非正式環境規制能否推動工業企業研發
——基于門檻模型的分析

沈宏亮,金 達

(首都經濟貿易大學 經濟學院,北京 100070)

0 引言

河流污染、霧霾、生態惡化、資源枯竭等一系列環境問題給人們敲響了警鐘，惡劣的環境已經嚴重威脅到了人類健康，每年因水污染至少造成全球2 000萬人死亡[1]。環境污染不但極大程度上損害了居民的身體健康，還對經濟社會可持續發展構成威脅[2]。面對嚴重的環境問題，2017年開始的環境治理風暴力度空前、效果顯著，但也產生了一些負面影響和社會問題，如企業一刀切關停引發的就業問題。在正式環境規制治理效果大打折扣的同時，非正式環境規制治理功能尚未得到應有關注[3]。民眾或環保團體通過勸說、抗議等方式，促使企業將環保意識及責任內化到其經營決策中。企業往往通過研發創新優化生產工藝，實現污染減排，避免減產和關閉帶來的不利影響。那么，非正式環境規制對工業企業研發是促進還是抑制作用？兩者是線性關系還是非線性關系？這都是目前亟待解決的問題。

1 文獻綜述

環境規制是一種約束性力量，其目的是保護環境，對象為個體或組織，存在形式為有形制度和無形意識[4]。環境規制包括正式環境規制和非正式環境規制兩種。其中，正式環境規制是指政府為改善環境而制定的帶有強制力的法律法規、行為規范，正式環境規制由公權力保障實施[5]；而關于非正式環境規制的研究起步較晚，最早被認為是正式環境規制失效時，社會團體基于自身利益而追求較高環境質量的行為[6]。之后，隨著居民環保意識的逐漸增強，國內外學者將非正式環境規制概念擴大為居民環境意識的外在表現[7]，如民眾對環境損害的申訴和控告、對污染行為的曝光、選購綠色商品等環保行為[8]。

關于環境規制對研發創新的影響，學者多從正式環境規制角度展開，結論包括抑制研發、促進研發、非線性關系和無顯著影響4種觀點。第一種觀點認為正式環境規制削弱企業研發創新。正式環境規制迫使企業改變生產工藝，引導企業兼顧環境和效益，增加企業環保支出，擠占研發資金[9]；第二種觀點認為合理的正式環境規制能夠激勵企業研發，補償效應抵消了遵循規制的成本，企業由此在競爭中更具優勢，這種規制激勵企業創新的效應被稱為波特假說[10]。根據該假說，正式環境規制能夠促進企業研發支出、專利申請數量增加和全要素生產率提升[11]；第三種觀點認為，正式環境規制創新效應的發揮受到多種因素的影響，正式環境規制與企業研發創新間呈U型關系，即對于研發創新起先抑制后促進效應[12]；第四種觀點認為，正式環境規制對研發創新無顯著影響。嚴格的正式環境規制雖然增加了環境研發支出成本，但卻降低了非環境研發支出成本，總體上并未使研發支出增加[13]。

正式環境規制對于研發創新影響的研究結果之所以不同，是因為正式環境規制對研發創新的影響存在區域、產業和規制工具異質性[14-16]。與正式環境規制相比，非正式環境規制不具有強制性，在經濟發展初期，其對于企業研發創新的激勵作用并不明顯；但隨著經濟的不斷發展和民眾環保意識的日漸增強，非正式環境規制促進企業研發創新的效應逐步顯現[17]，環境信息披露也促使企業出于維護聲譽而積極投資環保研發[18]。彭文斌等[19]認為，非正式環境規制與環保研發創新效率間呈倒U型關系。

綜合國內外相關文獻發現，多數研究集中在正式環境規制與研發創新之間，對于非正式環境規制與研發創新關系的研究較少。非正式環境規制在環境治理中的作用越發重要，相比于正式環境規制，非正式環境規制對于企業環保研發創新的激勵作用更強[4]，但現有文獻缺少對于非正式環境規制與工業企業研發關系的定量研究。此外，研發過程包括研發投入和研發成果兩個必不可少的方面，多數研究將研發創新等同于研發投入或者研發成果，只研究了研發過程的一個方面。由于階段和目標差異，非正式環境規制對于研發投入和研發成果的影響有所不同。另外，環境規制與研發創新間的關系通常不是線性的，達到特定值后會發生改變，以往研究使用線性回歸模型對二者間非線性關系的研究較少。因此，本文在區分研發投入和研發成果的基礎上，使用面板門檻模型研究非正式環境規制與工業企業研發間的非線性關系。

2 理論機制

正式環境規制對于企業研發創新存在補償效應和擠占效應[20]，非正式環境規制對研發創新的影響也可以總結為補償效應和擠占效應。其中，擠占效應表現在：①民眾通過環境信訪、環境聽證向政府施加壓力，使得政府重視環境問題并出臺更嚴格的環境法律法規。另外，加強環保執法力度[21]，企業因受到威懾而進行環保投資，環保投資擠占研發資金導致研發創新水平下降；②企業環境成本增加致使企業總成本利潤下降，導致企業研發創新投入不足，產生擠占效應。補償效應體現在：首先，隨著環境信息的全面公開，社會公眾監督日趨嚴格，出于名譽受損和污染事件被曝光風險加大的考慮，企業被迫增加研發創新投入[20]；其次，消費者對于綠色環保產品的偏好增強，在消費過程中更多選擇綠色認證標志產品，企業出于獲取競爭優勢的考慮增加研發投入；最后，企業為獲取更多利潤，通過研發創新改進生產工藝進而補償環境成本(夏后學，2017)。非正式環境規制對企業研發創新的作用路徑如圖1所示。根據以上分析，本文提出如下假設：

H1：非正式環境規制強度達到門檻值后將促進工業企業研發。

圖1 非正式環境規制對企業研發創新的作用路徑

擠占效應和補償效應大小決定了非正式環境規制是促進還是抑制企業研發創新。當非正式環境規制強度較低時，創新收益不足以彌補創新和環保成本，企業傾向于冒險偷排，此時非正式環境規制對于企業研發創新的促進作用有限。隨著非正式環境規制強度的增加，企業通過研發投入減少污染排放帶來環境成本下降、產品競爭力提升、銷量增加。換言之，研發創新收益超過研發投入，企業因此投入研發。

基于此，本文提出如下假設：

H2：企業現金流達到門檻值后，非正式環境規制強度提升有助于促進工業企業研發。

擠占效應成立的前提是工業企業受到現金流約束，研發需要大量資金投入，如果企業現金流充裕，即使環保投資增加、利潤受限，企業也有資金用于研發，由此擠占效應較小[22]。此時，企業擁有通過研發建立競爭優勢的動機，不僅如此，出于資金管理和減稅的考慮也會將資金投入到研發活動中，補償效應加強。反之，現金流短缺，將增大擠占效應、減小補償效應。由此，本文提出如下假設：

H3：企業經營效率達到門檻值后，非正式環境規制強度提升有助于促進工業企業研發。

當非正式環境規制強度提升時，企業是否投入研發取決于研發創新成本及成功概率。經營效率是衡量企業績效的關鍵指標，經營效率高的企業通常內部管理水平、更高研發能力更強，研發成功率更高[23]，企業投入研發的預期收益更大，補償效應也相應更好；企業通過高效經營保證研發資金和資源配置，擠占效應較小。反之，經營效率較低導致可投資資金較少，擠占效應將被放大；企業預期研發成功率較低，補償效應將減小。

3 實證研究

3.1 面板門檻模型設定

根據前文對非正式環境規制與研發創新的研究，非正式環境規制與研發創新間存在非線性關系，并且存在若干閾值，超過閾值后，非正式環境規制才能夠促進工業企業研發創新。對這種門檻效應進行研究，通常采用在方程中加入二次項的方法，但加入二次項可能會影響模型的穩定性，甚至引發內生性問題，使得估計結果無效。為此，本文將Hansen[24]面板門檻模型引入到非正式環境規制與研發創新研究中，通過對數據自動識別門檻值，準確分析環境規制與研發創新間的非線性關系。為充分考慮工業企業研發創新的影響因素，結合中國工業發展實際情況，設定面板門檻模型如式(1)、式(2)、式(3)所示。其中，式(1)以非正式環境規制強度作為門檻變量；式(2)以現金流作為門檻變量；式(3)以企業經營效率作為門檻變量。

rnd=β0+β1empit+β2alrit+β3lrit+β4prit+β5noeit+β6pcoit+α1ifer·I(ifer≤γ1)+α2ifer·I(ifer>γ1)+εit

(1)

rnd=β0+β1iferit+β2empit+β3alrit+β4prit+β5noeit+β6pcoit+α1ifer·I(lr≤γ1)+α2ifer·I(lr>γ1)+εit

(2)

rnd=β0+β1iferit+β2empit+β3alrit+β4lrit+β5prit+β6noeit+α1ifer·I(pco≤γ1)+α2iifer·I(pco>γ1)+εit

(3)

其中，i代表省份，t代表時間，rnd為研發投入，emp為科技人員占比，alr為企業資產負債率，lr為企業現金流，pr為行業利潤率，noe為行業競爭程度，pco為企業經營效率。I(·)為分段函數，由于預先不知道門檻數量，基于單一門檻效應檢驗結果，進一步構建多重門檻模型如下：

rnd=β0+β1empit+β2alrit+β3lrit+β4prit+β5noeit+β6pcoit+α1ifer·I(ifer≤γ1)+α2ifer·I(γ1γn)+εit

(4)

rnd=β0+β1iferit+β2empit+β3alrit+β4prit+β5noeit+β6pcoit+α1ifer·I(lr≤γ1)+α2ifer·I(γ1γn)+εit

(5)

rnd=β0+β1iferit+β2empit+β3alrit+β4lrit+β5prit+β6noeit+α1ifer·I(pco≤γ1)+α2ifer·I(γ1γn)+εit

(6)

研發成果面板門檻模型和研發投入模型解釋變量與控制變量相同，被解釋變量從研發投入rnd更換成研發成果pat，此處不再贅述。

3.2 研究樣本與數據來源

本文選取2007-2016中國內地30個省市(因數據原因，未將西藏納入統計分析)省際面板數據進行分析，被解釋變量、解釋變量、門檻變量、控制變量指標選取如下(見表1)：

(1)被解釋變量。研發過程包括兩個方面，分別為研發投入和研發成果。①研發投入用于衡量企業研發投入意愿，是指企業基于自身資源約束實際投入研發活動的資源。學者通常使用研發機構內部支出衡量研發投入[25]，但未考慮企業規模大小的影響，會造成對規模較小企業研發投入的誤判，無法準確衡量研發投入強度。因此，本文選取科技活動經費內部支出占工業主營業務收入的比重進行衡量；②研發成果是指研發后端的輸出結果，企業進行研發活動的最終結果是技術升級及生產流程優化，學者通常使用新產品銷售收入占主營業務收入的比重衡量企業研發成果(時樂樂，等，2018)，但影響新產品銷量的因素較多，如市場環境、銷售政策等，因此其不能完全反映研發創新結果，所以本文選取工業有效專利數量對研發成果進行衡量[26]。

(2)解釋變量。非正式環境規制是指民眾對環境行為的參與，是環保意識的集中體現。對于非正式環境規制的量化可分為公眾參與及綜合指數兩種類型:①公眾參與型可使用媒體對污染事件的曝光率以及搜索引擎環境污染關注度數值進行衡量[27]，或使用信訪數量進行衡量[28]；②綜合指數型通常選取收人水平、受教育程度、人口密度和年齡結構等指標度量[29]。因曝光程度等數據未公開且只局限于媒體監督視角度，因此本文借鑒綜合指數構建方法，選取環境信訪頻次及人口密度的幾何平均數衡量非正式環境規制。非正式環境規制ifer處理過程如下：

(7)

其中，pet為年度環境信訪來訪批次數，dop為省份常住人口比總面積。

(3)門檻變量。非正式環境規制強度如上文所述。①現金流用于衡量企業運轉所需流動資金的充裕程度，一般使用流動比率或速度比率指標對其進行度量。結合研發業務投入周期和數據可獲得性，本文選取流動比率即流動資產與流動負債的比值對其進行衡量；②經營效率可衡量企業生產經營過程中成本與收益的配比關系，一般使用投入產出指標進行測算。企業經營目標之一就是銷售收入最大化，人均銷售收入體現了企業經營效率，所以本研究使用人均銷售收入對其進行衡量[30]。

(4) 控制變量。①科技人員比例選取科技人員占全部工業就業人員的比重衡量。科技人員占比可以反映研發人員配置是否充足，研發活動中最重要的投入要素是資金和人力資本，科研人員配置越多，企業研發實力越強，在面臨外部環保要求時，越傾向于投入研發活動以減少排污；②資產負債率選取規模以上工業企業總負債與總資產的比值衡量，其是反映企業經營狀況的重要指標。資產負債率越低，企業能夠動用的資金越多，償還債務壓力越小，企業就越敢于進行研發投入并接受研發失敗風險；③利潤率選取規模以上工業企業利潤總額與主營業務收入的比值衡量。企業盈利能力越強，可投入的資金越充裕，越愿意投資研發并適應環保標準要求，但一般壟斷行業利潤率較高，壟斷一定程度上又會抑制研發創新，所以利潤率與研發間的關系暫時無法判定；④行業競爭程度選取規模以上工業企業數量衡量。行業內企業越多，面臨的競爭越激烈，越需要通過研發保持技術優勢。

表1 變量指標選取與數據來源

數據來源：

3.3 樣本描述性統計與平穩性檢驗

(1) 描述性統計。本文選取2007-2016年中國內地30省份的面板數據，樣本描述性統計結果如表2所示。

(2)平穩性檢驗。為避免偽回歸問題，在設定模型和估計參數前需要對面板數據進行平穩性檢驗。本文數據為短面板數據類型，故采用LLC、IPS和HT檢驗面板數據的平穩性，結果如表3所示。從中可見，變量經一階差分后均不含單位根，數據具有較好的平穩性。

表2 樣本描述性統計結果

3.4 實證結果分析

3.4.1 門檻效應檢驗

(1)研發投入。根據上文設定的門檻面板模型，首先對門檻效應進行檢驗，確定不同方程的門檻個數。本文設計了3個門檻變量，分別為非正式環境規制、現金流、經營效率。當因變量為研發投入時，非正式環境規制和現金流的一重門檻效應成立，門檻值分別為0.149和0.955；經營效率的雙重門檻效應成立，門檻值分別為55.815和109.646，如表4所示。非正式環境規制與研發投入間的關系為非線性關系，非正式環境規制對研發投入的作用受現金流和經營效率的影響。圖2、圖3、圖4分別是門檻變量為非正式環境規制、現金流和經營效率時的似然比函數圖。

表3 數據平穩性檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，LLC、IPS、HT檢驗的原假設均為存在單位根

表4 研發投入門檻檢驗結果

注：Bootstrap自抽樣次數設定為1 000次，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下同

圖2 投入—非正式環境規制

圖3 投入—現金流

圖4 投入—經營效率

(2)研發成果。當因變量為研發成果時，非正式環境規制、現金流和經營效率的一重門檻效應成立，門檻值分別為0.166、0.950和59.027(見表5)。非正式環境規制與研發成果間的關系為非線性關系，非正式環境規制對研發成果的作用還受到現金流和經營效率的影響。圖5、圖6、圖7分別是門檻變量為非正式環境規制、現金流和經營效率時的似然比函數圖。

表5 研發成果門檻檢驗結果

圖5 成果—非正式環境規制

圖6 成果—現金流

圖7 成果—經營效率

3.4.2 門檻模型估計

根據上文的門檻檢驗結果，分別將研發投入和研發成果作為被解釋變量，研究非正式環境規制與研發投入及研發成果間的非線性關系。在進行回歸前，首先對模型數據進行內生性檢驗，最終檢驗結果如表6所示。從中可見，模型設定內生性不顯著。

表6 模型內生性檢驗結果

本文使用門檻面板模型進行回歸分析，其中(1)、(2)、(3)、(4)分別是被解釋變量為研發投入時選擇非正式環境規制、現金流、經營效率作為門檻變量的方程，(5)、(6)、(7)分別是被解釋變量為研發成果時選擇非正式環境規制、現金流、經營效率作為門檻變量時的方程(見表7)。具體結果如下：

(1)研發投入。方程(1)結果顯示，非正式環境規制的一重門檻效應成立。當非正式環境規制強度超過門檻值0.149后，非正式環境規制與工業企業研發投入間的關系從不顯著變為正相關。這說明，當非正式規制未超過門檻值時，補償效應和擠出效應相當；而當非正式環境規制超出一定門檻值后，補償效應超過擠出效應。這是因為，非正式環境規制未超過門檻值之前，社會環保監督力度較小，工業企業會選擇繳納環境稅或者偷排，研發創新收益小于研發創新成本；當非正式環境規制超出一定門檻值后，環境成本顯著增加，企業的環境信息需要向社會公眾公開，消費者對于非環保產品開始抵制，這就使得研發創新收益隨之增加；同時，工業企業需要考慮環保信譽和消費者綠色偏好，這均促使工業企業進行研發投入，實現綠色生產，以降低環境成本。

方程(2)結果顯示，非正式環境規制對研發投入的作用受現金流的影響，現金流的一重門檻效應成立，當現金流超過門檻值0.955后，非正式環境規制強度提升對于工業企業研發投入的正向促進作用增強。這說明，當非正式環境規制強度提升時，現金流越充裕的工業企業其研發投入越高。補充企業現金流，能夠激發非正式環境規制對于工業企業研發創新的積極性。這是因為，研發活動具有高風險、高投入特性，流動比率小于1代表工業企業資金緊張，當企業現金流較少時，企業研發投入意愿和力度都會受到影響，擠占效應較大而補償效應較小；當企業現金流較為充裕時，企業新增環保支出并不影響工業企業其它經營活動，面對非正式環境規制強度的提升，工業企業出于資金管理和擴大競爭優勢的需要，會加大研發投入力度。

表7 非正式環境規制對研發創新的門檻效應估計

方程(3)和方程(4)結果顯示，非正式環境規制對研發投入的作用還受經營效率的影響，經營效率的雙重門檻效應成立。當經營效率達到第一門檻值55.815后，非正式環境規制強度提升對于研發投入的正向促進作用增強；當經營效率達到第二門檻值109.646后，非正式環境規制與研發投入間從正相關變為不相關。這說明，經營效率適中的企業，非正式環境規制對研發創新的促進作用最強，而經營效率最高的企業，其研發投入不會受到非正式環境規制的影響。原因主要在于：工業企業間以往研發投入與研發能力存在差距。對于經營效率小于門檻一的低經營效率企業，以往研發投入較少，內部管理也相對薄弱，預期研發成功率較低，企業研發投入意愿不高；經營效率介于門檻一與門檻二間的中經營效率企業研發能力較強，也有充足的資金進行研發，所以其研發投入強度高于低經營效率企業；經營效率大于門檻二的高經營效率企業一貫重視研發及企業管理，在研發中投入最大、不斷改進生工藝，已經滿足甚至領先于國家環保標準，實現了綠色生產，所以面對非正式環境規制強度提升，工業企業并不會再專門增加研發投入。

(2)研發成果。方程(5)結果顯示，非正式環境規制的一重門檻效應成立，與方程(1)結果共同驗證了假設H1。當非正式環境規制強度超過門檻值后，其對工業企業研發成果的正向促進作用增強。這是因為，非正式環境規制強度超過門檻值后，環境成本迅速增加，研發收益顯著提升，企業選擇加大研發投入，會收獲更多研發成果。非正式環境規制門檻值為0.166，高于在研發投入下的門檻值0.149，說明研發投入能否轉化為研發成果存在不確定性，只有非正式環境規制強度更大時，企業才有足夠壓力和動力持續進行研發，并敢于在生產中應用新技術，注重專利成果認定。

方程(6)結果顯示，非正式環境規制對研發成果的作用受到現金流的影響，現金流的單一門檻效應成立，與方程(2)結果共同驗證了假設H2。當現金流超過門檻值0.950后，非正式環境規制對研發成果的正向促進作用增強。這是因為，研發成果可促使企業獲得高新企業資質認定，享受稅收加計扣除優惠和政策扶持，研發的節稅效應使得企業在現金流充裕時更傾向于通過研發活動完成節能減排目標，既可以滿足公眾對環境的要求，又可通過研發支出合理減稅[31]。

方程(7)結果顯示，非正式環境規制對研發成果的作用還受到經營效率的影響，經營效率的單一門檻效應成立，與方程(3)、方程(4)結果共同驗證了假設H3。當經營效率超過門檻值59.027后，非正式環境規制對于研發成果的正向促進作用明顯增強，高于被解釋變量為研發投入時的第一門檻值55.815，體現了工業企業研發活動的高風險性。不同于被解釋變量為研發投入時，高經營效率企業研發成果與非正式環境規制依然正相關，這是因為低經營效率企業研發能力和管理能力都相對較弱，企業即使選擇投入研發，形成研發成果的概率也較低；而高經營效率企業研發意愿和研發能力均較強，對新產品和新流程的研發更容易形成研發成果。

4 結語

4.1 研究結論

研究結果表明，非正式環境規制對工業企業研發投入和研發成果存在顯著單一門檻效應，當超過門檻值后，非正式環境規制與研發投入間的關系從不顯著變為正相關，對研發成果的促進作用增強。非正式環境規制對于研發投入和研發成果的作用還受到工業企業現金流及經營效率的影響。研究非正式環境規制對研發投入的影響發現，現金流存在單一門檻，經營效率則存在雙重門檻；研究非正式環境規制對研發成果的影響發現，現金流和經營效率均存在單一門檻。因此，提升研發人員比重、降低企業資產負債率、維持行業適當競爭也會促進工業企業研發。

4.2 對策建議

(1)充分發揮非正式環境規制對研發創新的促進作用，全面提升非正式環境規制強度。首先，增強居民環保意識，通過多渠道環保宣傳使民眾了解環保、支持環保，加深居民對綠色產品的偏好激發其參與環保活動的熱情，使工業企業重視環保信譽；其次，加強電子政務建設，拓寬民眾環保訴求表達渠道，保證民眾環保訴求能夠順暢得到反映和解決，讓公眾參與環保發揮應有作用，給予工業企業充分的威懾力；最后，加大環境信息公開力度，讓環境信息在陽關下公開，使研發成為工業企業減排的必經之路。

(2)充分發揮企業現金流和經營效率對非正式環境規制與研發創新關系的正向影響，補充工業企業現金流，建立企業信用制度，降低應收賬款壞賬率；加強對工業企業的金融支持，促進銀行信貸服務工業企業，對民營工業企業在金融業務中一視同仁，降低工業企業資金成本；幫助工業企業盤活資產，擴大托收承付、匯票承兌業務范圍，降低資產證券化、中小企業集合債券的業務門檻。運用科技與制度提高工業企業經營效率，推進以大數據為代表的基礎技術研發與應用，通過技術進步提升企業經營效率；推進工業供給側改革，促進工業企業兼并重組，充分發揮規模效應帶來的經營效率提升。

4.3 不足與展望

在非正式環境規制逐漸成為主流規制工具背景下，本研究對非正式環境規制與工業企業研發間的非線性關系進行探討，發現非正式環境規制對工業企業研發投入和研發成果存在門檻效應。另外，本文從提升公眾環保意識、促進工業企業研發角度提出一些有價值的建議，未來可從以下3個方面展開研究：①非正式環境規制推動研發的數理模型構建還相對薄弱，可借鑒宏觀經濟增長模型構建二者間的關系，使理論機制論述更加充分；②代表居民環保意識的非正式環境規制具有一定的空間相關性，運用空間計量模型可以反映這種居民環保意識在區域間的相互影響，使研究更加貼近實際；③本研究對象為工業整體，工業內部細分產業間的研發創新具有一定的差異性，細分產業對研發的依賴程度也不盡相同，可能會影響研究結論，而研究工業內部產業間結論的差異性對實際工作開展更具指導意義。