环境规制对企业技术创新的影响机制研究——基于我国重污染行业上市公司的实证检验

崔登峰，李博文

（石河子大学 经济与管理学院，新疆 石河子832003）

一、引 言

习近平指出：“我们在生态环境方面欠账太多了，如果不从现在就把这项工作紧紧抓起来，将来会付出更大的代价。”坚决打好污染防治攻坚战，走绿色可持续发展道路，是党的十九大作出的重大决策部署。习近平还指出，坚持人与自然和谐共生，必须树立和践行绿水青山就是金山银山的理念，坚持节约资源和保护环境的基本国策。现阶段我国经济发展中高污染、高耗能现象仍然突出，存在环境污染外部性市场失灵问题。因此，当前所面临的环境问题迫切需要通过适当的干预来实现绿色增长模式，而环境规制是政府解决环境问题“市场失灵”的重要手段。习近平强调：“只有实行最严格的制度、最严密的法治，才能为生态文明建设提供可靠保障。”在资源环境制度约束条件下，企业为尽快适应低污染、低耗能的经济结构，保持竞争优势，就要时刻进行创新[1]102-109，通过技术创新促进结构升级并实现经济发展和生态文明建设共赢局面。

关于环境规制与技术创新之间的关系研究，是新世纪以来学术界关注的热点，然而目前仍未达成共识。波特等从动态视角提出“波特假说”，认为恰当的环境规制激发企业技术创新活动，发挥创新补偿效应，提高生产率水平，最终能够实现环境质量改善和企业更具竞争力的“双赢”结果[2]168。国内学者周华等以中国企业为研究对象，佐证了上述的“波特假说”[3]8-18；也有学者在此基础上对其进行了扩展研究，认为环境规制能够激励企业技术创新[4]67-74。但Ramanathan 等认为环境规制对企业技术创新有抑制作用[5]1493-1513。综上，环境规制与企业技术创新的关系可能会因影响环境因素不同而有所不同，不能笼统地认为环境规制促进或者抑制企业技术创新。现代管理学大师彼得·德鲁克（1954）认为企业在生产经营过程中，企业有且仅有营销和创新这两种基本职能。已有研究进一步表明营销和创新并不是两种完全独立的职能，营销能力的优势能够充分体现在竞争力较强的企业之中，而技术创新对于企业而言是生存与发展的基石。基于资源基础理论，企业在创新过程中所需的资源可以有效结合营销能力，通过资源有效整合从而促进技术创新。然而，通过对已有文献梳理发现，截至目前学者们在环境规制对企业技术创新的影响方面研究较多，尚未发现从营销能力视角研究环境规制对企业技术创新的影响。正是基于此，本文选择环境规制影响较为显著的重污染行业为研究对象，以2011—2015 年沪深A 股128 家重污染上市公司数据为样本，试图探究营销能力是否在环境规制与企业技术创新之间起中介作用。

技术创新特有的高风险性和不确定性，使得具有风险规避倾向的经营者在技术创新中因存在代理行为，在一定程度上会相对忽视企业的技术创新[6]18-25。而董事会治理是建立有效公司治理的前提，可以有效地推动经营者进行企业技术创新。由此可见，我们有必要探讨董事会治理在环境规制与技术创新之间的联系，进一步研究其是否在环境规制与企业技术创新之间起调节作用。基于此，本文应用资源基础理论，将环境规制、营销能力和企业技术创新置于同一框架下，进一步厘清它们之间的关系以及作用机制，并予以实证检验验证，以期为我国在经济新常态下转变经济发展方式实现绿色发展提供一定的理论参考。

二、文献回顾与理论假设

（一）环境规制与企业技术创新

环境规制是指国家为了保护环境而采取的对经济活动具有限制性的一切法律、政策、措施及其实施过程[7]91-97。由制度经济学理论得知，国家制定的环境规制就是对企业环境行为的一种制度约束。在当前经济转型时期，技术创新不仅投资周期长，而且风险高、不确定性因素多，这导致企业缺乏实施技术创新的动力，此时就需要政府通过制度约束来解决这个棘手问题。

对于环境规制与企业技术创新二者之间的关系，国内外学者进行了大量的研究。譬如，Forest Reinhardt 以美国的企业为案例对象，通过理论分析认为企业在受到环境规制约束时，为了减少环境成本开支，他们进行技术创新，最终他们发现适宜的环境规制明显提升了企业竞争力[8]。环境规制会进一步激励企业进行创新来增加盈利能力，其增加的利润部分可以用来弥补环境成本[9]100-106。Acemoglu 等认为环境规制能够促进企业技术创新，从而促使生产者减少污染排放，且不会影响经济增长[10]131-166。国内学者黄平等（2010）以湖南省环洞庭湖区域的造纸企业为研究样本，发现环境规制与企业技术创新之间呈正相关关系。在此基础之上，王锋正等（2011）以高污染企业为样本，发现环境规制对创新具有正向促进作用。由此可知，环境规制会激发企业克服路径依赖，主动革新求变，并且迫使企业用技术创新来应对市场等环境变化带来的冲击，从而使企业实现内生经济增长的同时保持持续竞争优势。据此，本文提出假设1：

H1：环境规制对企业技术创新有显著的正向影响

（二）环境规制与营销能力

基于资源依赖理论，企业的生产经营活动不可能都在真空中进行，企业的生存和发展依赖于外部环境并对其作出反应（Rainer，2014）。Alexander等（2010），认为处于制度环境中的组织与其存在一种相互依存与相互改变的微妙关系，企业在环境中属于内生角色。环境规制趋严，是近年来中国制度环境的一个重大变化。依据新制度经济学理论，环境规制目的是促进企业将负外部性内部化，企业只有通过把握所处环境变化趋势，率先采取资源节约、环境友好、可持续发展措施，充分把握政府产业发展导向，有效整合各种资源更好地改进生产工艺流程、开发绿色新产品或新的生产技术，并率先将其引入市场，走出一条符合国家发展战略与要求、满足消费者绿色消费需求、树立企业良好社会责任形象的道路。营销能力是指企业在生产经营过程中能够综合运用自身所具备的有形或者无形的知识、技术和资源以满足市场需求，并最终赢得产品和服务的整合过程和能力[11]。企业优秀的营销能力，在不断趋紧的环境规制下，不仅能够帮助企业生产出符合消费者绿色消费需求的产品，并且能够在生产源头和过程实现能耗及原料减量化、亲环境化，实现工艺柔性再造、废物充分利用与再循环。由此可知，严厉的环境规制可引导企业积极寻找开发新能源，高效利用能源与原料，将废物变为可销售产品，控制环境污染途径，提高资源效率，去进一步优化企业冗余资源。由此可知，政府制定的环境规制能够进一步激发企业的营销能力，通过抢占市场先机提高企业的销售收入，走出一条绿色发展之路。据此，本文提出假设2：

H2：环境规制对营销能力有显著的正向影响

（三）营销能力与企业技术创新

创新理论的奠基人奥地利经济学家J.A.Schumpter（1912）认为，“创新”就是“建立一种新的生产函数”；在此基础上，管理学大师彼得·德鲁克（PeterF.Drucker）在《动荡年代的管理》一书中发展了创新理论，认为创新是赋予资源以新的创造财富能力的行为。依据资源基础理论，企业具有不同的有形和无形的资源，可以通过技术进步等将独特的资源转换成独特的能力，而这些能力能够帮助企业通过合理配置资源实现目标，建立竞争优势。企业优秀的营销能力，可借助市场调查与预测手段，发掘环境发展趋势与消费者需求变化，识别威胁、发掘新机会，充分利用并整合企业不同部门的资源，实现资源优化配置。如在企业研发阶段，消费者和市场需求以及市场的竞争情况需要被评估并整合到产品的研发创造过程中，营销能力对于辨识正确的研究方向和技术创新价值起到了非常重要的作用[12]545-553。企业技术创新并不是独立运行个体，需要营销支持并予以市场引导才能提高企业的竞争力。Amabile 等发现企业的营销能力能够促进企业资源的整合并对创新领域方面起推动作用[13]1154-1184。据此，本文提出假设3：

H3：营销能力对企业技术创新具有显著的正向影响

（四）营销能力的中介作用

由前文所述，环境规制对于企业的营销能力有很大的影响，而营销能力对于辨识正确的产品、工艺流程发展趋势以及技术创新价值均起到了非常重要的作用。企业的技术创新活动就是在最大化创新净收益，当创新的边际收益大于边际成本时，就会激励创新行为，反之则会抑制创新行为。当企业在进行一系列经营活动时，优秀的营销能力更有利于其创新成果实现商业化，创新生存的机率会更高，也会带来更高的期望收益，最终会激励企业的创新欲望，促使企业进行更多的技术创新活动。当企业面临严格环境规制，依据资源基础理论，企业会加大营销能力来有效整合资源，以减少资源的浪费，进而促使企业进行技术创新。由此本文可以推断营销能力可能会在环境规制与企业技术创新之间起着显著的中介作用。据此，本文提出假设4：

H4：营销能力在环境规制与企业技术创新之间起显著的中介作用

（五）董事会治理的调节作用

董事会治理作为公司治理的核心，是指董事会对于公司的发展战略、执行决策等作出的治理行为[14]。企业是技术创新的主体，董事会是现代企业治理制度的核心制度安排，毋庸置疑，其治理水平会对技术创新产生重要影响。此外，企业作为组织的一种表现形式，一方面董事会治理必然会受到环境规制的约束，另一方面其治理水平会在企业的生产经营活动中扮演着重要角色。更进一步来说，由于企业技术创新存在高不确定特点，这会额外增加创新风险度，董事会作为企业的最高决策机构，将会对公司的发展战略决策起到至关重要的作用。与此同时，董事会在污染企业中对于政府制定的环境规制相对于其他的利益相关者更加敏感，其作出的决策更加有利于企业技术创新。由此可见，董事会治理水平将会影响到环境规制的落实情况，进而影响到企业技术创新水平。基于以上分析，本研究提出假设5：

H5：董事会治理对环境规制与企业技术创新的关系具有调节作用，董事会治理水平越高，环境规制对企业技术创新的影响越大

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文使用中国证监会2012 年修订的《上市公司行业分类指引》的行业代码，对2003 年、2008 年和2011 年重污染行业标准进行整理，然后选取2011—2015 年沪深A 股上市的重污染行业的公司作为本文的研究样本进行分析①整理后的重污染行业代码是：B01、B03、B05、B07、C01、C03、C05、C11、C14、C31、C35、C41、C43、C61、C65、C67、C81、D01、H01、H03。。为保证数据有效性，本文综合借鉴颉茂华等[15]，王锋正等[14]361-369做法对数据进行如下处理：（1）剔除财务数据异常的ST、*ST 以及资产负债率大于1 的样本；（2）剔除所需指标缺失的样本；（3）对公司层面的连续变量进行1%和99%分位数“缩尾处理（Winsorization）”，以消除极端值的影响。最终，本文共得到640 个观测值。其中，技术创新数据及财务数据来自CSMAR数据库，环境规制数据来自《中国环境统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》。数据汇总整理采用Excel，数据分析采用stata14.0。

利用热重分析仪，在空气气氛下，将30 mg不同钙硫比的煤粉样品以20 ℃/min升温速率，从30 ℃升至1 000 ℃所得热重曲线(TG、DTG曲线)如图8所示，采用TG-DTG切线方法[15]，确定其着火温度。

（二）变量测量

1.被解释变量：企业技术创新（Innovation）。主要有以下几种衡量方式：一是技术创新的投入，主要包括研发费用支出、研发人员投入等表示投入的指标；二是技术创新的产出，主要包括新产品的数量、新产品的销售额以及专利的数量等表示产出的指标；三是技术创新的效率，主要通过对创新投入和创新产出的比较计算得到投入产出效率。由于研究开发经费支出能够体现出企业对于创新资源和技术要素的投入，对企业技术创新具有较大的影响作用，因此本文借鉴颉茂华等[15]106-113的衡量方法，采用研究开发经费占主营业务收入比例（R&D）来衡量企业技术创新能力（Innovation）。

2.解释变量：环境规制（ERI）。随着环境规制强度不断加大，企业花费在环境污染防治上的成本也会不断增加，因此本文借鉴王国印等[16]100-112的衡量方法，采用环境污染治理成本度量环境规制强度，以每单位工业产值增加值的污染治理成本作为环境规制强度的衡量指标，具体计算公式为：环境规制强度=污染治理成本/（工业产值增加值）。其中，污染治理成本用各省市的污染治理投资完成额代替。

3.中介变量：营销能力（MC）。关于营销能力的测量，为避免主观因素的影响，本文借鉴崔登峰和邵伟[17]34-144]的衡量方法，选取销售费用、销售人员比例和存货周转率这三个指标的综合因子来衡量。即“营销能力”综合因子= 销售费用×该因子方差贡献率＋销售人员比例×该因子方差贡献率＋存货周转率×该因子方差贡献率。

4.调节变量：董事会治理（BG）。董事会治理是指董事会各项职能发挥的效果。由于独立董事与企业之间的利益冲突较小，能够较好地协调所有者与管理者的利益，所以比例较大的独立董事在董事会中的话语权以及监督权相对更大，对董事会决策监督行为的影响就会更大。因此，本文参照黄波和陈正旭[18]11-22的衡量方法，用独立董事占比(BG)来衡量董事会治理。

5.其他控制变量：为提升模型精准度，本文在黎文靖等[19]60-73相关研究基础上，选取资本结构（Lev）、公司规模（Size）、盈利能力（Roa）、经营活动现金流量（Cfo）、固定资产比例（Tangible）、股权集中度（Oc）、企业年龄（Age）、产权性质（State）为控制变量。此外，控制变量还选取了年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Ind）。具体各变量定义如表1。

表1 变量定义

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

为控制极端值对检验结果带来的误差和影响，所有连续变量在1%和99%分位数上实施了“缩尾处理”。描述性统计结果如表2 所示。从本文关注的主要变量来看，企业技术创新（R&D）的平均值为0.038，标准差为0.026，说明重污染企业的技术创新程度普遍偏低，各企业技术创新投入差距较小。环境规制（ERI）强度的最小值为0，最大值为0.028，均值为0.003，表明环境规制在不同省份或不同年份存在较大的差异。营销能力（MC）的最小值为0.223，最大值为9.603，均值为1.806，说明各企业对营销的投入存在巨大差异。董事会治理（BG）的标准差为0.084，说明不同企业独立董事占比基本没有太大的差异。

表2 描述性统计分析

（二）相关性分析

表3 给出了变量的Pearson 相关系数。企业技术创新（R&D）变量与环境规制（ERI）变量的相关系数为0.274，与营销能力（MC）的相关系数为0.353，说明在重污染行业中，环境规制及营销能力与企业技术创新均呈正相关关系，且相关系数分别在5%与1%的水平下显著，这与假设1 与假设3 一致；董事会治理（BG）与企业技术创新的相关系数为0.118，且在1%的水平下显著，说明董事会中独立董事的比例越大，越有可能促进企业技术创新，这与王锋正等（2018）[14]361-369的研究一致；环境规制与营销能力的相关系数为0.089，且在5%的水平下显著，表明环境规制与营销能力呈显著的正相关关系，与假设2 一致。从本文所关注的其他控制变量来看，资产负债率（Lev）、企业规模（Size）、盈利能力（ROA）、固定资产比例（Tangible）和终极控制人性质（State）等变量均对环境规制、营销能力与企业技术创新（R&D）有显著影响。其他控制变量也与以上变量存在一定的相关关系，变量间的相关系数基本全部小于0.5，VIF 的值为2.163，远小于10，说明变量之间不存在严重的多重共线性问题。

（三）多元回归分析

为提高回归分析的准确性，本文首先对面板数据进行模型筛选。由于本文属于静态面板数据，因此在面板数据模型形式的选择方法上，本文采用常用的Hausman 检验对固定效应模型和随机效应模型进行筛选，最终接受原假设，选择固定效应模型进行以下的回归分析。

表3 变量的相关性分析

1.环境规制与企业技术创新：营销能力的中介作用

营销能力中介作用检验主要采用Baron &Kenny[20]1173-1182的层次回归方法，结果见表4。具体检验步骤如下：（1）检验假设1。模型1 以所有的控制变量为自变量，以企业技术创新为因变量，结果显示Size（β=0.042，p＜0.01）、Roa（β=0.017，p＜0.05）与Cfo（β=0.031，p＜0.05）均显著提升了企业技术创新，而Lev（β=-0.013，P＜0.05）、Tangible（β=-0.027，p＜0.01）与Oc（β=-0.014，p＜0.05）均显著降低了企业技术创新；模型2 在模型1 的基础上加入自变量环境规制（ERI），回归结果显示ERI 与企业技术创新（R&D）显著正相关（β=0.881，p＜0.05），且加入该变量后模型2 的解释度较模型1 有了明显改善（△R2=3.6%），假设1 得到支持。（2）检验假设2。模型3 以营销能力（MC）为自变量，以R&D 为因变量，回归结果显示MC 与R&D 显著正相关（β=0.374，p＜0.01），假设2 得到支持。（3）检验假设3。模型4以MC 为因变量，ERI 为自变量，回归结果显示ERI 与MC 显著正相关（β=0.717，p＜0.05），假设3得到支持。（4）检验假设4。模型5 在模型4 的基础上加入中介变量MC，对比模型4 与模型5 的回归结果，在引入中介变量MC 后，ERI 与R&D 间的系数由β=0.881（p＜0.05）变为β=0.619（p＜0.05），但MC 与R&D 仍显著正相关（β=0.366，p＜0.01），回归结果表明MC 在ERI 与R&D 之间起部分中介作用，假设4 得到支持。通过对MC 部分中介作用的验证表明，当环境规制（ERI）变动一个标准差时，企业技术创新（R&D）将变动0.881 个标准差，其中0.262 是ERI 通过中介变量营销能力（MC）对R&D起作用，而余下的0.619 则ERI 直接对企业R&D起作用。中介效应占总效应的 29.74%(=0.262/0.881)。

2.环境规制与企业技术创新：董事会治理调节作用

为验证董事会治理（BG）的调节作用，本文借鉴温忠麟等[21]448-452做法，首先将自变量与调节变量进行标准化处理，之后再将它们相乘放入模型中检验（见表4 模型6 和模型7）。模型6 在模型5 的基础上加入调节变量董事会治理（BG），回归结果表明ERI、MC 与BG 均与企业技术创新（R&D）呈正相关；模型7 在模型6 的基础上加入ERI 与BG的交互项（ERI* BG），可以看出模型7 的解释度较模型6 得到了一定的改善（△R2=3.9%，p＜0.01）。尽管加入交互项之后，△R2的增加幅度较小，但交互项的回归系数仍较为显著（β=0.408，p＜0.05），充分验证了BG 的调节作用。Chaplin[22]143-178研究指出，因控制了主效应，调节作用的影响程度都是很小的，但如果样本量足够大，且交互项系数显著，其理论贡献也是非常重要的。综上假设5 得到支持。

（四）稳健性检验

为保证研究结论的可靠性，本文采用以下两种方法进行稳健性检验：

表4 层次回归分析结果

1.将环境规制滞后一期。Hamamoto 研究表明，环境规制（ERI）和企业技术创新（R&D）投入之间存在时间滞后[23]299-312，为避免研究过程中可能产生的内生性问题，本文借鉴颉茂华等[15]106-113的做法，在回归模型中将环境规制滞后一期，检验结果与前文研究无显著差异，H1-H5 均得到验证。

2.替换企业技术创新衡量指标。Scherer（1965）认为专利数据是衡量行业竞争激励下的创新产出的较好指标，它更能体现创新的成果和效率，选择发明专利申请数量来衡量企业创新，对筛选出来的样本进行稳健性检验，其回归结果与前文研究无显著差异，H1-H5 均得到验证，这说明本文研究结果比较稳健。限于文章篇幅，稳健性检验结果不再单独列式。

五、研究结论与启示

（一）研究结论

本文基于资源基础理论，以2011—2015 年A股重污染上市公司为研究样本，实证检验了环境规制、营销能力与企业技术创新的关系以及董事会治理的调节效应，并得出三个主要结论：（1）环境规制对营销能力与企业技术创新均有显著的正向影响；当环境规制严格的时候，会迫使企业改变路径依赖，加大内部资源整合能力，革新求变并进一步促使企业进行技术创新。（2）营销能力在环境规制与企业技术创新之间起部分中介作用；当加大环境规制力度时，企业在整合内部资源能力的同时自身也进行技术创新。（3）董事会治理在环境规制与企业技术创新之间起显著的正向调节作用，董事会治理水平越高，环境规制对企业技术创新的影响越大。

（二）研究启示

根据研究结论，本文得出以下三点启示：

第一，面对当前环境保护压力不断持续加大现状，应改革各级政府经济社会发展考核评价体系、建立责任追究制度；政府相关部门在制定污染行业最严格的制度、最严密的法制等环境规制基础上，也应制定鼓励污染企业实施技术创新的激励措施，充分激励污染企业进行更多的技术创新、有效整合企业内部资源，引导污染企业通过技术创新手段来解决环境污染问题。

第二，企业营销与创新两大职能不是独立运行的，有效的技术创新需要在有效市场需求引导下实现；而营销不仅仅是销售，市场营销包括收集市场和消费者需求信息、创造和传递满足消费者与利益相关者价值等过程，拥有较强市场营销能力的企业能够把握市场先机，引领技术创新，取得市场竞争优势。此外，当企业在面临严格环境规制时，为尽快适应制度要求、塑造良好企业形象、提升自身竞争力，企业实施进一步强化企业营销能力推动企业技术创的新举措，已成为必然选择。

第三，当前我国经济发展正步入转型时期，创新是企业发展根本驱动力。科学合理的董事会治理结构及水平能够保障企业系统、科学、合理决策；在国家资源环境约束不断强化趋势下，重污染企业通过强化技术创新来实现污染防治、提质增效，担负企业社会责任，树立良好的企业形象，从而实现企业长远健康发展。