自愿參與型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新關系
——基于政府監(jiān)管與媒體關注視角的實證研究

秦 穎，孫 慧

（1.新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心；2.新疆大學經(jīng)濟與管理學院，新疆烏魯木齊 830046）

長期的粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式在促進經(jīng)濟快速發(fā)展的同時也帶來巨大的環(huán)境污染問題，不經(jīng)意間，碧水藍天已被霧霾頻發(fā)、水體黑臭損害，環(huán)境承載能力遠超上限、生態(tài)系統(tǒng)脆弱,多年累積的復合性環(huán)境污染等一系列生態(tài)問題已然迫在眉睫，亟待解決。目前，我國已出臺多項具體的環(huán)保法規(guī)，旨在打贏污染防治的攻堅戰(zhàn)。誠然，傳統(tǒng)的如命令控制型環(huán)境規(guī)制治理污染成效顯著，但局限性也日益凸顯。自愿參與型環(huán)境規(guī)制這一新型規(guī)制則可以很大程度彌補傳統(tǒng)規(guī)制的不足之處，與之協(xié)調發(fā)展，共同肩負污染治理責任。2015 年9 月21 日，中共中央、國務院印發(fā)的《生態(tài)文明體制改革總體方案》中要求資本市場建立上市公司強制性環(huán)保信息披露機制制度，推行至今，此類環(huán)境規(guī)制在我國環(huán)境保護和污染治理方面都有著舉足輕重的意義。那么自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新有何影響？是促進或是抑制？在政府監(jiān)管和媒體關注的影響下，自愿參與型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的關系又是如何？本文針對上述問題進行研究可能的貢獻包括以下幾點：（1）基于“波特假說”理論框架，運用基于傾向匹配得分法基礎上的雙重差分法（PSM-DID）和多元線性回歸模型，探究自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，進一步拓展了“波特假說”。（2）基于委托-代理理論和信號傳遞理論，探討了政府監(jiān)管在自愿參與型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新關系之間的調節(jié)作用。（3）從市場壓力假說和議程設置理論視角，分析了媒體關注在自愿參與型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新關系之間的調節(jié)作用。本文的研究基于我國重污染行業(yè)發(fā)展情境，以期為“波特假說”在我國的再檢驗和發(fā)展提供一些微觀層面的證據(jù)。

1 理論分析與研究假設

1.1 自愿型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新的關系

在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新關系研究方面，國內(nèi)外專家學者并未得出較為一致的結論，其中，第一種觀點基于古典經(jīng)濟學，認為環(huán)境規(guī)制抑制了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，如Cropper 等［1］研究發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)資源配置、技術水平以及消費需求限定條件下，環(huán)境規(guī)制導致企業(yè)經(jīng)營成本提高，阻礙企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新；第二種觀點即為“波特假說”，認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的創(chuàng)新表現(xiàn)為積極的促進作用，規(guī)范靈活的環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)加大對技術創(chuàng)新的投入，從而產(chǎn)生補償效應，減少甚至全部抵消合規(guī)成本，提升企業(yè)的競爭力［2］；第三種觀點為環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的關系存在不確定性，如Aiken 等［3］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對德國、日本、荷蘭與美國制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新的影響并不顯著?？傮w分析，大多數(shù)文獻較為支持“波特假說”，隨著環(huán)境規(guī)制的細化，學者們發(fā)現(xiàn)不同類型的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的作用也大有不同。

目前，環(huán)境規(guī)制類型可分為命令控制型、市場激勵型以及自愿型參與型三大類［4］，研究范圍主要聚焦于前兩類環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響方面，對自愿參與型這一環(huán)境規(guī)制的研究相對較少。自愿參與型環(huán)境規(guī)制是指建立在企業(yè)自愿參與實施的基礎上，無特定強制約束力，一般是指由行業(yè)協(xié)會、企業(yè)自身或是第三方認證機構倡導，企業(yè)可自行選擇參與或是不參與旨在保護環(huán)境的協(xié)議、承諾或計劃。與命令控制型、市場激勵型環(huán)境規(guī)制相比，自愿參與型環(huán)境規(guī)制的責任主體為企業(yè)，使得企業(yè)在環(huán)保達標要求上擁有更多的自主權與選擇權，一方面有別于政府強制施壓的節(jié)能減排規(guī)定性任務，另一方面不再局限于簡單直接的外部環(huán)保激勵措施，而是企業(yè)量力而行、從實際出發(fā)，激發(fā)企業(yè)由內(nèi)向外創(chuàng)新的環(huán)境規(guī)制。企業(yè)若通過ISO14001 環(huán)境管理體系認證，則表明該企業(yè)在生產(chǎn)活動中已將各類污染排放控制在標準范圍內(nèi)，符合污染預防和保護環(huán)境的要求，并愿意持續(xù)改進生產(chǎn)工藝，獲取環(huán)境效益與經(jīng)濟效益的雙贏。Ambec 等［5］研究發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境標志、ISO14001 等規(guī)制工具的影響下，企業(yè)會自愿將資金投入到環(huán)境保護中，主動參與環(huán)境污染治理，推動技術創(chuàng)新。Jimenez［6］通過對智利322 家公司進行面對面調查問卷，研究發(fā)現(xiàn)參與自愿環(huán)境協(xié)議的中小企業(yè)創(chuàng)新能力要明顯高于其他未參與的企業(yè)。Lim 等［7］基于1996—2009 年79 個國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)參與ISO14001 環(huán)境管理體系認證有助于提高環(huán)境專利的申請量，促進企業(yè)技術創(chuàng)新的進步。Tobias等［8］利用2015 年開展的“綠色能源技術的創(chuàng)造和采用”項目調查過程中收集的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究，結果表明，自愿環(huán)保協(xié)議對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響。我國引入自愿參與型環(huán)境規(guī)制的時間較晚，研究起步較晚，相關研究主要有如彭星等［9］采用2000—2012 年我國省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在綠色技術創(chuàng)新視角下自愿意識型環(huán)境規(guī)制有利于推動工業(yè)技術創(chuàng)新，進而促進綠色轉型；郭慶賓等［10］基于2003—2014 年長江經(jīng)濟帶的省際面板數(shù)據(jù)，探討不同類型的環(huán)境規(guī)制對國際研發(fā)溢出效應的影響，結果表明，自愿參與型環(huán)境規(guī)制的激勵作用尚未完全顯現(xiàn)；任勝鋼等［11］采用2011—2015 年我國制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)ISO14001 標準認證會促進企業(yè)采取綠色創(chuàng)新。生態(tài)環(huán)保無小事，傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制弊端日漸顯現(xiàn)，缺乏深入有效的激勵策略會加大企業(yè)的反感，產(chǎn)生報復性代價，適得其反［12］。而自愿參與型環(huán)境規(guī)制這一機制創(chuàng)新，是企業(yè)為順應綠色環(huán)保的趨勢，從企業(yè)長遠利益角度考慮，積極主動改善企業(yè)環(huán)境管理體系，全過程預防污染且持續(xù)改進創(chuàng)新，最終改善環(huán)境績效。因此，本文提出第1 個假設：

假設H1：自愿參與型環(huán)境規(guī)制促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。

1.2 政府監(jiān)管的調節(jié)效應

依據(jù)委托-代理理論，國家擁有自然資源的支配權，將自然資源委托給企業(yè)無償或有償使用，基于維護環(huán)境效益的責任，政府需要對企業(yè)是否存在污染環(huán)境行為進行監(jiān)管，督促企業(yè)積極承擔環(huán)境保護的責任［13］。自愿參與型環(huán)境規(guī)制是企業(yè)與政府關于污染治理博弈的創(chuàng)新，政府的環(huán)境監(jiān)管壓力與企業(yè)自愿參與型環(huán)境規(guī)制存在著微妙的關系［14］。政府對污染企業(yè)進行監(jiān)管，保證企業(yè)的生產(chǎn)活動及產(chǎn)品在污染標準控制范圍內(nèi)，迫使企業(yè)“不想違規(guī)”；但是過強的政府監(jiān)管壓力會使得企業(yè)疲于應對因為污染排放而帶來的高額罰金和行政處罰，擠占研發(fā)創(chuàng)新費用，致使本該用于研發(fā)的資金部分流失，削弱企業(yè)的創(chuàng)新能力。

基于信號傳遞理論，企業(yè)為了獲取政府的大力支持與相關政策的扶持，樹立良好的企業(yè)形象和維護企業(yè)信譽，需要對政府監(jiān)管壓力有及時的反應能力，而快速靈敏的污染治理是最有力的證明，也是企業(yè)向政府等相關機構傳遞自身是否具有可持續(xù)環(huán)保發(fā)展能力的強烈信號。當前我國的污染治理水平低下，仍較為倚重末端治理，過度關注如何削減產(chǎn)生污染物產(chǎn)生量和排放量，對于加強源頭治理，改變舊有的落后生產(chǎn)模式任重而道遠。面對日益嚴峻的生態(tài)環(huán)境問題，光靠末端治理已遠遠不夠，企業(yè)需要構建科學完備的環(huán)境管理體系，才能夠從源頭治理，創(chuàng)新發(fā)展，實現(xiàn)清潔生產(chǎn)全過程。而環(huán)境管理體系的建立投入成本大、耗時長，一些地方政府出于“綠色政績”的片面考慮，亂作為，以罰代治，傳遞給企業(yè)錯誤的信號，妄圖掩蓋環(huán)境問題，實質并未從污染排放的根源解決環(huán)保問題，治標不治本。長此以往，一方面，企業(yè)為避免高額的合規(guī)成本，更傾向于表面上打著綠色環(huán)保的旗號掩人耳目，私下里對污染排放得過且過；另一方面，地方政府不理智的綠色發(fā)展的沖動導致企業(yè)將大量的精力放在如何應對地方政府的環(huán)保監(jiān)管上，無法痛定思痛，建立一套切實可行的環(huán)境管理體系促進技術創(chuàng)新、走環(huán)保創(chuàng)新的轉型之路。總而言之，過度高壓的政府監(jiān)管壓力不利于激發(fā)自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用。因此，本文提出第2 個假設：

假設H2：政府監(jiān)管力度越強，自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用越弱。

1.3 媒體關注的調節(jié)效應

媒體關注作為政府環(huán)境監(jiān)管的有力助手，承擔著重要的作用，但是隨著現(xiàn)在頻頻出現(xiàn)的企業(yè)“漂綠”事件，丑聞化、情緒化、轟動性的媒體報道泛濫成災，致使媒體生態(tài)環(huán)境日益惡化［15］。面對著媒體過多的“狂轟亂炸”，就企業(yè)而言，最優(yōu)的策略就是防止出現(xiàn)任何可能給媒體借題發(fā)揮的“導火索”，繼而成為下個轟動新聞的追逐對象［16］?；谑袌鰤毫僬f，媒體關注產(chǎn)生的巨大市場壓力會迫使管理者短視行為的出現(xiàn)，而研發(fā)創(chuàng)新作為一項投入成本高、回報效益時間長的戰(zhàn)略活動，極易會受到忽視甚至是抑制。一方面，管理者出于企業(yè)形象考慮，面對媒體關注的無孔不入，企業(yè)的一舉一動都會將企業(yè)隱藏的問題置于被放大的困境，因此企業(yè)不得不小心翼翼，慎重行事。相比較而言，研發(fā)創(chuàng)新作為一項持續(xù)改進的攻堅持久戰(zhàn)，短時間內(nèi)收效不明顯。另一方面，管理者從自身聲譽考慮，不愿意被媒體關注牽制自身行為，甚至影響職業(yè)發(fā)展規(guī)劃，因此對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動會采取消極對待或是抵制的態(tài)度。

根據(jù)議程設置理論，新聞媒介可以通過自己的新聞報道和日常報道為公眾設置議事日程，影響人們?nèi)粘Ｗh事活動，對人們的行為和思想產(chǎn)生深刻的影響，即媒體引導著公眾的關注焦點，擁有輿論控制的主動權。媒體報道企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的方方面面，與企業(yè)聲譽形象息息相關，一旦媒體報道出企業(yè)的負面新聞，經(jīng)過輿論的發(fā)酵，會給企業(yè)帶來沉重的打擊，即使后期努力改善，也很難磨滅已在公眾心中的固有形象。然而對于一些抱著僥幸心理、妄圖走捷徑的重污染企業(yè)，為了短暫的社會效益，其表面上打著“漂綠”廣告大肆虛假宣傳，私底下陽奉陰違，從治理對象搖身一變成為“綠色典型”。因此，為了維護企業(yè)經(jīng)營的良好形象，進行大篇幅的企業(yè)宣傳報道，或是進行軟廣告的植入，巧妙地塑造企業(yè)的正面形象，都是必不可少的必要環(huán)節(jié)，而大量的廣告宣傳投入需要耗費相當?shù)娜肆ξ锪拓斄?，擠占原有進行研發(fā)需投入資源，進而削弱企業(yè)的創(chuàng)新能力。因此，本文提出第3 個假設：

假設H3：媒體關注力度越強，自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用越弱。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為探究自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進作用，本文以2013—2017 年滬深A 股重污染行業(yè)上市公司為研究樣本。重污染行業(yè)是政府監(jiān)管和媒體關注的重要著眼點，是自愿參與型環(huán)境規(guī)制的主要實施者。面對日益嚴峻的生態(tài)環(huán)境，末端治理降低污染的傳統(tǒng)方法已是最初級的治理手段，為了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，研發(fā)創(chuàng)新必不可少，因此本文選擇重污染行業(yè)上市企業(yè)為研究樣本，分析自愿參與型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)創(chuàng)新的關系，以及政府監(jiān)管和媒體關注在二者之間的調節(jié)作用，具有一定的討論意義。

重污染行業(yè)認定依據(jù)中國證券監(jiān)督委員會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》、環(huán)境保護部2008 年制定的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》以及《上市公司環(huán)境信息披露指南》，包含火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)等16 類行業(yè)（如表1）。因為研發(fā)創(chuàng)新屬于企業(yè)的戰(zhàn)略活動，受企業(yè)自身特質的影響（企業(yè)規(guī)模、股權集中度、董事會獨立性等），所以本文選擇PSM-DID 方法解決樣本的自選擇偏差問題和修正內(nèi)生性等問題。

表1 我國重污染行業(yè)分布情況

為確保數(shù)據(jù)的有效性和可操作性，按照下列標準進行篩選：（1）剔除ST、ST*的上市公司；（2）剔除B 股；（3）剔除數(shù)據(jù)不全以及缺失的公司；（4）剔除2013 年以后上市的公司。最終獲得樣本445 家公司，其中處理組樣本255 家，對照組樣本199 家。除解釋變量企業(yè)ISO14001 環(huán)境管理體系認證數(shù)據(jù)來源于中國國家認證認可監(jiān)督管理委員會官網(wǎng)（http：//www.cnca.gov.cn/），調節(jié)變量數(shù)據(jù)來源包括：（1）環(huán)境監(jiān)管變量數(shù)據(jù)來源于公眾環(huán)境研究中心等多家環(huán)保組織聯(lián)合發(fā)布的中國城市污染源監(jiān)管信息公開狀況評價結果（PITI）報告；（2）媒體關注變量數(shù)據(jù)來源于中國知網(wǎng)（CNKI）重要報紙全文數(shù)據(jù)庫中各上市企業(yè)的環(huán)保相關報道，并通過手工收集和整理；（3）其余控制變量數(shù)據(jù)來源于萬得WIND 數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和企業(yè)年報、社會責任報告、可持續(xù)發(fā)展報告。

2.2 變量測度

（1）因變量：研發(fā)創(chuàng)新。參考羅福凱等［17］的研究，選取研發(fā)投入強度=企業(yè)期末研發(fā)支出/期末資產(chǎn)總額，因為本文關注點聚焦于自愿參與型環(huán)境規(guī)制能否促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生，而不是技術創(chuàng)新成果，所以選取研發(fā)投入強度為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的代理變量，衡量企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新水平。

（2）自變量：自愿參與型環(huán)境規(guī)制。本文借鑒以往文獻，在相關企業(yè)年報、可持續(xù)發(fā)展報告、社會責任報告中有涉及ISO14001、環(huán)保改造投入、環(huán)保設施建設、投資和運行費用等條目則賦值為1；反之則賦值為0。

（3）調節(jié)變量。

1）政府監(jiān)管。采用城市污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)(PITI)，PITI 是針對環(huán)保部門信息公開狀況的評價系統(tǒng)，主要對城市污染源監(jiān)管、污染處理工作、向公眾公開信息等內(nèi)容進行評價，滿分為100 分，信息公開越透明、越全面的城市，得分越高［18］。自2008 年以來，公眾環(huán)境研究中心（IPE）與自然資源保護協(xié)會（NRDC）連續(xù)多年對我國環(huán)保重點城市的污染源監(jiān)管信息公開狀況進行評價，涉及寧波、溫州、煙臺等120 個國家環(huán)保重點城市。

2）媒體關注。通過手工搜集既定期間CNKI 重要報紙全文數(shù)據(jù)庫中各上市企業(yè)的環(huán)保相關報道，并記錄報道次數(shù)N，加1 后取其對數(shù)ln（1+N），即為媒體關注。

（4）控制變量。企業(yè)規(guī)模影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營范圍的劃分，是影響技術研發(fā)投入的基本要素之一，采用公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量［19］。股權集中度會影響企業(yè)技術創(chuàng)新，選取企業(yè)第一大股東持股比例衡量股權集中度，數(shù)值越大，股權集中度越高［20］。董事會獨立性會顯著影響企業(yè)技術創(chuàng)新，采用企業(yè)獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例表示［21］。擁有較高利潤率的企業(yè)，可以從企業(yè)內(nèi)部給予更多的資金支持，促進技術創(chuàng)新的發(fā)展，以企業(yè)資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)利潤率［22］。政府補貼影響企業(yè)創(chuàng)新，政府通過外部的資金支持彌補企業(yè)因為資源不足無法持續(xù)創(chuàng)新的窘境［23］。高管激勵政策會在一定程度上影響企業(yè)的技術創(chuàng)新，采用金額前3 名的高管年薪酬的自然對數(shù)表示［24］。企業(yè)資產(chǎn)負債反映了企業(yè)可持續(xù)經(jīng)營能力會影響企業(yè)的創(chuàng)新能力，采用企業(yè)負債總額占資產(chǎn)總額比重表示［25］。

本文主要變量定義如表2 所示。

表2 樣本變量定義

2.3 模型構建

本文構建的分析模型如下：

式（1）至 式（3）中：R&D 為 研 發(fā) 創(chuàng) 新；TREAT 為企業(yè)是否實施自愿參與型環(huán)境規(guī)制，是為1，反之為0，分別為處理組與控制組；POST為2015 年以后取值為1，2015 年當年及以前為0；ER 為政府監(jiān)管；MA 為媒體關注；CONTROL VARIABLES 為控制變量；i 和t 分別為企業(yè)和年份。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

由表3 描述性統(tǒng)計結果顯示，樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新平均值為2.060，最大值為9.320，最小值為0.020，表明我國重污染企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平普遍較低，且企業(yè)個體間差異明顯。政府監(jiān)管平均值為51.800，最大值為79.600，最小值為15.200，說明不同地區(qū)間政府對環(huán)境監(jiān)管力度參差不齊。媒體關注的均值為1.283，標準差為0.964，體現(xiàn)出重污染企業(yè)受到較為強烈的媒體關注。政府補貼的最小值為12.700，最大值為20.510，平均值為16.850，說明政府對重污染企業(yè)的補貼力度較大，較為重視污染企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，給予了大力度的優(yōu)厚扶持政策。

表3 樣本變量描述性統(tǒng)計結果

3.2 相關性分析

由表4 相關分析結果表明，變量間的相關系數(shù)均低于0.5，說明變量間不存在多重共線性的問題，自愿參與型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)創(chuàng)新之間存在較為顯著正相關，初步驗證了假設H1；而政府監(jiān)管壓力與研發(fā)創(chuàng)新顯著正相關，假設H 2 未得到驗證。相關性分析只是變量間的初步檢驗分析，變量的可靠性和準確性檢驗需要進一步運用傾向匹配得分法和多元回歸法分析得出。

表4 樣本變量相關分析結果

3.3 匹配效果檢驗

根據(jù)表5 樣本平衡性和共同支撐檢驗結果，在匹配前通過自愿型參與型環(huán)境規(guī)制的企業(yè)與未通過的企業(yè)差異較多，匹配后偏差減小。如高管激勵在匹配前，處理組與控制組樣本企業(yè)的平衡性和共同支撐性分別為14.463 和14.325，在5%水平顯著（P=0.027），匹配后分別為14.465 和14.432，沒有顯著差異（P=0.573）。Rosenbaum 等［25］認為，變量匹配之后標準偏差的絕對值不大于20%，則說明變量匹配符合標準，其匹配估計結果合理。本文協(xié)變量匹配后的標準偏差絕對值均小于20%，由此可見，關鍵變量采用核匹配方法后通過平衡性檢驗，匹配結果符合標準。

表5 樣本變量平衡性和共同支撐檢驗結果

由表6 樣本變量匹配前后平衡性聯(lián)合檢驗結果可知，匹配前，偽R2值為0.046，LR 檢驗P 值為0；匹配后，偽R2值為0.003，LR 檢驗P 值為1，無法拒絕“所有變量無聯(lián)合影響”的原假設，說明匹配結果有效。Rubin［26］認為，處理組與控制組傾向得分線性指數(shù)均值的標準化差異值B 小于25，則變量在整體上平衡。本研究樣本變量匹配后的B 值為13.4，匹配符合平衡性檢驗的要求。

表6 樣本變量匹配前后平衡性聯(lián)合檢驗結果

由表7 樣本處理組平均效應（ATT）、對照組平均效應（ATU）、總體平均效應（ATE）的標準誤以及顯著性檢驗結果可知，平均處理效應ATT 正向顯著（P=0.018），系數(shù)為0.388，表明在控制其他影響因素的情況下，自愿參與型環(huán)境規(guī)制促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，本文假設H 1 進一步得到了支持。

表7 樣本變量ATT 效應檢驗結果

從表8 可見，模型2 在模型1 的基礎上加入控制變量，TREAT×POST 系數(shù)為0.069，在1%水平上顯著為正，說明自愿參與型環(huán)境規(guī)制變量促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，假設H 1 得到驗證。

表8 樣本變量DID 回歸結果

3.4 回歸分析

表9 中，模型1 為只包含控制變量的基準回歸模型，模型2 引入自愿參與型環(huán)境規(guī)制變量（TREAT），模型3、模型4 進一步分別引入環(huán)境規(guī)制與政府監(jiān)管壓力的交互項

（TREAT×ER）和環(huán)境規(guī)制與媒體關注壓力的交互項（TREAT×MA）。模型2 中TREAT 系數(shù)為0.386，在5%水平上顯著為正，說明自愿參與型環(huán)境規(guī)制變量促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，本文假設H 1 得到驗證。模型3 中TREAT×ER 交互項系數(shù)為-0.022，在5%水平上顯著為負，表明政府監(jiān)管力度越強，自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用越弱，本文假設H 2 得到驗證。模型4 中TREAT×MA 交互項系數(shù)為-0.267，在10%水平上顯著為負，表明媒體關注力度越強，自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用越弱，本文假設H 3 得到驗證。

控制變量方面，企業(yè)規(guī)模在1%水平上顯著為負，說明規(guī)模越大的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力越會減弱；這與熊彼特的創(chuàng)新規(guī)模門檻理論違背，原因可能在于本文的研究對象均為重污染行業(yè)上市企業(yè)，創(chuàng)新規(guī)模門檻效應并不明顯，相對于規(guī)模較小的企業(yè)更具有靈敏的創(chuàng)新嗅覺，正所謂“船小好調頭”，擁有更強的創(chuàng)新偏好。政府補貼在1%水平上顯著為正，說明政府補貼對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進效果十分明顯；研發(fā)創(chuàng)新作為一項長期的投入活動，政府補貼有助于解決企業(yè)有技術、有人才想創(chuàng)新卻囊中羞澀的窘境。高管薪酬激勵在5%水平上顯著為正，表明對于高管的薪酬激勵有利于改善企業(yè)陷入“代理問題”，促進管理層選擇符合企業(yè)長遠發(fā)展的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略。

表9 樣本變量多元回歸分析結果

3.5 穩(wěn)健性檢驗

（1）本文采用k 近鄰匹配、半徑匹配、線性回歸匹配和馬氏匹配四種傾向匹配得分法進行穩(wěn)健性檢驗，其中在進行k 近鄰匹配時將k 設為4，即1對4 匹配；在進行半徑匹配時將半徑設為0.02。如表10 所示，綜合以上4 種匹配方法，表明在控制其他變量后，自愿參與型環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，結論較為穩(wěn)健，與前文假設H 1 相符。

表10 自愿型參與性環(huán)境規(guī)制對樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響穩(wěn)健性檢驗結果

表10 （續(xù)）

（2）更換變量測度方式。本文借鑒謝喬昕［27］研究采取的穩(wěn)健性檢驗方法，選用企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量作為研發(fā)創(chuàng)新的替代變量，如表11 所示，實證結果并未受因變量的替換而改變，與前文的假設檢驗結論保持一致。

表11 自愿型參與性環(huán)境規(guī)制對樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響穩(wěn)健性檢驗結果

4 研究結論與啟發(fā)

本文利用2013—2017 年滬深A 股重污染行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用PSM-DID 方法和多元線性回歸方法，探討自愿參與型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的關系，以及政府監(jiān)管和媒體關注的調節(jié)效應。

4.1 研究結論

自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有正向促進作用，符合“波特假說”相關理論；基于委托-代理理論和信號傳遞理論，政府監(jiān)管負向調節(jié)自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，即政府監(jiān)管力度過強會抑制自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用；依據(jù)市場壓力假說和議程設置理論，媒體關注負向調節(jié)自愿參與型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，即媒體關注力度越強會抑制自愿參與型環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的促進作用。

4.2 啟示

（1）企業(yè)提高環(huán)境管理意識，政府加強支持和激勵力度。自愿參與型環(huán)境規(guī)制作為一種規(guī)制創(chuàng)新，能夠彌補傳統(tǒng)規(guī)制的不足，給予企業(yè)開展環(huán)保工作的自主權；同時企業(yè)作為污染排放的責任主體，必須認清預防污染和環(huán)保治理問題不是一場流于表面的公關秀，也不是一種額外的負擔，而是從企業(yè)長遠發(fā)展利益考量的戰(zhàn)略計劃。積極推行自愿參與型環(huán)境規(guī)制，一方面需要企業(yè)自身提高環(huán)保管理意識，依法遵守環(huán)保法制法規(guī)，不能僅局限于最低級的要求進行末端治理，而是滿足更高層次的要求進行技術研發(fā)創(chuàng)新，革新生產(chǎn)制造流程，淘汰落后的生產(chǎn)設備，走綠色創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展之路；另一方面，政府有針對性激勵企業(yè)加入自愿參與型環(huán)境規(guī)制中，對切實認真實施環(huán)境保護的企業(yè)不僅給予財政補貼上的支持，也要給予政策上的扶持和偏重，使得企業(yè)環(huán)境管理體系建立和維護走向常態(tài)化發(fā)展。

（2）對污染企業(yè)“下猛藥”“一刀切”治標不治本，“望聞問切”的政府監(jiān)管最適宜。

過度強勢的政府監(jiān)管不能讓企業(yè)從根源上預防污染問題，臨時關停和錯峰生產(chǎn)也不能將污染隱患扼殺在搖籃里，適度合宜的政府監(jiān)管需要學會“望聞問切”。首先，政府制定切實可行、精準到位的環(huán)保治理措施，建立長效監(jiān)管機制，杜絕“一刀切”的行為產(chǎn)生；其次，地方政府應正確把握地方經(jīng)濟利益與企業(yè)利益，兼顧環(huán)境效益和經(jīng)濟效益，整治重點污染企業(yè)，大力推行環(huán)保基礎設施建設，為真正想走可持續(xù)發(fā)展的環(huán)保創(chuàng)新企業(yè)鋪墊堅實基礎；第三，政府監(jiān)管應該更加注重效率，提高質量，堅持分類監(jiān)管、差異化管理，防止重懲罰、輕管理的政府監(jiān)管行為出現(xiàn)。

（3）媒體關注不能僅局限于數(shù)量，更應重質量。媒體作為環(huán)境監(jiān)管的良心之網(wǎng)，必須要站在中立、客觀、理性的角度報道企業(yè)的新聞，鋪天蓋地的企業(yè)環(huán)保新聞宣傳追求“轟動效應”的環(huán)保失實報道，不僅會帶來民眾的恐慌，更不能真正解決環(huán)保治理的源頭問題。在媒體報道不斷增多的情況下，越容易忽視媒體報道的質量問題。因此，構建良好的媒體報道環(huán)境，嚴查媒體報道環(huán)節(jié)，全方位、多層次、不偏頗地報道企業(yè)環(huán)境問題，助力企業(yè)走研發(fā)創(chuàng)新的綠色轉型之路才是真實的、有效的、高質量的媒體關注。