環(huán)境政策、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效
——基于環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的視角

(浙江工商大學(xué) 浙江 杭州 310018)

一、引言

環(huán)境污染第三方治理簡(jiǎn)稱第三方治理，是環(huán)保產(chǎn)業(yè)鏈的重要組成部分。其治理邏輯是：基于委托合同關(guān)系進(jìn)行環(huán)境污染治理，委托方(排污者)繳納或按合同約定支付費(fèi)用，受托方(第三方治理企業(yè))提供各種環(huán)保產(chǎn)品與服務(wù)。

從理論上講，關(guān)于環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效的影響，已有相關(guān)研究認(rèn)為主要包括兩個(gè)效應(yīng)：“需求效應(yīng)”、“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”?！靶枨笮?yīng)”認(rèn)為，嚴(yán)格的環(huán)境政策形成了政府、污染企業(yè)對(duì)環(huán)保產(chǎn)品和環(huán)境服務(wù)的需求，進(jìn)而促進(jìn)了環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效的提升(原毅軍等，2010；杜雯翠，2013)?！凹夹g(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”認(rèn)為，恰當(dāng)設(shè)計(jì)的環(huán)境政策，可以激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而通過具有比較優(yōu)勢(shì)的環(huán)境技術(shù)形成競(jìng)爭(zhēng)力提高企業(yè)績(jī)效(Hamamoto，2006)。上述兩種理論都解釋了日益嚴(yán)格的環(huán)境政策促進(jìn)了企業(yè)績(jī)效的整體提升，但現(xiàn)實(shí)中可持續(xù)發(fā)展的第三方治理企業(yè)卻不多。究其原因在于是否擁有比較競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的環(huán)境技術(shù)和服務(wù)。因此，實(shí)證研究應(yīng)圍繞環(huán)境政策如何影響企業(yè)績(jī)效的核心競(jìng)爭(zhēng)力技術(shù)創(chuàng)新展開。同時(shí)，我國(guó)環(huán)境污染第三方治理在政策推動(dòng)三年多以來(lái)仍“知易行難”，凸顯了現(xiàn)有理論解釋與第三方治理實(shí)踐之間尚存有一定的距離，這對(duì)進(jìn)一步考察環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效的影響路徑提供了條件。

為此，本文在前人的研究基礎(chǔ)之上，以我國(guó)2011-2016年滬深A(yù)股上市的環(huán)境污染第三方治理企業(yè)為研究對(duì)象，利用此類企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)考察環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)環(huán)境政策與環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效

環(huán)境是一種公共物品，具有很強(qiáng)的外部性特征。在環(huán)境責(zé)任意識(shí)薄弱的情況下，污染企業(yè)按照理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，往往傾向于犧牲公共環(huán)境來(lái)追求企業(yè)利益最大化。所以，在傳統(tǒng)“單一主體”的環(huán)境治理模式下，污染企業(yè)的治污多數(shù)是其為了規(guī)避監(jiān)管而做出的被動(dòng)選擇，受專業(yè)技術(shù)所限和執(zhí)法不嚴(yán)等因素影響，出現(xiàn)了“市場(chǎng)失靈、政府失靈、志愿失靈”(陳潭，2017)，環(huán)境污染問題日益嚴(yán)峻。為了解決這一問題，以諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)家艾利諾·奧斯特羅姆為代表的學(xué)者提出了多中心共治理念(陳潭，2017；沈洪濤等，2018)，使得“第三方”(專業(yè)污染治理企業(yè))介入環(huán)境治理創(chuàng)造了機(jī)會(huì)。據(jù)生態(tài)環(huán)境部統(tǒng)計(jì)，我國(guó)環(huán)境污染治理投資總額從2011年7114億元增長(zhǎng)到了2015年的8806.4億元。這意味著，隨著我國(guó)環(huán)境政策強(qiáng)度日益提高，環(huán)境污染治理總需求在不斷擴(kuò)大。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：基于政策依賴性和環(huán)境治理市場(chǎng)供需平衡，環(huán)境政策強(qiáng)度增大有助于提升環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效。

(二)環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效的技術(shù)效應(yīng)

“波特假說(shuō)”認(rèn)為設(shè)計(jì)恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境政策有利于激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境治理技術(shù)的創(chuàng)新升級(jí)，進(jìn)而形成產(chǎn)品與服務(wù)的比較優(yōu)勢(shì)，提升企業(yè)的績(jī)效。環(huán)境污染第三方治理企業(yè)因環(huán)境治理契約承擔(dān)最終污染治理責(zé)任，本質(zhì)上屬于污染密集行業(yè)，所以，環(huán)境政策強(qiáng)度越強(qiáng)越能激發(fā)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。其次，據(jù)近年A股環(huán)保上市公司披露的業(yè)績(jī)報(bào)告顯示，當(dāng)前我國(guó)環(huán)境政策的密集執(zhí)行的利好并沒有帶動(dòng)環(huán)保產(chǎn)業(yè)保持強(qiáng)勁發(fā)展勢(shì)頭。究其原因主要在于，污染治理是一項(xiàng)專業(yè)性很強(qiáng)的業(yè)務(wù)，需要專業(yè)的污染治理技術(shù)作為支撐。相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家擁有核心的環(huán)境治理技術(shù)與成熟的環(huán)境治理市場(chǎng)，我國(guó)的環(huán)境服務(wù)公司整體規(guī)模較小，面對(duì)環(huán)境治理技術(shù)研發(fā)較高的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，顯然自主研發(fā)能力和技術(shù)儲(chǔ)備是不足的。由此可見，國(guó)內(nèi)環(huán)境污染第三方治理只有以環(huán)境治理技術(shù)為基礎(chǔ)的專業(yè)化，才能有足夠競(jìng)爭(zhēng)力保持其長(zhǎng)期績(jī)效的增長(zhǎng)。據(jù)此認(rèn)為，環(huán)境政策強(qiáng)度越強(qiáng)越有利于通過政策支持激發(fā)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的研發(fā)積極性，進(jìn)而發(fā)揮第三方治理的專業(yè)化和規(guī)?；谋容^優(yōu)勢(shì)，影響環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效，并得出以下假設(shè)。

假設(shè)2a：環(huán)境政策與環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)。

假設(shè)2b：在其他條件不變的情況下，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到我國(guó)環(huán)境政策日益嚴(yán)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(diǎn)階段。本文選取2011-2016年環(huán)境服務(wù)類滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，更有利于考察環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染治理市場(chǎng)化、專業(yè)化的影響，進(jìn)一步本文考慮到數(shù)據(jù)的可得性，則通過環(huán)境政策背景下環(huán)境服務(wù)類公司的技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效來(lái)探析這一影響。樣本公司篩選如下：(1)參考中國(guó)環(huán)保產(chǎn)業(yè)研究院發(fā)布的《2017年環(huán)保產(chǎn)業(yè)上市公司年度報(bào)告》中披露的103家上市公司；(2)為避免異常值影響，剔除ST、*ST以及2015年后上市的公司；(3)剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)存在缺損的樣本。篩選后，最終保留了82家公司，共計(jì)492個(gè)觀測(cè)值。

本文測(cè)度環(huán)境政策所用到的環(huán)境政策強(qiáng)度、地區(qū)環(huán)境法規(guī)的指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中年鑒尚未統(tǒng)計(jì)2016年環(huán)境政策數(shù)據(jù)，考慮到國(guó)家政策的一慣性，以2015年環(huán)境政策數(shù)據(jù)予以代替。其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。為消除異端值的影響，本文對(duì)除環(huán)境政策強(qiáng)度、地區(qū)環(huán)境法規(guī)指標(biāo)之外的所有連續(xù)解釋變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。

(二)相關(guān)變量的定義

根據(jù)已有研究所發(fā)現(xiàn)的影響企業(yè)業(yè)績(jī)的因素，本文選取了企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財(cái)務(wù)桿杠、成長(zhǎng)能力、企業(yè)性質(zhì)作為控制變量。主要變量的詳細(xì)釋義見表1所示。

表1 相關(guān)變量定義

(三)模型構(gòu)建

為了實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境政策、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效之間的具體關(guān)系，擬構(gòu)建以下計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，為了檢驗(yàn)假設(shè)1，擬建立回歸模型(1)；對(duì)于假設(shè)2a和假設(shè)2b，本文擬采用模型(2)和模型(3)檢驗(yàn)“技術(shù)創(chuàng)新”的中介效應(yīng)，即第一步構(gòu)建環(huán)境政策對(duì)于環(huán)境污染第三方治理企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)，第二步是在上述模型(1)的基礎(chǔ)上，加入中介變量技術(shù)創(chuàng)新的模型(3)，具體如下：

模型(1)：EIi,t=β0+β1Policyi,t+Controlsi,t+ε

模型(2)：RDSi,t=β0+β1Policyi,t+Controlsi,t+ε

模型(3)：EIi,t=β0+β1Policyi,t+β2RDSi,t+Controlsi,t+ε

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

由結(jié)果可知，有關(guān)環(huán)境政策的指標(biāo)中，環(huán)境政策強(qiáng)度的整體波動(dòng)性較小，但是均值0.24高于中位數(shù)0.16，極差懸殊，環(huán)境政策強(qiáng)度最強(qiáng)的地區(qū)是最弱的地區(qū)的二十多倍，多數(shù)地區(qū)的環(huán)境政策強(qiáng)度是嚴(yán)格的；地方環(huán)境法制的均值也在中位數(shù)附近，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)差(15.71)和極差較大，表明當(dāng)前我國(guó)各省(市、區(qū))地方環(huán)境法制水平的存在明顯差異。從企業(yè)層面的數(shù)據(jù)特征可以看出，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效和技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)的波動(dòng)性偏大，同時(shí)它們的均值大于中位數(shù)，最大值與最小值差距懸殊，反映了我國(guó)環(huán)境污染治理市場(chǎng)化初期，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效存在顯著的差異。此外，從影響企業(yè)績(jī)效的其他指標(biāo)也可看出，當(dāng)前我國(guó)環(huán)境污染第三方治理市場(chǎng)中的企業(yè)在規(guī)模上雖差距不大，但卻在盈利能力、財(cái)務(wù)杠桿、成長(zhǎng)能力上有很明顯的差異?？傮w而言，可以得出環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效是外部環(huán)境政策和內(nèi)部經(jīng)營(yíng)行為共同影響的結(jié)果。

(二)多元回歸分析

為了避免樣本數(shù)據(jù)存在異方差影響，本文采用異方差穩(wěn)健性回歸方法進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)利用方差膨脹因子再次檢驗(yàn)了各個(gè)模型中的變量間不存在共線性問題，表2顯示了模型(1)(2)(3)的估計(jì)結(jié)果。

從表中模型(1)披露的結(jié)果可以看出，環(huán)境政策的系數(shù)無(wú)論是用環(huán)境政策強(qiáng)度還是地方環(huán)境法制水平予以表征，其結(jié)果都是顯著為正的，表明當(dāng)前我國(guó)環(huán)境政策力度越大，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效越高，這與張夏弈等學(xué)者的觀點(diǎn)保持了一致性。同時(shí)，從解釋變量EPS與Law的系數(shù)之間的明顯差異，也可以看出，以市場(chǎng)為主導(dǎo)的環(huán)境政策強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效的激勵(lì)作用明顯大于以規(guī)制為主的地方法制水平。控制變量Size、ROE的系數(shù)表明，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的企業(yè)規(guī)模越大、盈利能力越強(qiáng)，其企業(yè)績(jī)效越好；控制變量State的回歸系數(shù)顯著為負(fù)值，表明環(huán)境污染第三方治理企業(yè)績(jī)效與企業(yè)性質(zhì)顯著負(fù)相關(guān)，反映了在我國(guó)環(huán)境治理市場(chǎng)中，一方面從事環(huán)境治理服務(wù)的國(guó)有企業(yè)以政策資源優(yōu)勢(shì)占據(jù)市場(chǎng)，既是環(huán)境治理的“運(yùn)動(dòng)員”又是“裁判員”，大大削弱了環(huán)境治理效率；另一方面揭示了以市政服務(wù)轉(zhuǎn)型環(huán)境治理的國(guó)有企業(yè)只是供給基礎(chǔ)服務(wù)，與掌握專業(yè)環(huán)境技術(shù)的民營(yíng)企業(yè)相比，尚不能滿足環(huán)境治理專業(yè)化導(dǎo)向下的需求，自然企業(yè)績(jī)效會(huì)偏低。

模型(2)結(jié)果顯示，環(huán)境政策強(qiáng)度和地方環(huán)境法制的系數(shù)均顯著為正，表明環(huán)境政策有利于環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，與假設(shè)2a一致；同時(shí)，地方環(huán)境法制水平Law的顯著性水平明顯高于環(huán)境政策強(qiáng)度EPS，但是后者的系數(shù)7.0010明顯大于前者的系數(shù)0.0833，則說(shuō)明命令控制型環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新作用更直接，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響力更大，即市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策效果明顯優(yōu)于命令控制型環(huán)境政策?？刂谱兞縎ize、ROE的系數(shù)顯著為正表明，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的規(guī)模和盈利能力對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響。此外，控制變量State的結(jié)果不顯著，可能與環(huán)境治理前期對(duì)技術(shù)要求低，企業(yè)性質(zhì)對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新沒有影響。

模型(3)列的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)。根據(jù)回歸結(jié)果數(shù)據(jù)，模型(3)中的EPS的系數(shù)2.6750和Law的系數(shù)0.0288在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，對(duì)應(yīng)的RDS的系數(shù)0.4170和0.4220分別在統(tǒng)計(jì)上顯著，結(jié)果與假設(shè)3一致，表明環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境政策與企業(yè)績(jī)效之間起到完全中介作用。此外，Size、ROE、State等控制變量回歸結(jié)果基本與假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)論保持一致。

表2 環(huán)境政策、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效的回歸分析

注：本表括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*、**、***分別表示在5%、1%、0.1%的顯著性水平上顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

環(huán)境政策作為一種政府政策，它對(duì)微觀企業(yè)行為和績(jī)效的影響可能存在一定的滯后效應(yīng)，故將環(huán)境政策數(shù)據(jù)分別滯后一期、二期，再次進(jìn)行回歸，得到表3結(jié)果。從表3中模型(1)列數(shù)據(jù)可以看出，環(huán)境政策與環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效呈顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了本文假設(shè)1。從模型(2)列數(shù)據(jù)可以看出，滯后一期和滯后二期的Law與RDS分別在0.1%的顯著性水平上顯著，而滯后一期的EPS與RDS在5%的顯著性水平顯著，滯后二期的則不相關(guān)，表明環(huán)境政策有助于促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，驗(yàn)證了本文假設(shè)2；結(jié)合系數(shù)大小卻可以看出，單位污染物治理投入對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效作用更直接，而地方環(huán)境法制的影響雖小卻更持久。從模型(3)列數(shù)據(jù)可以看出，技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境政策與企業(yè)績(jī)效之間的中介作用也存在一定的滯后效應(yīng)，這在一定程度上驗(yàn)證了“波特假說(shuō)”。同時(shí)隨著時(shí)間的推移，滯后二期的主要變量顯著性基本保持不變，而EPS系數(shù)均明顯大于Law的系數(shù)，表明環(huán)境政策效應(yīng)逐步凸顯主要是由市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策貢獻(xiàn)的。

表3 環(huán)境政策滯后效應(yīng)分析

注：本表括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*、**、***分別表示在5%、1%、0.1%的顯著性水平上顯著。

五、研究結(jié)論

從環(huán)境污染第三方治理企業(yè)視角，本文分析并檢驗(yàn)了地區(qū)環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效的影響及其路徑，得出以下主要結(jié)論：第一，環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效具有顯著正向影響。具體而言，不同類型的環(huán)境政策，對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效影響也不同，以環(huán)境政策強(qiáng)度表征的市場(chǎng)激勵(lì)型政策要比地方環(huán)境法制表征的命令控制型政策更有利于刺激企業(yè)績(jī)效的提升。第二，環(huán)境政策與環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境政策可以通過技術(shù)創(chuàng)新這一中介提升環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效。具體而言，命令控制型環(huán)境政策對(duì)環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的影響更直接，市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境政策對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響力更大。

根據(jù)上述研究結(jié)論，為攻破環(huán)境污染久治不愈的難題，本文提出以下建議：一方面，各地區(qū)環(huán)境政策應(yīng)加強(qiáng)對(duì)環(huán)境治理市場(chǎng)化的支持。堅(jiān)持“以市場(chǎng)激勵(lì)為主導(dǎo)，多種環(huán)境政策工具相結(jié)合”的環(huán)境政策，將有利于提高環(huán)境污染第三方治理企業(yè)的績(jī)效，推動(dòng)環(huán)境污染治理的市場(chǎng)化，促進(jìn)環(huán)境污染問題的解決。另一方面，引導(dǎo)和支持環(huán)境技術(shù)專業(yè)化，加大單位污染物治理投入和環(huán)境技術(shù)等知識(shí)產(chǎn)權(quán)的法律保護(hù)力度，為環(huán)境治理專業(yè)化提供良好的法律保障，激發(fā)民營(yíng)企業(yè)活力。此外，環(huán)境污染第三方治理企業(yè)也應(yīng)積極把握政策導(dǎo)向，加大研發(fā)投入，努力擴(kuò)大環(huán)境技術(shù)優(yōu)勢(shì)。