環境政策強度對制造業企業技術創新的影響

王思雨（河南理工大學 河南焦作 454002）

以往粗放式的經濟增長方式，給企業發展造成了一系列影響。一方面，企業必須妥善處理好發展與環境的關系，逐步緩解資源消耗和環境污染壓力；另一方面，企業面臨著提高自身競爭力與技術創新發展之間的矛盾。怎樣解決上述問題，在保護環境的同時鼓勵企業開展技術創新，從而達到企業盈利和環境保護互利共贏的目標，已成為環境政策制定過程中一個亟待解決的重要問題。本文聚焦于環境政策強度對企業技術創新的影響，對促進新時期環境政策的實施和國民經濟的增長具有一定的現實意義。

一、理論分析與研究假設

一直以來，學者關注的焦點在于環境政策與技術創新兩者之間的關系，主要有以下幾種觀點：

第一，環境政策對于企業的技術創新產生了負面影響。Lanoie等（2008）認為，加大環境政策強度所帶來的額外成本對于生產率具有短期負面影響，且超過了隨后的積極影響，降低了企業的生產能力。國內不少學者也持該負面觀點，如徐彥坤、祁毓（2017）利用準自然實驗，采用OP方法衡量企業生產率，觀察環境政策強度對其產生的影響，經過分析發現，環境政策強度降低了企業的創新能力，影響了企業的生產率，然而這種負面效應會隨時間遞減。

第二，環境政策不但不會對企業競爭力造成負面效應，還會產生技術創新效應，技術創新所節約的成本可以抵消增加的環境政策遵從成本，使得企業的競爭力得以提升。波特（1995）認為，德國和日本都制定了嚴格的環境政策，但兩國的經濟增長率和生產率增長速度都持續超越美國。我國學者也從不同方面對兩者的正向關系進行了分析。黃德春等（2006）使用帶有技術系數的Robert模型，以海爾公司為例進行了研究，發現環境政策雖然會使企業的費用上漲，但卻對技術創新具有促進作用，原因是技術創新可以抵消一部分增加的成本。

第三，環境政策與技術創新的關系是非線性的，如張成等（2011）選取三種污染物指標來分析環境污染與技術創新之間的關系，經過實證分析發現呈U形變化，沈能等（2012）發現，這種關系可能存在于特定地區。劉金林和冉茂盛（2015）選取2000—2011年我國17個行業的省級面板數據，運用廣義矩陣估計法分析了環境政策對企業技術創新產生的作用，經過分析發現環境政策對不同性質的企業技術進步產生的影響是不同的，主要有三種關系類型，分別是U型、倒U型或不存在顯著關系。

第四，環境政策對技術創新的影響并不確定。Jaffe等（1997）發現，采用美國制造業R&D支出作為創新的替代指標時，環境政策強度會對技術創新產生積極影響，但如果將技術創新指標改為專利數量，兩者之間的關系并不顯著。國內一些學者認為，環境政策導致企業支出的性質決定了環境政策的技術創新效果。張平等（2016）把環境政策支出分為兩種：投資型和費用型，費用型支出在很大程度上“擠壓”了技術創新資金，無法刺激企業技術創新，而以投資為基礎的環境政策則鼓勵企業進行技術創新。

綜上，目前對環境政策強度與技術創新關系的深入分析仍然較少，可能是因為在企業層面難以選取恰當的指標和數據來度量技術創新和環境政策強度，并且現有研究大部分只選取了某個時間點的數據。本文以制造業企業為研究對象，選擇面板數據進行實證分析，提出如下假設：

H1：其他條件相同的情況下，環境政策強度與技術創新正相關。

H2：其他條件相同的情況下，環境政策強度與技術創新負相關。

H3：其他條件相同的情況下，環境政策強度對技術創新的影響存在滯后性。

H4：其他條件相同的情況下，環境政策強度對技術創新的影響不存在滯后性。

二、數據、變量與計量模型

（一）數據來源

本文選擇的研究樣本是2009—2018年我國A股制造業上市公司的財務數據。根據證監會2012年修訂的上市公司行業分類指引，制造業主要包括31個行業，如采礦、紡織、造紙、化工等。本文剔除了ST公司、退市的公司以及連續兩年未披露環境數據且缺乏相關數據的公司，最終獲得244家公司、1 464份有效觀測值。

本文的研究數據來源于以下途徑：（1）樣本公司的專利數量從知網專利庫中手工搜集、整理而得。（2）財務數據均取自國泰安數據庫；排污費數據主要在樣本公司財務報表附注中的“管理費用”項目中披露，披露的名稱有：排污費、排污及水資源費、排污及污物處理費、排污費用、排污綠化費、排污及固廢處理費、排污及環保支出、排污綠化費、排污及碳排放費、排污及污水處理費、排污環保費、排污檢驗費、排污及廢物處理等。2018年排污費改征環境保護稅后，在營業稅金及附加中的環境保護稅中披露。（3）控制變量原始數據來源于國泰安數據庫，并通過計算獲得。

（二）變量選取

本文的被解釋變量是企業技術創新，選擇企業專利授權數來度量技術創新產出。選擇這個指標衡量有以下優勢：一是可以準確獲得專利數據的統計值。二是可以有效說明技術創新的能力和產出。三是專利建立在一個緩慢變化的基礎上，便于記錄和分析。

本文的核心解釋變量是環境政策強度，該變量主要有三種計量方式，一是單一指標替代法，如通過排污費、污染處罰款和治理污染投資額（運營費用）等來衡量環境政策強度的程度。二是指標替代法，如通過廢水排放達標率、工業二氧化硫去除率或者人均收入水平等來衡量環境政策強度的程度。三是賦值法，建立環境政策強度的打分體系。本研究的環境政策強度替代變量是企業的排污費，采用該方法的優點在于數據的真實和客觀，因為地區或企業的環境污染狀況數據是需要監測的，并且企業上報的污染排放數據也受到相應的監督。

其他控制變量方面，包括：資產負債率（lev），如果企業的資產負債率過高，可能會出現現金流不足的情況，財務危機的可能性較大，該指標可以衡量企業是否有足夠的資金對產品進行研發創新。企業利潤率（roe），由于企業外部融資渠道有限和技術創新的高風險特征，所以企業擁有充足的內部資金尤為重要。并且利潤率越高，企業就會有更多的資金進行研發活動，同時管理層也會對企業的發展保持樂觀的態度，從而更愿意在創新方面進行投資，進而形成良好的循環。企業規模（size），用總資產的對數值來表示，一個企業的規模越大，可以整合的資源也就越多，比如可以利用規模經濟優勢和地區優勢來更好地發展技術創新，企業規模在其開展技術創新的過程中往往占據著重要地位。地區分布（area），表示地區變量，由于受地區因素的影響，不同地區的經濟發展水平存在較大差距，經濟制度和生產要素也不盡相同，為了減少該因素對研究結論的影響，本文將東部地區賦值為1，非東部地區賦值為0。

各變量定義如下頁表1所示。

（三）模型選擇

本文選擇的數據是面板數據，由于面板數據兼具兩個維度，出于嚴謹性考慮，應對模型的設定形式進行檢驗。通常利用F檢驗確定是選擇固定效應模型還是混合模型，若檢驗值顯著，則選擇固定效應模型，反之則選擇混合模型。同時，利用LM檢驗確定是選擇隨機模型還是混合模型，若檢驗結果顯著，則選擇隨機模型，反之則選擇混合模型。最后利用Hausman檢驗確定是選擇隨機效應模型還是固定效應模型，若檢驗結果顯著，則選擇固定效應模型，反之則選擇隨機效應模型。檢驗結果如表2所示。因此，本文采用固定效應模型，并控制了年份固定效應。

表2 模型設定形式檢驗結果

三、實證結果與分析

（一）描述性統計

各個變量的描述性統計分析如表3所示，樣本公司排污費的平均值為14.69，標準差為1.813，最大值為18.39，最小值為9.798，說明樣本公司排污費的差異較大，可能是因為不同公司的規模不同，有的公司在排污費方面的投入總體水平較高，符合制造業的實際情況，樣本公司具有代表性。專利授權數的平均值為2.605，標準差為1.291，說明樣本公司的創新產出差距較大。可能是因為制造業細分為31個行業，不同行業發展的側重點不同，對于創新的需求不同，所以研發投入資金也不相同，也有可能是有的公司進行了研發活動，但是因為技術不夠成熟或者高級研究人員流動頻繁等問題，最后導致活動失敗?？刂谱兞恐校Y產負債率最為平穩（標準差為0.206），說明樣本公司在償債能力方面的差距不大。而企業規模這個指標波動最大（標準差為1.233），說明樣本公司的發展水平相差較大，資產規模差距明顯，從側面可以看出樣本公司中存在一些小規模企業，樣本涵蓋的范圍較廣。

表3 變量描述性統計結果

（二）相關性分析

各變量的Pearson相關系數如表4所示。由Pearson相關性分析結果可以看出，各主要變量間的相關系數低于0.8，說明變量之間存在多重共線性的概率較低，大體上不存在多重共線的問題。結果顯示專利授權數patent與環保政策強度x-paiwu的相關系數（0.216）在1%的統計水平上顯著為正，初步說明在制造業企業中，專利授權數與環境政策強度呈正相關關系。而企業規模與專利授權數的相關系數為0.365，并在1%的水平上顯著，說明對于制造業企業而言，企業規模對于技術創新能力具有正面影響。并且地區與專利的相關系數為0.046，在1%的水平上顯著，說明不同地區的樣本公司技術創新的差距非常明顯，這可能是由于我國區域經濟發展不平衡造成的。資產負債率與專利授權數相關系數為0.138并在1%的水平上顯著，說明償債能力強的樣本公司更有意愿進行研發活動。

表4 變量的相關系數表

（三）回歸結果分析

本文利用STATA 13.0對固定效應模型采用組內估計量FE進行回歸分析。由于企業需要大量時間進行產品研發和技術的創新，對環境政策的反應也許存在滯后現象。為了保證實證檢驗的準確性，應當觀察環境政策強度對企業技術創新當期和滯后1期的影響情況。

1.下頁表5是環境政策強度與企業技術創新的實證回歸結果。當期的F值為12.77并且在1%的水平上顯著，模型的R2為0.124，表明該固定效應模型擬合程度較高，回歸結果真實可信。其中x-paiwu的系數為0.1281，在1%的統計水平上顯著為正，說明對于制造業企業來說，環境政策強度與企業技術創新具有顯著的正向相關關系，驗證了假設1。

表5 固定效應模型回歸分析

2.關于當期和滯后1期的結果比較，當期結果顯著，滯后1期結果不顯著，驗證了假設4。說明當期環境政策強度對企業技術創新產生了正的即時效應。可能是因為本文選擇的量化環境政策強度的指標是企業的排污費用，與企業的研發投入相比其作用更加明顯和短促，不需要太長時間，在當期的效果更加顯著。

3.當前和滯后1期的行業資產規模系數為負，但是統計上結果并不顯著，說明企業資產規模對技術創新基本不存在負面影響，這與預期的結果相反。可能是因為很多資產規模較大的企業認為與其投入更多的環保支出還不如多交稅費，從而對專利授權數造成了負面影響。

4.利潤率與專利授權數的系數當期和滯后1期的結果并不顯著，可能是因為企業在剛開始創新時需要大量的資金投入，但是研發活動失敗的概率也比較大，雖然投入了大量資金但最后也沒有取得任何創新產出。而那些獲利較低的企業很可能由于沒有大量的資金周轉而根本沒有機會進行創新。

（四）穩健性檢驗

為了增加實驗結果的可信度，本文選擇了不同的替代變量進行進一步的研究，對于環境政策強度和技術創新的衡量分別使用企業的環保支出和研發支出來表示。研究結果表明：環境政策強度對當期的R&D投入與滯后1期的R&D投入分別在5%和1%的水平上顯著，表明本文的結論是比較可靠的。

四、結論與政策建議

本文對環境政策強度與企業技術創新之間的關系進行了研究分析。從實證結果可以看出：環境政策強度對企業技術創新來說具有正向的積極作用。因此本文提出以下幾點建議：

第一，根據市場進程和企業發展需要，適時出臺不同的環境政策，企業的發展要緊跟生態文明建設的步伐。政府應進一步完善和加強相關環境法規和政策，創造優越的外部環境，為企業的技術創新奠定發展基礎。第二，注重經濟發展。從以上的檢驗結果可以得出，一個地區的經濟發展越好，該地區的企業技術創新能力也就越強，兩者之間呈現正向關系，所以應盡可能保證地區間的協調發展。第三，制定激勵政策。一般情況下，企業在進行產品研發或者創新時失敗的概率比較大，創新產出的效率比較低，將要承受的創新風險和成本較高。所以在實施促進研發的稅收政策時，關鍵不在于企業后期取得技術創新成果后減少稅負，而在于研發初期及時降低企業成本，為企業降低風險。對于稅收政策，可以借鑒國際經驗，針對不同的研發階段制定相應的激勵手段。第四，企業在加強自身環保意識的同時還應該在創新方面多投入資金，將開展技術創新置于一個重要的戰略位置。響應節能減排的號召，對企業的每個生產環節運用技術手段進行更高效的監控。此外，對于企業選擇技術創新方法可以保留一定的彈性，使企業在保證自身長期發展的同時可以自主選取環保方案，在市場中產生間接激勵作用，形成既重經濟又重環保的良性循環。

五、不足與改進之處

首先，本文衡量技術創新的指標選擇的是專利授權數，專利共分為三個方面，分別是發明專利、實用新型、外觀設計。其中最能代表一個企業創新能力的就是發明專利，其他兩個方面的專利比較容易被模仿，但筆者在搜集數據時無法將這三個方面做出區分。其次，由于篇幅限制，衡量環境政策強度的很多變量沒有納入統計系統，不能完全代替本體。最后，本文的研究樣本是A股非ST上市公司，上市公司一般情況下會得到政策的傾斜，且資金狀況普遍好于非上市公司，更多的非上市民企并未納入樣本，本文的建議是否會對其產生同樣的效用還值得商榷。