強”波特假說不同，本文聚焦于“弱”波特假說。而與國內弱波特假說集中于環(huán)保技術創(chuàng)新不同，本文聚焦于環(huán)境規(guī)制對非環(huán)境領域企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。認為適宜的環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新，并提升企業(yè)競爭力，實現經濟增長與環(huán)境保護的雙贏。

有意思的是，現有文獻無論是否支持“波特假說”，都傾向于要求政府加強環(huán)境規(guī)制的強度，以促進技術創(chuàng)新。但問題是，像中國這樣的轉型國家，存在著多種類型的所有制結構，這可能影響被規(guī)制企業(yè)的技術創(chuàng)新行為?，F有的研究往往假設規(guī)制政策對不同類型企業(yè)技術創(chuàng)新的影響是相同的（朱平芳和徐偉民，2003；解維敏等，2009），忽視了規(guī)制政策對不同類型企業(yè)技術創(chuàng)新影響的異質性。有鑒于此，本文關注的問題是：“波特假說”在中國是否成立？如果成立，是否存在企業(yè)異質性問題，即相同的環(huán)境規(guī)制約束對不同類型企業(yè)的技術創(chuàng)新會否產生不同的影響？環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新作用的具體機制是什么？這些問題的答案對于促進中國的環(huán)境規(guī)制政策創(chuàng)新和不同類型企業(yè)的技術創(chuàng)新，實現經濟發(fā)展與環(huán)境保護的雙贏目標，進而推動經濟可持續(xù)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。

“波特假說”提出后，學術界一直聚訟紛紜。由于數據來源、環(huán)境規(guī)制方式和度量指標的差異，以及被規(guī)制地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)的異質性等因素，至今尚沒有得出一致的結論。目前，關于環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響主要有如下三種觀點：（1）“波特假說”不成立，即，環(huán)境規(guī)制的加強將帶來企業(yè)的成本上升，進而抑制技術創(chuàng)新和企業(yè)（或產業(yè)）績效（Brunermeier & Cohen，2003；Lanoie & Tanguay，2004）：（2）“波特假說”成立，即適宜的環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新。多數文獻證實了環(huán)境規(guī)制對環(huán)境領域的技術創(chuàng)新的正向影響（Lanjouw & Mody，1996；Arimura et al.，2007）。少數文獻研究了環(huán)境規(guī)制對非環(huán)境領域的技術創(chuàng)新的影響。如，Jaffe和Palmer（1997）發(fā)現，美國工業(yè)污染控制支出促進了企業(yè)更多的創(chuàng)新投入（以研發(fā)支出衡量），但對創(chuàng)新產出（以專利申請數衡量）的影響不顯著；Hamamoto（2006）證實了環(huán)境規(guī)制強度（以污染控制支出衡量）能夠對創(chuàng)新活動（以研發(fā)支出衡量）產生正向的影響。Lanoie et al.（2011）對歐盟約4 200家工廠統(tǒng)計數據的研究表明，環(huán)境規(guī)制既可以促進環(huán)境技術創(chuàng)新，又在一定條件下能夠引致降低成本的創(chuàng)新。國內研究大多支持了“波特假說”，主要代表有黃德春、劉志彪（2006），李強、聶銳（2009），沈能、劉鳳朝（2012），張華等（2014）等。（3）環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響是不確定的（Conrad & Wastl，1995；Boyd & McClelland，1999），它可能不成立，也可能成立。即使成立，也需具備一定的條件（Lanoie et al.，2011）。

上述文獻為后續(xù)進一步的研究提供了理論基礎和經驗證據，但是，也存在下述幾個方面的問題：（1）國內大多數對波特假說的研究多從行業(yè)和地區(qū)層面考量（李強、聶銳，2009；沈能、劉鳳朝，2012；張華等，2014），鮮有微觀（企業(yè)）層面尤其是其作用機制的研究。例外的是童偉偉、張建民（2012），蔣為（2015）和Tang（2015）②盡管還有張三峰、卜茂亮（2011）、王杰、劉斌（2014）。他們分別利用了2006年中國12個城市的企業(yè)調查問卷數據和中國工業(yè)企業(yè)數據庫，但是他們聚焦于強版本的波特假說（環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產率的影響），與本文聚焦于弱波特假說不同。。童偉偉、張建民（2012）和蔣為（2015）分別使用了世界銀行2005和2012年中國企業(yè)的問卷調查數據，實證研究發(fā)現環(huán)境規(guī)制促進了中國企業(yè)的技術創(chuàng)新（分別以研發(fā)投資和專利申請數來衡量），但由于使用的是截面數據，無法驗證環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間的動態(tài)關系，從而降低了文章的說服力。Tang（2015）新近一篇工作論文借助于中國上市公司2001～2010年的數據研究了環(huán)境規(guī)制政策效應③選取了2005年啟動的上市公司強制參與清潔生產審核這一政策。。研究發(fā)現，環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)的技術創(chuàng)新（以專利申請數衡量），從而支持了“弱波特假說”在中國的成立，但他并沒有關注環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的具體作用機制和企業(yè)異質性問題。（2）既有文獻有的從產業(yè)比較優(yōu)勢的角度，有的從地區(qū)或企業(yè)生產率的角度探討了“波特假說”，但“波特假說”的核心是“創(chuàng)新補償效應”，“創(chuàng)新補償效應”只是企業(yè)競爭力提升的諸多因素中的一種而已，并非所有企業(yè)競爭力的提升都是由研發(fā)和創(chuàng)新引起的。因此，對“波特假說”更好的檢驗方式是直接討論環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，即檢驗“弱波特假說”。（3）盡管現有文獻討論了環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新影響的行業(yè)、地區(qū)的異質性（沈能，2012；童偉偉、張建民，2012），但大多數研究忽視了企業(yè)異質性問題。有鑒于此，本文用省級層面環(huán)境規(guī)制數據和微觀層面的中國工業(yè)企業(yè)數據庫來研究環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響及其企業(yè)的異質性問題。

二、數據、變量和模型設計

（一）數據來源

本文使用的樣本來源于2001～2007年中國全部國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數據庫④目前，中國工業(yè)企業(yè)數據庫只更新到了2009年，但由于2001年前和2007年以后研發(fā)投入數據的缺失，本文使用的是工業(yè)企業(yè)數據庫中的2001～2007數據，共計130多萬個觀測值。缺失的2004年研發(fā)投入數據以2003年和2005年的均值代替。。它包括全部國有制造業(yè)企業(yè)以及年銷售額500萬元以上的非國有制造業(yè)企業(yè)，包括了企業(yè)代碼、所有制類型、職工人數和地理位置等基本信息，以及銷售額、固定資產、實收資本、利潤等主要財務指標，其中的所有制類型、研發(fā)投資支出、新產品產值、利潤、政府資助和進出口額等重要指標，為我們的研究提供了便利。根據聶輝華等（2012）數據處理，根據企業(yè)名稱和法人代碼，對數據進行了手工匹配；剔除了關鍵指標缺失（如銷售額、總資產或職工人數等）或違背會計原則的異常觀測值，最終得到了中國30個省級層面（西藏除外）歷時7年、30萬家企業(yè)、130多萬個觀測值的數據。

（二）變量

1關鍵變量

（1）環(huán)境規(guī)制強度。目前，對環(huán)境規(guī)制的度量仍然存在爭議。大體上，國內外學者主要從以下幾個角度來度量環(huán)境規(guī)制：治理污染投資、治理污染設施和運行費用（污染減排成本）、規(guī)制機構檢查次數和監(jiān)督費、主要污染物排放量和排污費等。盡管存在爭議，但是，現有的學者更傾向于用治理污染投資占企業(yè)總成本或總產值的比重（張成等，2011）和治理污染設施和運行費用（Lanoie et al.，2011）來度量環(huán)境規(guī)制。因此，本文環(huán)境規(guī)制強度用治理污染設施和運行費用占企業(yè)總產值的比重來衡量（Berman & Bui，2001；聶普焱、黃利，2013），這是因為更嚴格的環(huán)境規(guī)制需要更多的環(huán)保投資或更高的污染減排成本。具體地，參照聶普焱、黃利（2013）用每百元產值的環(huán)境投入（各省份廢水治理運行費用與廢氣治理運行費用之和除以工業(yè)總產值再乘以100，Er1）來作為度量環(huán)境規(guī)制強度的主要指標。

在穩(wěn)健性檢驗中，我們還采用了2004年國家統(tǒng)計局收集的全國經濟普查工業(yè)企業(yè)排污費數據來度量環(huán)境規(guī)制。中國的環(huán)保部門很少公布此類數據，僅于2004年首次公布過工業(yè)企業(yè)被征收排污費數據，此后國家統(tǒng)計局沒有繼續(xù)對外公布工業(yè)企業(yè)被征收排污費數據。盡管如此，工業(yè)企業(yè)排污費數據作為微觀層面的數據，還是可以彌補省級層面加總的環(huán)境規(guī)制度量指標的缺陷，因此，在穩(wěn)健性檢驗時，本文采用微觀環(huán)境規(guī)制強度指標（工業(yè)企業(yè)被征收排污費與制造業(yè)增加值之比，Er2）來度量環(huán)境規(guī)制強度，只有2004年的數據。

（2）技術創(chuàng)新。對于如何度量技術創(chuàng)新，學術界存在爭議。囿于數據，本文以研發(fā)投入和創(chuàng)新產出（新產品產值）來衡量企業(yè)的技術創(chuàng)新。其中，企業(yè)研發(fā)投入分為兩種情況：虛擬變量（企業(yè)有研發(fā)投入的賦值為1，否則為0）和數值變量（企業(yè)研發(fā)投入強度）。為了剔除規(guī)模效應，企業(yè)研發(fā)投入以研發(fā)投入強度（企業(yè)人均研發(fā)投資支出取對數）來衡量。在穩(wěn)健性檢驗中，報告了新產品比重（新產品產值與企業(yè)銷售額之比）的回歸結果。

2控制變量

（1）企業(yè)特征變量。這些變量包括影響企業(yè)技術創(chuàng)新的變量，包括企業(yè)規(guī)模、年齡、所有制類型和外部政策環(huán)境變量。

（2）行業(yè)變量。以反映行業(yè)集中度的赫芬達爾指數（HHI）來衡量市場競爭程度或市場勢力。控制該指標與控制行業(yè)（虛擬變量）回歸結果基本相同，故在下文中只報告了HHI的回歸結果。

（3）年份和地區(qū)控制變量?？刂屏说貐^(qū)變量，同時控制了時間變量。

（三）實證模型設定

技術創(chuàng)新受到多種因素的影響，已有文獻從需求拉動、供給推動和市場結構等非制度因素來探討。在轉型經濟國家，所有制類型也會施加影響。同時，借鑒環(huán)境庫茲涅茨曲線在分析環(huán)境污染和經濟增長時采用的二次曲線分析方法，并在考慮相關控制變量的基礎上，參照Jefferson et al.（2006）和張成等（2011）的研究，設定實證模型如下：

其中，i 、p 、t 分別表示企業(yè)、省份和年份。αi和γt分別表示與企業(yè)、年份相關的固定效應因素，X 表示反映企業(yè)自身特征、行業(yè)和地區(qū)特征的控制變量，ε是隨機擾動項。被解釋變量（Inno）是技術創(chuàng)新。在解釋變量中，Own表示所有制類型?，F有的研究多以企業(yè)登記注冊類型來認定企業(yè)的所有制類型。根據研究的需要，我們把它們分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類（如果登記注冊類型為國有企業(yè)賦值1，即Soe1；否則，賦值0，為非國有企業(yè)）。同時，考慮到所有制類型在考察期內可能發(fā)生了變化，我們以實收資本構成來定義所有制類型，即以實收資本中國有資本比重來定義國有企業(yè)（比重超過半數的賦值為1，即Soe2；否則為0）。選取職工人數作為企業(yè)規(guī)模（Size）的代理變量。鑒于企業(yè)的研發(fā)支出可能來源于企業(yè)的利潤積累，因此，把主營業(yè)務利潤（Profit，取對數）作為控制變量。其他的控制變量還有：企業(yè)年齡（取對數，Age）、以行業(yè)集中度（HHI）衡量的市場競爭程度或市場結構、地區(qū)特征（D，設置東部、中部、西部三個虛擬變量）、外部政策環(huán)境變量（政府資助Sub和出口Export兩個虛擬變量，即，如果接受了政府資助，則賦值為1，否則為0；如果存在出口，則賦值為1，否則為0）。

除了考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的一般影響，我們還要進一步識別環(huán)境規(guī)制影響技術創(chuàng)新的具體機制。我們在模型1的基礎上，加入了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)特征的交互項Erpt?Xipt，旨在捕捉環(huán)境規(guī)制對某種企業(yè)特征或行業(yè)特征對企業(yè)技術創(chuàng)新產生的邊際影響，為此構建了計量模型2。

（四）描述性統(tǒng)計

就全部樣本（表1）來看，在2001～2007年間，平均說來，有近14%的企業(yè)從事了技術創(chuàng)新。國有企業(yè)只占8.67%，絕大多數是非國有企業(yè)。有31%的企業(yè)從事了出口貿易，有13.45%企業(yè)獲得了政府資助。

就不同所有制企業(yè)均值差異比較（表2）來看，平均說來，在2001～2007年間，盡管從事了研發(fā)支出的非國有企業(yè)數少于國有企業(yè)，但其人均研發(fā)支出均值更高；非國有企業(yè)的年齡和規(guī)模顯著低于國有企業(yè)；從政府資助情況來看，非國有企業(yè)比國有企業(yè)獲得政府資助的概率更小，數量也更少；而在企業(yè)利潤和企業(yè)出口比例方面，非國有企業(yè)則顯著高于國有企業(yè)。就環(huán)境規(guī)制強度來說，非國有企業(yè)環(huán)境規(guī)制強度均值低于國有企業(yè)，或者說，非國有企業(yè)更多地分布在環(huán)境規(guī)制強度低的地區(qū)。上述這些差異為后面檢驗環(huán)境規(guī)制對不同所有制類型企業(yè)影響的異質性提供了分析視角。

表1　描述性統(tǒng)計（全部樣本）

表2　不同所有制企業(yè)均值差異比較

三、實證結果與分析

（一）環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響

1.基本回歸結果

首先從全樣本著手考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，即檢驗“波特假說”在中國是否成立。表3給出的是環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的基本回歸結果。在具體估算時，對于研發(fā)虛擬變量采用面板Probit模型估算。對于人均研發(fā)支出，采用面板固定效應模型。Hausman檢驗的P值非常顯著，即參數估計是一致的，表明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。表3第1列檢查了雙向固定效應，對模型的LR檢驗表明，應該考慮時間固定效應，因此，以后的估計都采用了個體、時間雙向固定效應模型。從分步回歸的結果來看，無論是否控制企業(yè)個體、行業(yè)和地區(qū)特征，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間都存在一種U型關系，即初始環(huán)境規(guī)制強度的提高使企業(yè)的規(guī)制遵循成本上升，技術創(chuàng)新受到抑制，但是，到一定程度以后，環(huán)境規(guī)制所誘致的“創(chuàng)新補償效應”會超過規(guī)制的遵循成本，最終促進了企業(yè)的技術創(chuàng)新。這一結果表明“波特假說”在中國是適用的，至少在我們的考察期內（2001～2007年）是如此。這一結果的出現，可能的原因在于如下兩個方面：（1）中國政府加強了環(huán)境規(guī)制的力度，尤其是在“十一五”時期⑤其中的一大措施是把主要污染物的減排納入了考核指標，國務院委托當時的國家環(huán)?？偩峙c各省級人民政府簽訂減排目標責任書，按照2005年的統(tǒng)計基數來確定削減的基數。。實踐證明，主要污染物總量控制的實行有效地控制了污染物總量的排放，改善了環(huán)境質量⑥據統(tǒng)計，截至2010年底，31個省、自治區(qū)和直轄市都較好地完成了“十一五”期間控制計劃所下達的總量控制任務。參見《環(huán)境保護部公布2010年度及“十一五”全國主要污染物總量減排考核結果 “十一五”主要污染物總量減排任務全面完成》，http：//www.zhb.gov.cn/gCapml/hbb/qt/201108/t20110829_216607.htm。。（2）嚴格而適宜的環(huán)境規(guī)制迫使企業(yè)不得不進行技術創(chuàng)新。在中國政府環(huán)境規(guī)制力度加大、社會環(huán)保意識不斷高漲和網絡輿論監(jiān)督不斷增強的情況下，企業(yè)不得不增加治污或治污技術創(chuàng)新的投入，以獲得“治污技術進步效應”；或者，加大生產技術創(chuàng)新，在創(chuàng)新成果商業(yè)化的過程中獲取超額利潤，再從利潤中抽出更多的資金用于污染治理，以獲得“創(chuàng)新補償效應”。我們得出了環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間存在一種非線性關系的結論，這與沈能、劉鳳朝（2012）使用中國1992～2009年間省際面板數據得出的結論是一致的。同時，環(huán)境規(guī)制促進了技術創(chuàng)新的結論也佐證了李強、聶銳（2009），童偉偉、張建明（2012），蔣為（2015）和Tang（2015）的結論⑦童偉偉、張建明（2012）和蔣為（2015）分別使用了世界銀行2005年2012年調查數據，技術創(chuàng)新也是以研發(fā)投資支出，但都使用的是截面數據；李強、聶銳（2009）和Tang（2015）與我們使用的數據時段多重合，分別是1999～2007年和2001～2010年，但前者使用的是省際面板數據，環(huán)境規(guī)制也與我們的相同，技術創(chuàng)新分別以發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利的數量衡量；后者則是上市公司數據，技術創(chuàng)新用專利申請數來衡量。，從而驗證了“弱波特假說”在中國的成立。

此外，其他控制變量的結果基本上是與直覺一致的：非國有企業(yè)的研發(fā)投資傾向顯著低于國有企業(yè)，但在從事了研發(fā)投資的企業(yè)中，非國有企業(yè)的人均研發(fā)投資支出更高。其中的原因有待下文進一步的討論。與此類似的是，對研發(fā)投資決策而言，規(guī)模較大、年齡越大的企業(yè)面臨的融資約束越少，越傾向于進行研發(fā)投資。但對已有研發(fā)投資的企業(yè)而言，規(guī)模和年齡越大的企業(yè)，其現有技術設備較多，對新增投資（包括研發(fā)投資）就不太積極，其人均研發(fā)投資數量會顯著低于規(guī)模較小、較年輕的企業(yè)。企業(yè)利潤越高、獲得政府資助的概率越高，企業(yè)進行技術創(chuàng)新的傾向和研發(fā)投資支出就會越高。參與國際市場競爭與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在顯著正向關系，這與Porter and Van der Linde（1995）的結論是一致的。在市場結構趨于集中的企業(yè)，其研發(fā)投資意向會更弱，研發(fā)投資支出會更少。

表3　基本回歸結果（全部樣本）

2. 穩(wěn)健性檢驗

（1）使用不同的環(huán)境規(guī)制指標?？紤]到環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響可能存在滯后性，因此我們采用了滯后一期的環(huán)境規(guī)制指標（表4中第1列），同時鑒于省級層面加總的數據可能存在缺陷，我們采用了微觀環(huán)境規(guī)制指標，即工業(yè)企業(yè)被征收排污費與制造業(yè)增加值之比。表4中第6、7列的回歸結果表明環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新影響的一次項為負，二次項為正，且都在1%水平上是顯著的。

（2）使用創(chuàng)新投入（研發(fā)強度，即研發(fā)投資支出與銷售額之比）和創(chuàng)新產出指標（新產品產值占銷售額之比）來度量技術創(chuàng)新?；貧w結果表明，無論是研發(fā)投入（表4中第2列）還是創(chuàng)新產出指標（表4中第4、5列），環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響在1%水平上一次項顯著為負，二次項顯著為正。

（3）使用實收資本為虛擬變量的國有企業(yè)指標進行穩(wěn)健性檢驗（表4中第3、5、7列）?；貧w結果都表明，我們的結論基本不變，即"弱波特假說"成立。

（4）內生性問題。在長時段中，技術創(chuàng)新行為有可能反過來影響環(huán)境規(guī)制，也就是出現了反向因果關系。為此，我們對技術創(chuàng)新是否會反過來影響環(huán)境規(guī)制進行了檢驗。具體地，我們控制了企業(yè)個體、行業(yè)和地區(qū)特征，構造了因變量是環(huán)境規(guī)制、自變量是技術創(chuàng)新的雙向（時間和個體）固定效應模型。回歸結果顯示，技術創(chuàng)新系數（研發(fā)投資支出）為負，但在10%水平上是不顯著的。由此，我們排除了在我們的研究中技術創(chuàng)新影響環(huán)境規(guī)制的反向因果關系所引出的內生性問題的可能性。

表4　穩(wěn)健性檢驗（全部樣本）

（二）環(huán)境規(guī)制對不同所有制類型企業(yè)的影響

在全樣本回歸的表3中，我們發(fā)現非國有企業(yè)的研發(fā)投資傾向低于國有企業(yè)，但對于從事過研發(fā)投資的企業(yè)而言，其人均研發(fā)投資支出則高于國有企業(yè)。也就是說，環(huán)境規(guī)制對不同所有制類型企業(yè)的創(chuàng)新行為產生了不同的影響。撇開其原因暫且不論，我們想進一步關注的問題是，同樣的環(huán)境規(guī)制強度下，不同所有制類型的企業(yè)技術創(chuàng)新是否存在顯著的系統(tǒng)性差異？為此，我們首先就要檢驗環(huán)境規(guī)制對國有與非國有企業(yè)的回歸系數是否存在結構上的差異。似然比Chow檢驗的結果表明，國有企業(yè)與非國有企業(yè)是存在結構上的差異的⑧具體地，我們分別對國有企業(yè)、非國有企業(yè)兩個子樣本和全樣本進行個體、時間雙向固定效應回歸后，對其回歸結果采用stata13中l(wèi)rtest命令直接求出似然比是14 109.52，p值是0.000。。

在此基礎上，我們把企業(yè)類型分成國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩類，分別進行了子樣本回歸。回歸結果（表5）表明，無論國有企業(yè)是按照登記注冊類型還是按照實收資本來劃分，無論技術創(chuàng)新指標是研發(fā)投入還是創(chuàng)新產出（新產品比重），無論環(huán)境規(guī)制變量指標是省級層面的還是微觀（企業(yè)）層面的，對于非國有企業(yè)而言，隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高，企業(yè)技術創(chuàng)新先是顯著減少，但規(guī)制強度提高到一定程度后，環(huán)境規(guī)制最終會促進企業(yè)的技術創(chuàng)新。換言之，對于非國有企業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在一種U型關系，而對于國有企業(yè)則不然，即存在著所有制類型方面的企業(yè)異質性問題。究其原因可能在于如下幾個方面：

（1）企業(yè)目標和環(huán)境管理策略的差異。由于產權主體的缺失和委托代理成本的存在，國有企業(yè)可能效率并不高，同時，還可能由于承擔了諸如就業(yè)、環(huán)境保護等社會責任，因此，對環(huán)境規(guī)制不太敏感，也不會主動采取環(huán)境管理策略（王俊豪、李云雁，2009）。產權主體更為明晰和市場化取向的非國有企業(yè)對規(guī)制所帶來的成本則比較敏感。從表2描述性統(tǒng)計中可以看出，非國有企業(yè)的財務指標（主營業(yè)務利潤和出口平均概率）都顯著高于國有企業(yè)，更有可能成為“機會追求型”企業(yè)，即更有可能從積極的環(huán)境治理過程中尋找可提高企業(yè)獲利能力與市場地位的機會（許士春，2007），以致其“創(chuàng)新補償效應”超過“規(guī)制遵循成本”。我們的研究結論與Cai et al.（2015）所得出的結論是一致的⑨他們的研究發(fā)現，不同所有制類型企業(yè)對同樣環(huán)境規(guī)制的反應確實存在異質性問題。他們發(fā)現，對環(huán)境規(guī)制敏感的私營企業(yè)往往選環(huán)境規(guī)制薄弱省內下游縣域，導致下游縣域與水污染相關的經濟活動（如工業(yè)企業(yè)產值等）顯著增加。。（2）企業(yè)規(guī)模和行業(yè)結構的差異。表5中回歸結果表明，企業(yè)規(guī)模行業(yè)集中度與技術創(chuàng)新之間呈負相關關系。前文表2中描述性統(tǒng)計也顯示：相對于國有企業(yè)而言，非國有企業(yè)規(guī)模更?、馀c企業(yè)規(guī)模相關的是，相對于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)的技術設備更陳舊、污染更大（Kikeri et al， 1992）。我們描述性統(tǒng)計（表2）也表明，國有企業(yè)中高污染企業(yè)比例顯著高于非國有企業(yè)。，行業(yè)集中度更低，因而環(huán)境規(guī)制強度的提高帶來的成本上升的壓力更大，技術創(chuàng)新就更多。（3）獲得政府資助的差異。表5中回歸結果也表明，政府資助與技術創(chuàng)新之間呈正相關關系。前面表2中的描述性統(tǒng)計表明，非國有企業(yè)獲得政府資助的概率更小，且獲得的資助數量更少，因而環(huán)境規(guī)制帶來的成本上升的壓力更大，技術創(chuàng)新的也就更多。

表5　環(huán)境規(guī)制對不同所有制類型企業(yè)影響的差異：子樣本回歸結果

（三）環(huán)境規(guī)制影響技術創(chuàng)新的機制分析

在探討了環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響及其企業(yè)異質性之后，我們想進一步識別其作用的具體機制。基于環(huán)境規(guī)制可能會通過企業(yè)及其所在行業(yè)的某些特征影響到技術創(chuàng)新這一事實，根據相關文獻，我們構建了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)特征的交互項，采用時間和個體雙向固定效應模型進行檢驗，全樣本回歸結果見表6。

首先，考察企業(yè)規(guī)模和行業(yè)集中度的影響。根據熊彼特的分析，企業(yè)規(guī)模會影響到技術創(chuàng)新，但其影響是不確定的：一方面企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)越有財力從事技術創(chuàng)新；另一方面，企業(yè)規(guī)模越大，更可能處于一種壟斷的市場結構，憑借壟斷地位而無需借助技術創(chuàng)新就可以獲利，因而不利于技術創(chuàng)新。為了檢驗企業(yè)規(guī)模和行業(yè)集中度是否會影響環(huán)境規(guī)制的作用，我們分別建立了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)規(guī)模和行業(yè)集中度的交互項。表6第1、3、5、6列的回歸結果表明，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)規(guī)模和市場結構的交互項（E*Size、E*HHI）分別在1%和10%的水平上是顯著為負的。也就是說，在其他條件不變的情況下，企業(yè)規(guī)模越大、行業(yè)集中越高，規(guī)制帶來的成本上升的壓力越小，其技術創(chuàng)新動力就越不足。

其次，考察政府資助的影響。我們感興趣的是，政府資助會否影響環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新效應，為此，建立了環(huán)境規(guī)制強度與政府資助的交互項（E*Sub）?；貧w結果（表6列2、4）表明，該交互項是負的，且在1%的水平上是顯著的。由于分稅制改革以來，企業(yè)圍繞著政府專項資金形成了項目競爭運動，政府控制著項目壟斷權，更容易傾向于國有企業(yè)（鄭世林和周黎安，2015；鄭世林，2016）。因此，在面臨同等環(huán)境規(guī)制的情況下，過多的項目補助就會緩解環(huán)境規(guī)制所帶來的成本攀升的壓力，也就無需進行技術創(chuàng)新。

表6　作用機制檢驗：全部樣本回歸結果

（續(xù)表）

四、結論和政策建議

本文利用2001～2007年中國制造業(yè)企業(yè)數據，實證研究了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響及其企業(yè)異質性。研究發(fā)現：初始較弱的環(huán)境規(guī)制強度確實會減少企業(yè)的技術創(chuàng)新，但隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高，企業(yè)技術創(chuàng)新會逐步增加，即，環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在一種U型關系，由此驗證了“波特假說”在中國的成立。但是，這種U型關系只在非國有企業(yè)中存在，即環(huán)境規(guī)制強度的提高最終只是顯著促進了非國有企業(yè)的技術創(chuàng)新。進一步的研究發(fā)現，環(huán)境規(guī)制對規(guī)模更大、行業(yè)集中度更高和得到政府資助更多的企業(yè)具有更大的負效應。這一發(fā)現的意義在于：首先，這不僅佐證了新制度經濟學中外部制度環(huán)境或政策對企業(yè)技術創(chuàng)新行為的影響，而且還進一步揭示了這些制度或政策影響的具體機制；其次，我們借助于大樣本微觀數據對“波特假說”的再研究結果表明，在檢驗“波特假說”時，不僅要關注“波特假說”是否適用的問題，而且要考慮其背后的原因及其是否存在異質性問題——除了行業(yè)、地區(qū)異質性之外，還應該關注企業(yè)特征所引起的異質性問題。

本文結論對當前處理經濟增長與環(huán)境保護之間的關系具有重要的政策含義。

（1）環(huán)境規(guī)制與中國企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在著穩(wěn)定、顯著的正向關系，這在一定程度上反映出環(huán)境規(guī)制所導致的成本增加對中國企業(yè)發(fā)展的干擾作用并不顯著，由此，為我們制定和實施相應的環(huán)保政策提供了理論指導與決策支持。我們的研究結論表明，企業(yè)通過“創(chuàng)新補償效應”和“學習效應”所得會大于規(guī)制的“遵循成本”，企業(yè)決策者應積極主動地應對政府逐漸嚴格和完善的環(huán)保政策，趨利避害；同時，對政策制定者和執(zhí)行者而言，應該摒棄“先污染后治理”的傳統(tǒng)思維模式，將節(jié)能環(huán)保方面的考核納入干部政績考核體系，并加大考核體系中資源消耗、環(huán)境損害、生態(tài)效益等環(huán)保指標的權重，促使各級政府把更多的精力和投入放在環(huán)保上，從而實現環(huán)境保護和經濟發(fā)展的雙贏。

（2）“波特假說”的成立是需要一定條件的。只有“適宜的”（well-designed）——基于績效導向和市場導向的環(huán)境規(guī)制才能誘導企業(yè)創(chuàng)新，而這又必須以一定類型的企業(yè)或微觀主體為前提。由于企業(yè)所有制類型或行為目標的不同，激勵其技術創(chuàng)新的政策措施應有所差別，不能搞“一刀切”。因此，政府在精準拿捏環(huán)境保護的力度、設計適宜的規(guī)制制度、改革政府資助企業(yè)技術創(chuàng)新的方式的同時，要針對不同所有制類型、不同規(guī)模和不同污染密集型企業(yè)的技術創(chuàng)新行為采取差異化的政策和措施：對于國有企業(yè)，應加快壟斷行業(yè)改革，減弱其自然壟斷和行政壟斷勢力，實現政企分開和政資分開，硬化地方政府對國有企業(yè)的環(huán)境規(guī)制約束；對于非國有企業(yè)，尤其是中小型或微型企業(yè)，要加大技術創(chuàng)新體制和政策資助的力度，改善其創(chuàng)新的外部環(huán)境，加大其外部直接融資和資本市場的發(fā)展，切實促進創(chuàng)新優(yōu)勢向經濟優(yōu)勢轉變，實現創(chuàng)新驅動型的發(fā)展；對污染密集型企業(yè)，要引導他們加快末端治理模式向清潔生產模式的轉變，走自主創(chuàng)新以求得可持續(xù)發(fā)展的道路。同時，政府對企業(yè)提供技術創(chuàng)新資助應該更具有傾向性和針對性，切實解決環(huán)境規(guī)制約束下民營企業(yè)的創(chuàng)新融資難、融資貴等問題，充分發(fā)揮政府資助的作用。

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Does Environmental Regulation hindering the technological innovation of Chinese enterprises？

Liu Hewang，Zheng Shilin，Wang Yufeng
（Business School of Hubei University Wuhan 430062， China； Institute of Quantitative &Technical Economics， CASS ，Beijing 100732， China， School of Economics of Jiangxi University of Finance and Economics， Nanchang 330013）

Abstract：Using China's industrial database datum， this paper empirically examines whether and how environmental regulatory stringency effects on the firms’ technological innovation. The study finds that the environmental regulatory stringency has a U-shape in the technological innovation of firms， namely， the innovation of enterprises gradually decrease with the increase of regulatory stringency， however， when environmental regulatory stringency increases to a certain extent， the technological innovation of enterprises will increase. But there exists heterogeneous effect on firms with different ownership types， in which a U-shape relationship between environmental regulation and innovation only for the non-State Owned Enterprises. Some specific channels are identified. First， firms with smaller size and/or competitive industries benefit more from environmental regulation. Second， firms with receiving less subsidies are more likely to trigger cost-saving innovation.

Key Words：Environmental regulation； Technological innovation； Firm heterogeneity； Porter hypothesis〔執(zhí)行編輯：周冬〕

［中圖分類號］F062.2

［文獻標識碼］A

［文章編號］2095-7572（2016）03-0091-13

［收稿日期］2016-4-28

［基金項目］國家社科基金項目（12BJL040，2012-2016）；國家自然科學基金項目（71573272，2016-2019）。

［作者簡介］劉和旺（1972-），男（漢），安徽安慶人，湖北大學商學院副教授，研究方向：規(guī)制、技術創(chuàng)新；