環境規制、內生創新努力與企業技術創新績效

程 斐,史金平

(湖北大學 商學院，湖北 武漢 430062)

0 引言

針對全球環境污染嚴重，資源日益緊縮的嚴峻形勢，我國作出了3060“碳達峰碳中和”的莊嚴承諾?！笆奈濉币巹澝鞔_指出：要堅持源頭防治、綜合施策，強化多污染物協同控制和區域協同控制[1]。我國化工行業產品覆蓋面廣、產業鏈較長，由于其能耗高、工藝復雜且伴隨著各種揮發性有機物的產生，也成為了我國環境治理的重點。在推動治理環境污染、實現環境保護的過程中，我國在化工行業相繼實行了一系列的環境規制政策來推動污染的防治。對于企業來說，為了能夠達到環境規制標準，也會采取相應措施。在新古典理論背景下，企業的治污成本會隨著環境規制政策的實施而增加，企業創新投入會由此減少，進而阻礙企業進行技術創新；而在波特假說的背景下，適當的環境規制強度能夠引導企業進行自主創新，產生創新補償效應。

所以，如何確定一個合適的環境規制強度，使其能夠驅動企業進行技術創新，提高企業技術創新績效，最終實現污染防治-科技創新-企業發展之間的多維平衡，成為當前實現經濟可持續發展需要解決的重要問題。

1 文獻綜述

本文對已有相關文獻進行研讀、歸納和總結，主要從以下三個方面對已有研究進行綜述。

首先，對于企業技術創新績效的研究。本文對相關文獻進行梳理，發現國內學者大多著重研究企業技術創新績效的影響因素。企業層面，關鵬、王曰芬等(2021)認為組織間合作網絡的形成可以讓處于核心位置的企業獲得更多信息和資源，從而提高其技術創新績效。劉中艷，聶慧敏(2021)提出企業家精神會對企業的創新績效產生積極影響。陳鈺芬等(2020)發現社會責任對企業技術創新績效的影響整體上呈倒“U”型。技術層面，已有研究分析了技術進步(王桂蓮等，2021)、技術并購(戚湧、宋含城，2021)以及技術多元化(程華、夏黎翔，2021)等與企業技術創新績效之間的關系。

其次，環境規制對企業技術創新績效的影響研究。經歸納總結發現，我國學術界普遍認為環境規制對企業技術創新的影響是雙向的，既有益處也有弊端。劉加林和嚴立冬(2011)發現發明和實用新型專利的授予數量在環境規制的作用下呈增長趨勢，外觀設計專利授予數量并不受其顯著影響。李玲(2017)從環境規制的控制程度和激勵程度兩個層面研究了其對企業綠色技術創新績效的影響，發現企業綠色技術創新績效隨著環境規制的激勵程度的增加而提高，而其控制程度對企業綠色技術創新績效并沒有明顯的正向影響。曹勇等(2015)研究了環境規制對企業技術創新績效的經濟效益和社會效益兩個方面的影響，得出環境規制與企業技術創新績效的社會效益呈正相關，但對其經濟效益產生負面影響，且影響均不顯著。

最后，關于內生創新努力對于企業技術創新績效的影響研究。經多數學者證實，內生創新努力主要依靠企業自身創新資源的投入，通過投入研發經費和研發人員來推動企業進行技術創新[2]，進而提高其技術創新績效。錢璐(2012)通過研發經費投入和研發人員投入兩個維度研究內生創新努力與企業創新績效之間的相關性，研究結果表明研發經費投入相比于研發人員的投入促進作用更為顯著。王曉紅等(2021)采用杜賓模型研究了高技術產業創新績效的影響機制，研究發現高技術產業創新績效與內生創新努力呈正相關，且內生創新努力對其影響顯著。

2 理論機制與研究假設

2.1 環境規制對企業技術創新績效的作用機制

環境規制是指政府為了控制環境污染，實現環境保護而對企業采取的一系列措施，包括制定污染物排放標準、征收污染稅等，進而控制和約束企業對污染的排放?？傮w來說，環境規制一方面可能會導致“成本效應”，使得企業將一部分資源用于污染治理而減少其創新投入，從而抑制企業的技術創新績效；另一方面，環境規制也可能會導致“創新補償效應”，企業為了實現長期可持續發展和提高市場競爭力，可能受到環境規制的作用，積極進行企業創新，從而提高自己的技術創新績效。因此，提出以下假設。

H1a：環境規制會對企業技術創新績效產生促進作用；

H1b：環境規制會對企業技術創新績效產生抑制作用；

H1c：環境規制對企業技術創新績效的影響是非線性的。

2.2 內生創新努力對于企業創新績效的作用機制

內生創新努力是指企業進行自主研發，通過增加研發經費和研發人員的投入來促進企業自身創新能力的提升。而增加研發經費以及研發人員的投入會為企業進行技術創新提供更多的資源和支持，如購買更先進的實驗儀器以及邀請更權威的專家參與研究等，加大技術創新投入，由此提高企業的技術創新績效。因此，提出假設H2。

H2：內生創新努力能夠提高企業技術創新績效。

2.3 環境規制對內生創新努力的作用機制

內生創新努力對于環境規制政策的反應可以從兩個方面進行分析。首先，環境規制可能會要求企業配置更加先進的治污設備，導致企業的污染治理投資和生產成本的增加，從而減少企業用于進行自主研發的資源，抑制企業的內生創新努力。其次，“波特假說”提出，一般來說環境規制會增加企業的生產經營成本從而阻礙企業進行創新和研發，但如果企業進行研發創新的獲利足夠大，大于增加的生產經營成本，企業自主研發的投入就會增加，從而促進企業的內生創新努力。基于此，提出假設H3a-H3b。

H3a：環境規制會促進企業的內生創新努力；

H3b：環境規制會抑制企業的內生創新努力；

H3c：環境規制對內生創新努力的影響是非線性的。

2.4 內生創新努力的中介作用

基于以上分析，企業技術創新績效會受到環境規制的影響，而企業技術創新績效的提高會受到內生創新努力的推動作用，同時環境規制又影響著企業的內生創新努力。由此猜想環境規制可能通過影響企業的內生創新努力來對其技術創新績效產生影響，內生創新努力在其中起到中介作用?；诖耍岢黾僭OH4。

H4：內生創新努力在環境規制與企業技術創新績效之間具有中介效應。

2.5 企業規模的調節作用

企業規模不但與企業所擁有的資源和人力資本水平直接相關，還間接體現企業在行業內的競爭實力，規模較大的企業面對環境規制政策可能不會在意它所帶來的“成本效應”，反而會為了穩固自己的市場地位，實現企業的可持續發展，增加投入來進行技術創新，增強技術優勢，鞏固市場地位。因此，環境規制對企業技術創新績效的影響也會受到企業規模的作用?；诖耍岢黾僭OH5。

H5：環境規制對企業技術創新績效的影響會受到企業規模的正向調節。

理論模型圖具體如下：

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 模型設計

為檢驗企業內生創新努力在環境規制與其技術創新績效之間的中介作用，設計以下模型：

lnPati,t=α0+α1Erri,t+α2Err2i,t+∑αjcontroli,t+εi,t

(1)

lnRdmi,t=β0+β1Erri,t+β2Err2i,t+∑βjcontroli,t+δi,t

(2)

lnPati,t=γ0+γ1Erri,t+γ2Err2i,t+γ3lnRdmi,t+∑γjcontroli,t+μi,t

(3)

其中，i、t分別表示企業樣本和時期；lnPat表示企業技術創新績效，Err表示環境規制強度，lnRdm表示企業的內生創新努力，control為一系列的控制變量，ε、δ、γ 為隨機干擾項。

然后檢驗企業規模在環境規制與企業技術創新績效間的調節效應，模型如下：

lnPati,t=ρ0+ρ1Erri,t+ρ2Err2i,t+ρ3lnPeoi,t+∑ρjcontroli,t+ωi,t

(4)

lnPati,t=θ0+θ1Erri,t+θ2Err2i,t+θ3lnPeoi,t+θ4(Err×lnPeo)i,t+θ5(Err2×lnPeo)i,t+∑θjcontroli,t+πi,t

(5)

其中，lnPeo表示企業規模，ω、π為隨機干擾項。

3.2 數據和變量說明

3.2.1 被解釋變量

企業技術創新績效(lnPat)：以往研究大多采用專利申請數或者專利授權數來對企業的技術創新績效進行衡量，但是專利申請數被運用得更加廣泛[3-4]，可能是因為往往企業的專利申請數據更為完整，且準確性相對較高，也有部分學者采用新產品的銷售收入來對企業的技術創新績效進行衡量[5]。本文綜合考慮前人的研究以及數據的可獲得性和準確性，最終選用化工行業企業的專利申請量作為衡量企業技術創新績效的指標。

3.2.2 核心解釋變量

環境規制強度(Err)：國外研究表明，能源可以反映出環境的變化，且本文研究化工行業，能源對于環境的反應就更為明顯。本文借鑒外國學者Sonia等.(2008)以及我國學者呂靖燁、張林輝(2021)的做法，通過GDP/Enery值來衡量各企業所在地的環境規制強度。

3.2.3 中介變量

內生創新努力(lnRdm):關于內生創新努力，有的學者選擇采用企業研發投入金額作為衡量指標，有的學者選擇從研發經費投入以及研發人員投入兩個維度進行衡量。本文借鑒學者魏守華等(2009)的做法，采用研發投入金額對企業的內生創新努力進行衡量。

3.2.4 調節變量

企業規模(lnPeo)：以往研究大多采用員工人數或者企業總資產來描述企業規模的大小。本文綜合考慮有關學者的研究以及數據的完整性，借鑒劉學之等(2021)的做法，通過企業員工人數來衡量企業的規模大小。

3.2.5 控制變量

考慮到企業技術創新績效還會受到其它因素的影響，選擇以下控制變量：

(1)經濟發展水平(lnGDP)：GDP；

(2)企業資產負債率(Debt)：企業負債總額/資產總額；

(3)企業資產流動性(Float)：企業流動資產/總資產；

(4)政府產業投資(lnGov)：產業固定資產投資；

(5)政府企業支持(lnBuz)：企業研發投入中的政府補助金額。

本研究選擇我國化工行業中上市的較為典型的47家企業2010-2020年的面板數據進行實證分析檢驗，數據均來源于《國泰安數據庫》《中經網統計數據庫》以及《中國環境保護數據庫》。同時為了避免模型中可能產生異方差問題，對一些變量進行了對數化處理。各變量的定義和描述性統計結果見表1。

表1 定義與描述性統計

4 實證檢驗及分析

4.1 平穩性檢驗

本文首先使用LLC和ADF兩種方法，對上述變量進行單位根檢驗，檢驗結果見表2，結果表明各變量一階差分的P值均小于0.05，且大部分小于0.01，因此各變量序列同階平穩。其次對模型(1)-(5)進行協整檢驗，本文選用Kao方法，檢驗結果表明5個模型均在5%的水平下顯著，說明所有模型的各變量之間都存在長期穩定的均衡關系。另外，考慮到各解釋變量間可能存在多重共線性問題，因此進行多重共線性檢驗，檢驗結果顯示各解釋變量VIF值最大為3.55，遠小于10，說明各變量間不存在多重共線性問題。

表2 單位根檢驗結果

4.2 描述性統計及基本實證結果分析

4.2.1 描述性統計

描述性統計結果見表3，值得注意的是化工行業中企業技術創新績效和環境規制強度的最大值和最小值相差較大，說明化工行業中各企業的創新水平存在很大差異，且各企業所在地的環境規制水平差別較大。

表3 中介效應檢驗結果

4.2.2 基本實證結果分析

結合前人的研究、固定效應模型與隨機效應模型回歸結果比較以及hausman檢驗結果，本文5個模型均采用固定效應模型。

根據模型(1)的回歸結果，Err系數為-0.244 4，Err2系數估計結果為0.012 5，且都顯著，環境規制對企業技術創新績效呈非線性“U”型影響，假設H1c得到驗證。說明當環境規制程度較低時，相比于加大對清潔技術創新的投入，企業往往會選擇進行成本更低且效果明顯的末端治理，此時隨著環境規制強度的提高，企業技術創新績效不增反降；但當環境規制程度較高時，此時末端治理成本變大，并且部分達不到環境規制標準的企業將會被淘汰，企業為了獲得市場競爭力和實現長期可持續發展，必須進行技術創新，因此，在環境規制的影響下，企業會加大創新力度，提高企業技術創新績效。

模型(2)的回歸結果顯示Err系數為-0.5272，Err2系數估計結果為0.0163，且都在1%水平下顯著，因此環境規制對企業的內生創新努力也呈先抑制后促進的“U”型影響，假設H3c得到驗證。說明當環境規制程度在較低水平時，企業為了達到政府的環境規制水平會增加對于污染治理的投入，在不增加融資的條件下企業的資金是一定的，因此企業在研發方面的投入就會減少，所以此時隨著環境規制水平的提高，內生創新努力會受到抑制；但當環境規制達到一定水平，企業會發現進行技術研發和創新所帶來的收益更大，甚至可能遠大于直接治污所帶來的成本，于是企業會加大對于自主研發的投入，因此此時企業的內生創新努力隨著環境規制強度的提高而提高。

模型(3)中lnRdm的系數為0.336 2，且在1%的水平下顯著，說明內生創新努力對企業技術創新績效起到了促進作用，假設H2得到驗證。

4.3 中介效應檢驗及結果分析

結合模型(1)-(3)的回歸結果分析，從模型(1)的總效應看，環境規制與企業技術創新績效間的“U”型非線性關系顯著；模型(2)中環境規制與內生創新努力之間的 “U”型關系顯著；模型(3)中lnRdm的系數為0.3362，在1%水平下顯著，且Err、Err2的系數符號均未改變，說明內生創新努力在環境規制與企業技術創新績效之間具有中介效應，且模型(3)中Err 的系數不顯著，Err2的系數在10%的水平下顯著，說明環境規制主要通過內生創新努力影響企業技術創新績效，并且內生創新努力起到了正向的中介作用。在環境規制強度的影響下，企業的生產運營成本會發生改變，由此影響企業的自主研發投入，進一步影響企業的技術創新績效。

4.4 調節效應檢驗及結果分析

模型(5)和模型(6)檢驗了企業規模在環境規制和企業技術創新績效間的調節效應。模型(4)中lnPeo的回歸系數為正但不顯著，說明企業規模對企業技術創新績效有正向影響，但這種影響并不顯著。加入調節變量后，模型(5)中企業規模與環境規制的一次交互項系數以及二次交互項系數均是顯著的，說明在環境規制和企業技術創新績效的作用機制下，企業規模具有調節作用。

企業規模與環境規制的一次交互項系數顯著為正，與其二次交互項系數顯著為負，但考慮到二次交互項系數大小僅處于0.001水平，不具有經濟上的顯著性，因此更多地考慮企業規模與環境規制一次交互項的影響，這表明企業規模在環境規制與企業技術創新績效之間起到了正向調節的作用，驗證了假設H5。企業規模越大，資金實力越強，因此面對環境規制政策時“成本效應”對企業技術創新所造成的負面影響就更小，同時為了在市場中始終占有一席之地，規模較大的企業會自主投入更多資源進行技術創新，以實現企業可持續發展。

表4 調節效應檢驗結果

4.5 相關控制變量結果分析

在控制變量中值得注意的是，企業所在地的經濟發展水平和政府產業投資對企業的技術創新績效具有較為顯著的正向促進作用?？赡艿脑蛟谟谝粋€地區的經濟發展水平越高，其市場化程度可能就更高，行業內的競爭可能也就更激烈，企業為了能夠在競爭中脫穎而出會加大技術創新投入力度，以形成自己的技術優勢，并且政府的產業投資也在一定程度上減輕了企業的成本壓力，因此企業的技術創新績效也會隨之提高。另外，從回歸結果來看，政府企業補助對企業技術創新績效會產生相對較小的正向影響，企業的資產流動性以及負債率影響表現出不確定性。

4.6 穩健性檢驗

本文借鑒鞠雪楠等(2020)的做法，適當縮小樣本進行穩健性檢驗。所選樣本中上海的企業相對較多，為了防止地區固定效應給實證結果造成一定影響，選擇剔除部分上海企業作為子樣本來進行穩健性檢驗。檢驗結果見表5，所有模型中的核心解釋變量、中介變量以及調節變量系數的方向和顯著性都未發生顯著變化，因此研究結果具有可靠性。

表5 穩健性檢驗結果

5 結論及政策啟示

5.1 研究結論

綜上所述，結論如下：①環境規制與企業技術創新績效之間存在先抑制后促進的“U”型關系；②環境規制對企業內生創新努力的影響也呈“U”型非線性關系；③內生創新努力在環境規制與企業技術創新績效之間具有正向中介效應，且環境規制主要通過內生創新努力影響企業技術創新績效；④企業規模在環境規制對企業技術創新績效的作用中具有正向調節效應；⑤企業所在地的經濟發展水平和政府產業投資對企業的技術創新績效具有較為顯著的正向促進作用。

5.2 政策啟示

(1)適當提高環境規制強度。研究結果中環境規制對企業的技術創新績效呈“U”型影響，即環境規制對企業創新的影響在前期呈負相關，在到達一定程度之后，呈正相關，這說明合理的環境規制強度才會促進企業技術創新績效的提高?；诖私Y論，可以得出各地政府要根據各地區的實際情況與所屬具體行業，因地制宜，明確環境規制目標，在企業可接受的程度下適當提高環境規制強度，選擇和實施合適的環境規制政策，以此為抓手推動企業進行技術創新。

(2)加大技術創新政策支持。研究發現，環境規制主要通過影響企業的內生創新努力來影響其技術創新績效。因此，對于企業技術創新，政府應加大政策支持，如加大政府財政補貼、環境研發補貼以及加大稅費減免力度，堅持“大眾創業，萬眾創新”理念，完善科研成果保護、激勵機制，使企業能夠有更多資金和資源，有更大的動力投入到研發中。同時政府與社會應加大高質量科技創新人才的引進與培養力度，使得新生技術創新力量不斷產生，更好地服務于企業與社會，源源不斷地為企業內生創新努力注入新鮮血液，從而提高企業的技術創新績效。

(3)積極營造良好的技術創新環境。良好的技術創新環境對一個行業或企業的創新至關重要，使得企業之間能夠就相同或相似的技術創新問題進行積極交流，多方協同推進，從而優化資源配置，大大提高企業技術創新的效率和質量，實現社會多主體之間的互利共贏。因此政府可綜合我國科技、社會以及經濟發展狀況，對科技創新環境進行管理，形成激勵機制，發揮行業內部專家在技術創新過程中的積極性與能動性，并建設起跨地域、跨行業的企業間技術創新交流合作機制及組織，實現企業技術創新的提質增效。

(4)堅持發展經濟并加大產業投資。研究結論表明企業所在地的經濟發展水平和政府產業投資對企業的技術創新績效具有促進作用。因此政府應繼續堅持開放的經濟政策，進一步促進市場化進程，使市場更具活力，從而激勵企業為了提高市場競爭力進行技術創新，同時要合理配置資源，適當加大對于重點產業以及新興產業的投資與扶持力度，為企業研發新技術增添動力，以提高企業技術創新績效。