環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響機制研究
——基于我國重污染行業(yè)上市公司的實證檢驗

崔登峰，李博文

（石河子大學 經濟與管理學院，新疆 石河子832003）

一、引 言

習近平指出：“我們在生態(tài)環(huán)境方面欠賬太多了，如果不從現在就把這項工作緊緊抓起來，將來會付出更大的代價?！眻詻Q打好污染防治攻堅戰(zhàn)，走綠色可持續(xù)發(fā)展道路，是黨的十九大作出的重大決策部署。習近平還指出，堅持人與自然和諧共生，必須樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策?，F階段我國經濟發(fā)展中高污染、高耗能現象仍然突出，存在環(huán)境污染外部性市場失靈問題。因此，當前所面臨的環(huán)境問題迫切需要通過適當的干預來實現綠色增長模式，而環(huán)境規(guī)制是政府解決環(huán)境問題“市場失靈”的重要手段。習近平強調：“只有實行最嚴格的制度、最嚴密的法治，才能為生態(tài)文明建設提供可靠保障?！痹谫Y源環(huán)境制度約束條件下，企業(yè)為盡快適應低污染、低耗能的經濟結構，保持競爭優(yōu)勢，就要時刻進行創(chuàng)新[1]102-109，通過技術創(chuàng)新促進結構升級并實現經濟發(fā)展和生態(tài)文明建設共贏局面。

關于環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間的關系研究，是新世紀以來學術界關注的熱點，然而目前仍未達成共識。波特等從動態(tài)視角提出“波特假說”，認為恰當的環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新活動，發(fā)揮創(chuàng)新補償效應，提高生產率水平，最終能夠實現環(huán)境質量改善和企業(yè)更具競爭力的“雙贏”結果[2]168。國內學者周華等以中國企業(yè)為研究對象，佐證了上述的“波特假說”[3]8-18；也有學者在此基礎上對其進行了擴展研究，認為環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)技術創(chuàng)新[4]67-74。但Ramanathan 等認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新有抑制作用[5]1493-1513。綜上，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系可能會因影響環(huán)境因素不同而有所不同，不能籠統地認為環(huán)境規(guī)制促進或者抑制企業(yè)技術創(chuàng)新?，F代管理學大師彼得·德魯克（1954）認為企業(yè)在生產經營過程中，企業(yè)有且僅有營銷和創(chuàng)新這兩種基本職能。已有研究進一步表明營銷和創(chuàng)新并不是兩種完全獨立的職能，營銷能力的優(yōu)勢能夠充分體現在競爭力較強的企業(yè)之中，而技術創(chuàng)新對于企業(yè)而言是生存與發(fā)展的基石。基于資源基礎理論，企業(yè)在創(chuàng)新過程中所需的資源可以有效結合營銷能力，通過資源有效整合從而促進技術創(chuàng)新。然而，通過對已有文獻梳理發(fā)現，截至目前學者們在環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響方面研究較多，尚未發(fā)現從營銷能力視角研究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。正是基于此，本文選擇環(huán)境規(guī)制影響較為顯著的重污染行業(yè)為研究對象，以2011—2015 年滬深A 股128 家重污染上市公司數據為樣本，試圖探究營銷能力是否在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起中介作用。

技術創(chuàng)新特有的高風險性和不確定性，使得具有風險規(guī)避傾向的經營者在技術創(chuàng)新中因存在代理行為，在一定程度上會相對忽視企業(yè)的技術創(chuàng)新[6]18-25。而董事會治理是建立有效公司治理的前提，可以有效地推動經營者進行企業(yè)技術創(chuàng)新。由此可見，我們有必要探討董事會治理在環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間的聯系，進一步研究其是否在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起調節(jié)作用。基于此，本文應用資源基礎理論，將環(huán)境規(guī)制、營銷能力和企業(yè)技術創(chuàng)新置于同一框架下，進一步厘清它們之間的關系以及作用機制，并予以實證檢驗驗證，以期為我國在經濟新常態(tài)下轉變經濟發(fā)展方式實現綠色發(fā)展提供一定的理論參考。

二、文獻回顧與理論假設

（一）環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新

環(huán)境規(guī)制是指國家為了保護環(huán)境而采取的對經濟活動具有限制性的一切法律、政策、措施及其實施過程[7]91-97。由制度經濟學理論得知，國家制定的環(huán)境規(guī)制就是對企業(yè)環(huán)境行為的一種制度約束。在當前經濟轉型時期，技術創(chuàng)新不僅投資周期長，而且風險高、不確定性因素多，這導致企業(yè)缺乏實施技術創(chuàng)新的動力，此時就需要政府通過制度約束來解決這個棘手問題。

對于環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新二者之間的關系，國內外學者進行了大量的研究。譬如，Forest Reinhardt 以美國的企業(yè)為案例對象，通過理論分析認為企業(yè)在受到環(huán)境規(guī)制約束時，為了減少環(huán)境成本開支，他們進行技術創(chuàng)新，最終他們發(fā)現適宜的環(huán)境規(guī)制明顯提升了企業(yè)競爭力[8]。環(huán)境規(guī)制會進一步激勵企業(yè)進行創(chuàng)新來增加盈利能力，其增加的利潤部分可以用來彌補環(huán)境成本[9]100-106。Acemoglu 等認為環(huán)境規(guī)制能夠促進企業(yè)技術創(chuàng)新，從而促使生產者減少污染排放，且不會影響經濟增長[10]131-166。國內學者黃平等（2010）以湖南省環(huán)洞庭湖區(qū)域的造紙企業(yè)為研究樣本，發(fā)現環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間呈正相關關系。在此基礎之上，王鋒正等（2011）以高污染企業(yè)為樣本，發(fā)現環(huán)境規(guī)制對創(chuàng)新具有正向促進作用。由此可知，環(huán)境規(guī)制會激發(fā)企業(yè)克服路徑依賴，主動革新求變，并且迫使企業(yè)用技術創(chuàng)新來應對市場等環(huán)境變化帶來的沖擊，從而使企業(yè)實現內生經濟增長的同時保持持續(xù)競爭優(yōu)勢。據此，本文提出假設1：

H1：環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著的正向影響

（二）環(huán)境規(guī)制與營銷能力

基于資源依賴理論，企業(yè)的生產經營活動不可能都在真空中進行，企業(yè)的生存和發(fā)展依賴于外部環(huán)境并對其作出反應（Rainer，2014）。Alexander等（2010），認為處于制度環(huán)境中的組織與其存在一種相互依存與相互改變的微妙關系，企業(yè)在環(huán)境中屬于內生角色。環(huán)境規(guī)制趨嚴，是近年來中國制度環(huán)境的一個重大變化。依據新制度經濟學理論，環(huán)境規(guī)制目的是促進企業(yè)將負外部性內部化，企業(yè)只有通過把握所處環(huán)境變化趨勢，率先采取資源節(jié)約、環(huán)境友好、可持續(xù)發(fā)展措施，充分把握政府產業(yè)發(fā)展導向，有效整合各種資源更好地改進生產工藝流程、開發(fā)綠色新產品或新的生產技術，并率先將其引入市場，走出一條符合國家發(fā)展戰(zhàn)略與要求、滿足消費者綠色消費需求、樹立企業(yè)良好社會責任形象的道路。營銷能力是指企業(yè)在生產經營過程中能夠綜合運用自身所具備的有形或者無形的知識、技術和資源以滿足市場需求，并最終贏得產品和服務的整合過程和能力[11]。企業(yè)優(yōu)秀的營銷能力，在不斷趨緊的環(huán)境規(guī)制下，不僅能夠幫助企業(yè)生產出符合消費者綠色消費需求的產品，并且能夠在生產源頭和過程實現能耗及原料減量化、親環(huán)境化，實現工藝柔性再造、廢物充分利用與再循環(huán)。由此可知，嚴厲的環(huán)境規(guī)制可引導企業(yè)積極尋找開發(fā)新能源，高效利用能源與原料，將廢物變?yōu)榭射N售產品，控制環(huán)境污染途徑，提高資源效率，去進一步優(yōu)化企業(yè)冗余資源。由此可知，政府制定的環(huán)境規(guī)制能夠進一步激發(fā)企業(yè)的營銷能力，通過搶占市場先機提高企業(yè)的銷售收入，走出一條綠色發(fā)展之路。據此，本文提出假設2：

H2：環(huán)境規(guī)制對營銷能力有顯著的正向影響

（三）營銷能力與企業(yè)技術創(chuàng)新

創(chuàng)新理論的奠基人奧地利經濟學家J.A.Schumpter（1912）認為，“創(chuàng)新”就是“建立一種新的生產函數”；在此基礎上，管理學大師彼得·德魯克（PeterF.Drucker）在《動蕩年代的管理》一書中發(fā)展了創(chuàng)新理論，認為創(chuàng)新是賦予資源以新的創(chuàng)造財富能力的行為。依據資源基礎理論，企業(yè)具有不同的有形和無形的資源，可以通過技術進步等將獨特的資源轉換成獨特的能力，而這些能力能夠幫助企業(yè)通過合理配置資源實現目標，建立競爭優(yōu)勢。企業(yè)優(yōu)秀的營銷能力，可借助市場調查與預測手段，發(fā)掘環(huán)境發(fā)展趨勢與消費者需求變化，識別威脅、發(fā)掘新機會，充分利用并整合企業(yè)不同部門的資源，實現資源優(yōu)化配置。如在企業(yè)研發(fā)階段，消費者和市場需求以及市場的競爭情況需要被評估并整合到產品的研發(fā)創(chuàng)造過程中，營銷能力對于辨識正確的研究方向和技術創(chuàng)新價值起到了非常重要的作用[12]545-553。企業(yè)技術創(chuàng)新并不是獨立運行個體，需要營銷支持并予以市場引導才能提高企業(yè)的競爭力。Amabile 等發(fā)現企業(yè)的營銷能力能夠促進企業(yè)資源的整合并對創(chuàng)新領域方面起推動作用[13]1154-1184。據此，本文提出假設3：

H3：營銷能力對企業(yè)技術創(chuàng)新具有顯著的正向影響

（四）營銷能力的中介作用

由前文所述，環(huán)境規(guī)制對于企業(yè)的營銷能力有很大的影響，而營銷能力對于辨識正確的產品、工藝流程發(fā)展趨勢以及技術創(chuàng)新價值均起到了非常重要的作用。企業(yè)的技術創(chuàng)新活動就是在最大化創(chuàng)新凈收益，當創(chuàng)新的邊際收益大于邊際成本時，就會激勵創(chuàng)新行為，反之則會抑制創(chuàng)新行為。當企業(yè)在進行一系列經營活動時，優(yōu)秀的營銷能力更有利于其創(chuàng)新成果實現商業(yè)化，創(chuàng)新生存的機率會更高，也會帶來更高的期望收益，最終會激勵企業(yè)的創(chuàng)新欲望，促使企業(yè)進行更多的技術創(chuàng)新活動。當企業(yè)面臨嚴格環(huán)境規(guī)制，依據資源基礎理論，企業(yè)會加大營銷能力來有效整合資源，以減少資源的浪費，進而促使企業(yè)進行技術創(chuàng)新。由此本文可以推斷營銷能力可能會在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起著顯著的中介作用。據此，本文提出假設4：

H4：營銷能力在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起顯著的中介作用

（五）董事會治理的調節(jié)作用

董事會治理作為公司治理的核心，是指董事會對于公司的發(fā)展戰(zhàn)略、執(zhí)行決策等作出的治理行為[14]。企業(yè)是技術創(chuàng)新的主體，董事會是現代企業(yè)治理制度的核心制度安排，毋庸置疑，其治理水平會對技術創(chuàng)新產生重要影響。此外，企業(yè)作為組織的一種表現形式，一方面董事會治理必然會受到環(huán)境規(guī)制的約束，另一方面其治理水平會在企業(yè)的生產經營活動中扮演著重要角色。更進一步來說，由于企業(yè)技術創(chuàng)新存在高不確定特點，這會額外增加創(chuàng)新風險度，董事會作為企業(yè)的最高決策機構，將會對公司的發(fā)展戰(zhàn)略決策起到至關重要的作用。與此同時，董事會在污染企業(yè)中對于政府制定的環(huán)境規(guī)制相對于其他的利益相關者更加敏感，其作出的決策更加有利于企業(yè)技術創(chuàng)新。由此可見，董事會治理水平將會影響到環(huán)境規(guī)制的落實情況，進而影響到企業(yè)技術創(chuàng)新水平?；谝陨戏治觯狙芯刻岢黾僭O5：

H5：董事會治理對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系具有調節(jié)作用，董事會治理水平越高，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響越大

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文使用中國證監(jiān)會2012 年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》的行業(yè)代碼，對2003 年、2008 年和2011 年重污染行業(yè)標準進行整理，然后選取2011—2015 年滬深A 股上市的重污染行業(yè)的公司作為本文的研究樣本進行分析①整理后的重污染行業(yè)代碼是：B01、B03、B05、B07、C01、C03、C05、C11、C14、C31、C35、C41、C43、C61、C65、C67、C81、D01、H01、H03。。為保證數據有效性，本文綜合借鑒頡茂華等[15]，王鋒正等[14]361-369做法對數據進行如下處理：（1）剔除財務數據異常的ST、*ST 以及資產負債率大于1 的樣本；（2）剔除所需指標缺失的樣本；（3）對公司層面的連續(xù)變量進行1%和99%分位數“縮尾處理（Winsorization）”，以消除極端值的影響。最終，本文共得到640 個觀測值。其中，技術創(chuàng)新數據及財務數據來自CSMAR數據庫，環(huán)境規(guī)制數據來自《中國環(huán)境統計年鑒》《中國工業(yè)經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》。數據匯總整理采用Excel，數據分析采用stata14.0。

利用熱重分析儀，在空氣氣氛下，將30 mg不同鈣硫比的煤粉樣品以20 ℃/min升溫速率，從30 ℃升至1 000 ℃所得熱重曲線(TG、DTG曲線)如圖8所示，采用TG-DTG切線方法[15]，確定其著火溫度。

（二）變量測量

1.被解釋變量：企業(yè)技術創(chuàng)新（Innovation）。主要有以下幾種衡量方式：一是技術創(chuàng)新的投入，主要包括研發(fā)費用支出、研發(fā)人員投入等表示投入的指標；二是技術創(chuàng)新的產出，主要包括新產品的數量、新產品的銷售額以及專利的數量等表示產出的指標；三是技術創(chuàng)新的效率，主要通過對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出的比較計算得到投入產出效率。由于研究開發(fā)經費支出能夠體現出企業(yè)對于創(chuàng)新資源和技術要素的投入，對企業(yè)技術創(chuàng)新具有較大的影響作用，因此本文借鑒頡茂華等[15]106-113的衡量方法，采用研究開發(fā)經費占主營業(yè)務收入比例（R&D）來衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力（Innovation）。

2.解釋變量：環(huán)境規(guī)制（ERI）。隨著環(huán)境規(guī)制強度不斷加大，企業(yè)花費在環(huán)境污染防治上的成本也會不斷增加，因此本文借鑒王國印等[16]100-112的衡量方法，采用環(huán)境污染治理成本度量環(huán)境規(guī)制強度，以每單位工業(yè)產值增加值的污染治理成本作為環(huán)境規(guī)制強度的衡量指標，具體計算公式為：環(huán)境規(guī)制強度=污染治理成本/（工業(yè)產值增加值）。其中，污染治理成本用各省市的污染治理投資完成額代替。

3.中介變量：營銷能力（MC）。關于營銷能力的測量，為避免主觀因素的影響，本文借鑒崔登峰和邵偉[17]34-144]的衡量方法，選取銷售費用、銷售人員比例和存貨周轉率這三個指標的綜合因子來衡量。即“營銷能力”綜合因子= 銷售費用×該因子方差貢獻率＋銷售人員比例×該因子方差貢獻率＋存貨周轉率×該因子方差貢獻率。

4.調節(jié)變量：董事會治理（BG）。董事會治理是指董事會各項職能發(fā)揮的效果。由于獨立董事與企業(yè)之間的利益沖突較小，能夠較好地協調所有者與管理者的利益，所以比例較大的獨立董事在董事會中的話語權以及監(jiān)督權相對更大，對董事會決策監(jiān)督行為的影響就會更大。因此，本文參照黃波和陳正旭[18]11-22的衡量方法，用獨立董事占比(BG)來衡量董事會治理。

5.其他控制變量：為提升模型精準度，本文在黎文靖等[19]60-73相關研究基礎上，選取資本結構（Lev）、公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Roa）、經營活動現金流量（Cfo）、固定資產比例（Tangible）、股權集中度（Oc）、企業(yè)年齡（Age）、產權性質（State）為控制變量。此外，控制變量還選取了年度虛擬變量（Year）和行業(yè)虛擬變量（Ind）。具體各變量定義如表1。

表1 變量定義

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

為控制極端值對檢驗結果帶來的誤差和影響，所有連續(xù)變量在1%和99%分位數上實施了“縮尾處理”。描述性統計結果如表2 所示。從本文關注的主要變量來看，企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）的平均值為0.038，標準差為0.026，說明重污染企業(yè)的技術創(chuàng)新程度普遍偏低，各企業(yè)技術創(chuàng)新投入差距較小。環(huán)境規(guī)制（ERI）強度的最小值為0，最大值為0.028，均值為0.003，表明環(huán)境規(guī)制在不同省份或不同年份存在較大的差異。營銷能力（MC）的最小值為0.223，最大值為9.603，均值為1.806，說明各企業(yè)對營銷的投入存在巨大差異。董事會治理（BG）的標準差為0.084，說明不同企業(yè)獨立董事占比基本沒有太大的差異。

表2 描述性統計分析

（二）相關性分析

表3 給出了變量的Pearson 相關系數。企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）變量與環(huán)境規(guī)制（ERI）變量的相關系數為0.274，與營銷能力（MC）的相關系數為0.353，說明在重污染行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制及營銷能力與企業(yè)技術創(chuàng)新均呈正相關關系，且相關系數分別在5%與1%的水平下顯著，這與假設1 與假設3 一致；董事會治理（BG）與企業(yè)技術創(chuàng)新的相關系數為0.118，且在1%的水平下顯著，說明董事會中獨立董事的比例越大，越有可能促進企業(yè)技術創(chuàng)新，這與王鋒正等（2018）[14]361-369的研究一致；環(huán)境規(guī)制與營銷能力的相關系數為0.089，且在5%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制與營銷能力呈顯著的正相關關系，與假設2 一致。從本文所關注的其他控制變量來看，資產負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利能力（ROA）、固定資產比例（Tangible）和終極控制人性質（State）等變量均對環(huán)境規(guī)制、營銷能力與企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）有顯著影響。其他控制變量也與以上變量存在一定的相關關系，變量間的相關系數基本全部小于0.5，VIF 的值為2.163，遠小于10，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）多元回歸分析

為提高回歸分析的準確性，本文首先對面板數據進行模型篩選。由于本文屬于靜態(tài)面板數據，因此在面板數據模型形式的選擇方法上，本文采用常用的Hausman 檢驗對固定效應模型和隨機效應模型進行篩選，最終接受原假設，選擇固定效應模型進行以下的回歸分析。

表3 變量的相關性分析

1.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新：營銷能力的中介作用

營銷能力中介作用檢驗主要采用Baron &Kenny[20]1173-1182的層次回歸方法，結果見表4。具體檢驗步驟如下：（1）檢驗假設1。模型1 以所有的控制變量為自變量，以企業(yè)技術創(chuàng)新為因變量，結果顯示Size（β=0.042，p＜0.01）、Roa（β=0.017，p＜0.05）與Cfo（β=0.031，p＜0.05）均顯著提升了企業(yè)技術創(chuàng)新，而Lev（β=-0.013，P＜0.05）、Tangible（β=-0.027，p＜0.01）與Oc（β=-0.014，p＜0.05）均顯著降低了企業(yè)技術創(chuàng)新；模型2 在模型1 的基礎上加入自變量環(huán)境規(guī)制（ERI），回歸結果顯示ERI 與企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）顯著正相關（β=0.881，p＜0.05），且加入該變量后模型2 的解釋度較模型1 有了明顯改善（△R2=3.6%），假設1 得到支持。（2）檢驗假設2。模型3 以營銷能力（MC）為自變量，以R&D 為因變量，回歸結果顯示MC 與R&D 顯著正相關（β=0.374，p＜0.01），假設2 得到支持。（3）檢驗假設3。模型4以MC 為因變量，ERI 為自變量，回歸結果顯示ERI 與MC 顯著正相關（β=0.717，p＜0.05），假設3得到支持。（4）檢驗假設4。模型5 在模型4 的基礎上加入中介變量MC，對比模型4 與模型5 的回歸結果，在引入中介變量MC 后，ERI 與R&D 間的系數由β=0.881（p＜0.05）變?yōu)棣?0.619（p＜0.05），但MC 與R&D 仍顯著正相關（β=0.366，p＜0.01），回歸結果表明MC 在ERI 與R&D 之間起部分中介作用，假設4 得到支持。通過對MC 部分中介作用的驗證表明，當環(huán)境規(guī)制（ERI）變動一個標準差時，企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）將變動0.881 個標準差，其中0.262 是ERI 通過中介變量營銷能力（MC）對R&D起作用，而余下的0.619 則ERI 直接對企業(yè)R&D起作用。中介效應占總效應的 29.74%(=0.262/0.881)。

2.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新：董事會治理調節(jié)作用

為驗證董事會治理（BG）的調節(jié)作用，本文借鑒溫忠麟等[21]448-452做法，首先將自變量與調節(jié)變量進行標準化處理，之后再將它們相乘放入模型中檢驗（見表4 模型6 和模型7）。模型6 在模型5 的基礎上加入調節(jié)變量董事會治理（BG），回歸結果表明ERI、MC 與BG 均與企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）呈正相關；模型7 在模型6 的基礎上加入ERI 與BG的交互項（ERI* BG），可以看出模型7 的解釋度較模型6 得到了一定的改善（△R2=3.9%，p＜0.01）。盡管加入交互項之后，△R2的增加幅度較小，但交互項的回歸系數仍較為顯著（β=0.408，p＜0.05），充分驗證了BG 的調節(jié)作用。Chaplin[22]143-178研究指出，因控制了主效應，調節(jié)作用的影響程度都是很小的，但如果樣本量足夠大，且交互項系數顯著，其理論貢獻也是非常重要的。綜上假設5 得到支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，本文采用以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：

表4 層次回歸分析結果

1.將環(huán)境規(guī)制滯后一期。Hamamoto 研究表明，環(huán)境規(guī)制（ERI）和企業(yè)技術創(chuàng)新（R&D）投入之間存在時間滯后[23]299-312，為避免研究過程中可能產生的內生性問題，本文借鑒頡茂華等[15]106-113的做法，在回歸模型中將環(huán)境規(guī)制滯后一期，檢驗結果與前文研究無顯著差異，H1-H5 均得到驗證。

2.替換企業(yè)技術創(chuàng)新衡量指標。Scherer（1965）認為專利數據是衡量行業(yè)競爭激勵下的創(chuàng)新產出的較好指標，它更能體現創(chuàng)新的成果和效率，選擇發(fā)明專利申請數量來衡量企業(yè)創(chuàng)新，對篩選出來的樣本進行穩(wěn)健性檢驗，其回歸結果與前文研究無顯著差異，H1-H5 均得到驗證，這說明本文研究結果比較穩(wěn)健。限于文章篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果不再單獨列式。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文基于資源基礎理論，以2011—2015 年A股重污染上市公司為研究樣本，實證檢驗了環(huán)境規(guī)制、營銷能力與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系以及董事會治理的調節(jié)效應，并得出三個主要結論：（1）環(huán)境規(guī)制對營銷能力與企業(yè)技術創(chuàng)新均有顯著的正向影響；當環(huán)境規(guī)制嚴格的時候，會迫使企業(yè)改變路徑依賴，加大內部資源整合能力，革新求變并進一步促使企業(yè)進行技術創(chuàng)新。（2）營銷能力在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起部分中介作用；當加大環(huán)境規(guī)制力度時，企業(yè)在整合內部資源能力的同時自身也進行技術創(chuàng)新。（3）董事會治理在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術創(chuàng)新之間起顯著的正向調節(jié)作用，董事會治理水平越高，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響越大。

（二）研究啟示

根據研究結論，本文得出以下三點啟示：

第一，面對當前環(huán)境保護壓力不斷持續(xù)加大現狀，應改革各級政府經濟社會發(fā)展考核評價體系、建立責任追究制度；政府相關部門在制定污染行業(yè)最嚴格的制度、最嚴密的法制等環(huán)境規(guī)制基礎上，也應制定鼓勵污染企業(yè)實施技術創(chuàng)新的激勵措施，充分激勵污染企業(yè)進行更多的技術創(chuàng)新、有效整合企業(yè)內部資源，引導污染企業(yè)通過技術創(chuàng)新手段來解決環(huán)境污染問題。

第二，企業(yè)營銷與創(chuàng)新兩大職能不是獨立運行的，有效的技術創(chuàng)新需要在有效市場需求引導下實現；而營銷不僅僅是銷售，市場營銷包括收集市場和消費者需求信息、創(chuàng)造和傳遞滿足消費者與利益相關者價值等過程，擁有較強市場營銷能力的企業(yè)能夠把握市場先機，引領技術創(chuàng)新，取得市場競爭優(yōu)勢。此外，當企業(yè)在面臨嚴格環(huán)境規(guī)制時，為盡快適應制度要求、塑造良好企業(yè)形象、提升自身競爭力，企業(yè)實施進一步強化企業(yè)營銷能力推動企業(yè)技術創(chuàng)的新舉措，已成為必然選擇。

第三，當前我國經濟發(fā)展正步入轉型時期，創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展根本驅動力?？茖W合理的董事會治理結構及水平能夠保障企業(yè)系統、科學、合理決策；在國家資源環(huán)境約束不斷強化趨勢下，重污染企業(yè)通過強化技術創(chuàng)新來實現污染防治、提質增效，擔負企業(yè)社會責任，樹立良好的企業(yè)形象，從而實現企業(yè)長遠健康發(fā)展。