环境规制、政府补贴与企业研发投入

耿晔强 李园园

摘要：以2005—2007年中国工业企业数据为样本来实证检验环境规制对企业研发投入的影响，从整体上看，发现企业研发投入会随着环境规制的逐渐增强呈现先降后升的U型趋势，即当企业面对的环境成本较低时，企业加大研发投入进行清洁生产和技术升级的意愿就比较低;而当环境规制超过一定强度后，环境成本的增加就会迫使企业加大研发投入。进一步来看，如果考虑企业的异质性，我们会发现按照企业所在区域和出口状态划分样本后，环境规制与企业研发投入仍然呈U型关系;而按照企业的污染类型划分样本后，对于重度污染企业和中度污染企业，环境规制强度对企业研发投入的影响呈U型关系，但对于轻度污染企业而言，环境规制强度对企业研发投入呈倒U型关系。因此，地方政府要制定合理的环境政策，继续加大环境规制强度，灵活使用环境规制工具，确保环境税、排污权交易等市场化政策工具有效运行，鼓励企业提高研发水平，实现技术升级和清洁生产。

关键词：政府补贴;环境规制强度;企业研发投入;制造业企业

基金项目：国家社会科学基金青年项目“经济全球化新趋势下中国与新兴市场国家贸易合作战略及政策研究”（项目编号：12CJY076）;山西省软科学研究项目“山西省农业产业集群发展研究”（项目编号：2015041017-2）

中图分类号：F270    文献标识码：A    文章编号：1003-854X（2019）07-0011-10

一、引言

改革开放40多年以来，中国虽然取得了举世瞩目的发展成就，但同时也为此付出了惨痛的环境和资源代价。当前，环境问题已严重影响到公众的健康和经济的可持续发展。为此，党的十九大明确提出要“坚持节约资源和保护环境的基本国策”。同时，2018年1月1日《中华人民共和国环境保护税法》正式实施，不仅以法律的形式确定了“污染者付费”的原则，其优惠政策也鼓励企业加大研发力度，节能减排，实现技术升级和清洁生产。

毋庸置疑，提高企业的研发投入，增强企业的技术创新能力，是中國经济实现绿色可持续发展的重要途径。实际上，中国的研发投入已经取得了长足的发展，据《2017年全国科技经费投入统计公报》显示，2013—2016年间中国R&D经费以每年11.1%的速度增长，增长速度高于欧美等发达国家。同时，企业作为微观经济主体是全社会研发经费增长的主力军，在2017年对全社会研发经费增长的贡献率高达78.6%。但尽管如此，中国企业的创新能力仍与发达国家相差甚远，仅有七家企业入围“2018年福布斯全球最具创新力企业榜”。可见，企业的研发创新能力还有待提高。企业的研发投入受多种因素的影响，其中，由于地方政府对环境问题越来越重视，环境规制也成为影响企业研发投入的重要因素之一。

近年来环境规制与企业研发投入的关系引起了学者们的广泛关注。关于环境规制与企业研发投入之间的关系，学术界还未达成共识。部分学者认为环境规制会对企业研发投入产生削弱作用，在他们看来，由于环境污染会产生负外部性，政府通过环境规制将环境污染造成的社会成本企业化。在技术资源不变的假设前提下，环境规制势必会增加企业的生产和运营成本，对企业的研发资金产生“挤出效应”，削弱企业的竞争力①。Palmer等也认为政府虽然可以采用多种环境规制形式，但无论哪种形式都会增加企业的生产负担，企业预期的研发收益就会降低，企业的研发投入也会减少②。

然而，波特（Porter）认为上述观点可能并不准确。波特（Porter）打破新古典的静态分析框架，从动态的角度阐述了设置合理的环境规制将激励企业进行创新活动，即“创新补偿”（Innovation Offsets）可以弥补“合规成本”（Cost of Regulation Compliance），这被称为“波特假说”③。企业在环境规制的压力下进行技术创新的目的虽然是为了遵守政府的规定，但企业通过技术创新也可能会降低生产成本，从而企业的效益得到提高，企业更有意愿进行研发创新活动④。如果“波特假说”成立，那就意味着环境规制如果设置合理，就能促进企业加大研发投入。

随后，国外的很多学者大多通过理论模型推导或者实证检验来验证“波特假说”的合理性，证明了环境规制能够促进企业加大研发投入。如Mohr使用一般均衡的框架，研究表明环境规制将迫使企业承担学习新技术的成本，并采用新技术进行生产⑤。Ambec and Barla的研究则表明环境规制可以降低委托人付给代理人的信息租金成本，从而促进企业的研发投入⑥。Hamamoto的研究发现环境规制对部分行业的整体研发水平有促进作用⑦;Nidumolu等也认为政策制定者所实施的环境规制迫使企业采取可持续的生产方式，虽然这样的生产短期内不会给企业带来直接的经济利益，但长期来看如果企业将合规视为一种机遇，将促使企业在组织和技术上得到创新⑧。

国内也有学者关注环境规制对企业研发的影响。如郭妍和张立光以1998—2012年的省级面板数据为样本，研究发现环境规制强度的增加对工业企业研发投入有促进作用⑨。蒋为则运用世界银行2003年对中国企业营商环境的问卷调查数据，研究发现环境规制对中国制造业企业的创新有显著的促进作用，进一步地，强调环境规制的增加将使企业更加倾向于加大研发投资额度⑩。谢荣辉运用2000—2012年的省级面板数据，研究表明环境规制对研发投入有显著的激励作用。刘悦和周默涵通过理论模型分析，发现短期来看环境规制会增加企业成本，但长期来看，由于生产率低的企业被迫退出市场，存活的企业所面临的竞争就会下降，这时企业的预期利润就会上升，企业就会加大研发投资。

以上文献虽然已经探讨了环境规制对企业研发投入的影响，但实证检验多是从行业层面或省级层面来进行分析的。另外，本文认为环境规制与企业研发投入之间并不是简单的线性关系。鉴于此，我们尝试从以下两方面进行拓展：（1）将环境规制行业指标与制造业企业微观数据相结合，以微观企业视角通过理论模型分析环境规制与企业研发投入的影响，并采用中国制造业企业数据进行实证检验。（2）通过企业所在区域、出口状态及污染类型的不同划分企业样本，讨论环境规制对不同类型企业研发投入的影响是否一致，从而为政府制定合理高效的环境政策提供有益参考。

二、理论框架与研究假说

本文借鉴Selden and Song、张成等的分析框架，探讨环境规制如何影响企业的研发投入决策。

1. 基本假设

三、计量模型、指标设定与描述性统计结果

1. 计量模型

为探讨环境规制强度与企业研发投入之间的关系，本文的基本计量模型设定如下：

InRDabct=β0+β1ersabct+β2ers2abct+β3Xabct+Va+Vb+θabct（15）

其中，InRDabct为a地区b行业c企业在t时间的研发投入的对数形式，ersabct为环境规制强度。为了检验环境规制强度与企业研发投入之间是否存在U型关系，我们引入环境规制强度的平方项。Xabct为相关控制变量，Va和Vb分别表示企业的地区固定效应和行业固定效应，θabct为随机误差项。

2. 指标设定

（1）数据说明。本文环境规制指标所需要的污染排放数据来源于《中国环境统计年报》和《中国能源统计年鉴》，企业研发投入及控制变量的相关数据来源于《中国工业企业数据库》。由于本文研究所用的研发费用数据仅在2005—2007年有连续的数据，所以我们的样本区间选为2005—2007年。为了保证数据的准确性和完整性，本文借鉴Brandt等  及谢千里等  使用的方法对工业企业数据库作出如下处理：第一，剔除关键性指标缺失的观测值，如研发费用、企业年龄、销售收入等;第二，剔除不在营业状态的企业;第三，剔除明显不符合会计准则的观测值，如当期折旧大于累计折旧、总资产小于流动资产、总资产小于固定资产净值等;第四，剔除营业年龄不足1年的企业;第五，剔除从业人数小于8及不满足规模以上标准的观测值。

（2）主要指标的度量。一是环境规制强度（ers）。目前学术界关于环境规制的度量并没有达成一致，国内外学者关于环境规制的度量方法大体可以划分为直接度量和间接度量两种：直接度量包括用不同污染物的排放密度、某种污染物的排放量、治理污染的总投资与工业产值的比值来度量环境规制;间接度量包括用环境政策的数量、人均收入水平等来度量环境规制。相比上述单一的指标，本文采用综合指数法来构建行业环境规制强度的评价体系。我们采取了废水排放达标率、二氧化硫去除率及固体废弃物综合利用率这三个指标来度量环境规制强度。二是企业研发投入（lnrc）。对于企业研发投入指标，目前主要使用三种方式来衡量企业研发强度，即企业研发支出的自然对数、研究开发费用占企业总营业收入的比值和研究开发费用与总资产的比值。本文借鉴孙菁等的做法，以研发支出的自然对数来作为企业研发投入（lnrc）的替代指标，并使用另外两种指标进行稳健性检验。

（3）控制变量。为了使估计结果稳健，本文依据理论模型和既有文献的做法，将控制变量设定如下：一是政府补贴强度（subsidyq），本文用政府补贴强度与企业营业收入的比值来衡量政府补贴强度;政府补贴有利于缓解企业研发投入的融资约束，激励企业进行研发创新活动，因此，预期符号为正;二是企业规模（lnpeople），本文用企业所雇佣员工人数的对数来衡量企业规模。规模大的企业有实现规模经济的优势，同时更易把握市场机会、处理信息以及抵抗风险，因此，预期符号为正;三是企业资本劳动比（capital），本文用企业固定资产净值年平均余额与企业员工数量的比值来表示企业的资本劳动比，一般来说，资本密集度越高的企业越重视企业的研发投入，因此，预期符号为正;四是人均工资（pw），本文用企业的年应付工资总额与企业的年平均从业人数的比值来衡量企业的人均工资水平。人均工资水平通常可以反映企业的技术密集度，一般来说，技术密集度越高的企业，企业的研发能力也就越强，因此，预期符号为正;五是企业年龄（lnage），本文用企业当年年份与成立年份差值的自然对数来衡量企业年龄。依据企业生命周期理论，企业处在不同的成长阶段会采取不同的经营战略，企业在成熟阶段以后会因为“因循守旧”出现经营战略保守等问题，导致企业的研发动机下降。因而，由于企业研发投入会随着企业年龄的增加呈现先升后降的倒U型趋势，我们在回归方程中加入了企业年龄的一次项及二次项。依据既有研究，我们预期企业年龄的一次项符号为正，企业年龄的二次项符号为负。

3. 各变量描述性统计结果

结合上述指标设定和相关变量的选取，各主要变量的描述性统计结果见表1。

四、实证分析

1. 基准回归结果

为全面考察环境规制与企业研发投入之间的关系，我们借鉴徐保昌和谢建国的研究思路，在计量检验的过程中增加了不含环境规制强度二次项的基础回归。同时，我们通过逐步添加控制变量来确保研究结果的稳健性。本文通过观察环境规制强度及其二次项的系数变化，对文中提出的研究假说进行检验，回归结果见表2。

表2中第（2）—（8）列中的回归结果显示，环境规制强度一次项的回归系数在1%的水平上显著为负，环境规制强度的二次项系数在1%水平上显著为正，体现出环境规制强度对企业研发投入的影响呈U型特征。可能的原因在于当环境规制强度较弱时，企业的研发意愿不强烈，企业更愿意将资金用于交相应的污染罚款，因而企业的研发资金就受到挤占。只有环境规制强度超过一定水平才会迫使企业加大研发投入。这一结果使得本文的研究假定得到验证。进一步地，通过第（3）—（8）列可以看出，在逐步纳入其他控制变量后，环境规制强度及其二次项的系数仍然在1%的水平下显著，可见环境规制强度对企业研发投入的U型关系保持稳定，这进一步支持了本文的研究假定。特别地，表2中第（1）列显示了环境规制强度在5%的水平上显著为负，这说明在线性拟合情形下，环境规制强度阻碍了企业研发投入的提升。

与此同时，其他控制变量的估计结果与我们的预期一致。从第（3）—（8）列的回归结果可见，政府补贴强度的回归系数显著为正，说明政府补贴强度对企业研发投入有显著的促进作用，政府补贴可以有效缓解企业的融资难问题，促使企业加大研发投入;企业规模的回归系数显著为正，说明一方面大规模的企业容易实现规模经济，另一方面企业的规模越大，其对市场的把控、处理信息能力以及抵抗风险的能力也就越强，因而企业规模显著促进了企业研发投入的提升;企业资本劳动比的回归系数显著为正，企业资本劳动比越高的企业越重视企业的研发活动，因此两者呈正相关的关系;人均工资的系数显著为正，企业人均工资越高，说明企业员工所掌握的技能越高，同时也能反映企业对人才的重视，因此企业的研发投入也会越高;企业年龄的一次项系数显著为正，企业年龄的二次项系数显著为负，说明随着企业年龄的增加，“因循守旧”的弊病导致企业研发動力不足，企业年龄与企业研发之间呈“倒U型”的关系，即企业的研发投入会随着企业年龄的增加先上升、后下降，这与已有的研究结果一致。

2. 分样本回归结果

（1）分区域类型子样本回归结果。表2的基准回归结果说明，环境规制与企业研发投入之间呈现U型关系，环境规制超过一定强度，企业才会有意愿增加研发投入。然而，由于我国东部和中西部地区经济发展水平差异大，在环境规制政策上存在较大差距，仅从总体层面考察环境规制强度对企业研发投入的影响，无法反映不同区域特征下环境规制对企业研发投入的影响差异。因此，本文依据中国30个省份将制造业企业分为东部和中西部两组，回归结果见表3。

依据表3第（3）—（4）列，东部和中西部地区的企业环境规制强度的一次项回归系数均在5%的水平上显著为负，环境规制强度的二次项系数均在5%的水平上显著为正，说明环境规制强度与企业研发投入呈U型关系，较低的环境规制强度不能夠刺激企业加大研发投入，只有环境规制超过一定强度才能迫使企业加大研发投入。这也证明了环境规制对企业研发投入的影响没有体现出区域差异。

表3第（1）—（2）虚拟变量回归系数显示，相对于东部地区的企业，对中西部地区实施的环境规制不利于企业研发投入的增加，可能的原因是中西部地区的环境规制形式不合理。环境规制对企业的影响主要是通过环境规制强度和环境规制形式，环境规制形式又分为命令控制型和经济激励型。由于中西部地区经济发展较东部地区落后，中西部地区应将命令控制型与经济激励型环境规制政策搭配使用。其他控制变量的回归显示，控制变量对不同区域内企业研发投入的影响是一致的，没有反映出明显的区域差异。

（2）分出口状态类型子样本回归结果。除了企业所在区域的不同，考虑到出口企业与非出口企业的创新能力也存在较大差异，环境规制强度对不同出口状态企业研发投入的影响又是否一致呢？本文根据工业企业数据库中企业是否报告出口交货值为依据，将制造业企业划分为出口企业和非出口企业两组。回归结果见表4。

依据表4第（3）—（4）列显示的估计结果，出口企业和非出口企业的环境规制强度的一次项回归系数均在1%的水平上显著为负，环境规制强度的二次项系数均在10%水平上显著为正，说明随着环境规制强度的增强，企业研发投入呈现先降后升的U型趋势。说明较低的环境规制强度不足以激励企业加大研发投入，只有环境规制强度超过一定强度，才会迫使企业承担采用新技术和新设备的成本，加大研发投入进行技术升级。这也证明了环境规制强度对企业研发投入的影响并未因为企业的出口状态的不同而存在差异。

依据表4第（1）—（2）列虚拟变量回归系数显示，相对于出口企业，环境规制不利于促进非出口企业的研发投入的增加。可能的原因是，在世界各国环境壁垒的压力下，出口企业一方面可以通过竞争效应、规模经济效应和出口的“干中学效应”，来激励企业增加研发投入;另一方面相比于非出口企业，出口企业面对国际市场上的竞争力更激烈，为了不在全球化的市场竞争中被淘汰，出口企业必须加大研发投入，来培养自身的竞争优势。其他控制变量的回归结果显示，不同出口状态企业中各控制变量对企业研发投入的影响并没有因企业的出口状态不同而存在差异。

（3）分污染类型子样本回归结果。不同污染类型的企业，由于其在生产中污染排放量的不同，其在环境规制的监管下面临的压力也就不同。因此，本文借鉴赵细康的方法，计算出我国20个制造业行业的污染密度，并借鉴徐敏燕等的研究结果，将制造业企业划分为重度污染企业、中度污染企业和轻度污染企业，进一步考察本文的结论是否成立。回归分析结果见表5。

根据表5的回归结果，我们可以发现，重度污染和中度污染企业的环境规制强度的一次项系数和二次项系数符号分别是负号和正号，并且在1%水平上显著。该结果符合本文的最初假说，即环境规制强度与企业研发投入呈U型关系，环境规制存在一个适宜的强度。当环境规制低于这一强度时，环境规制将阻碍企业研发投入的增加，当环境规制高于这一强度时，环境规制将促使企业加大研发投入。

值得注意的是，轻度污染企业的环境规制强度的一次项系数和二次项系数符号分别为正号和负号，且一次项系数在统计意义上并不显著，说明随着环境规制强度的不断增强，企业研发投入呈现出先升后降的倒U型的发展趋势。可能的解释是轻度污染企业的要素投入结构中，固定资产投入比重较低，企业对环境规制的容忍程度较低，环境技术的调整成本较低，企业加大研发投入的意愿较高，因而在环境规制强度提高的初期，轻度污染企业就会加大企业研发投入，直到环境规制强度超过企业所能接受的程度后，轻度污染企业就会逐渐减少研发投入。

3. 不同研发类型的识别

企业研发投入分为在已有产品基础上的生产研发和对新产品的研发两种类型。实际上，由于规模经济效应的存在，企业在生产研发时的可变成本就会降低，从而企业的边际利润得到提高。而企业增加对新产品的研发投入会丰富企业的产品种类，扩大消费者对本企业产品的需求，但新产品的生产也会造成企业内部各种产品间的自我蚕食。可见，企业的研发资金到底是倾向于生产研发还是对新产品的研发，不仅取决于企业间产品的替代性和不同企业初始的市场份额，还取决于企业内部产品的替代性。

在上文的分析中，我们采用研发投入的自然对数作为被解释变量，接下来我们对研发类型进行细分，探讨环境规制对企业新产品研发的影响。由于工业企业数据库中并没有对企业的研发投入进行更细致的区分，我们选取新产品产值来作为新产品研发的代理变量。表6中列出了本文使用最小二乘法，逐步添加控制变量来检验环境规制对企业新产品研发的结果。表6中第（2）—（8）列中的回归结果显示，环境规制强度的回归系数均在1%的水平上显著为负，环境规制强度的二次项系数均在1%水平上显著为正，可以看出环境规制对企业新产品研发的影响仍然呈U型关系。我们比较表1中的式（8）与表6中的式（8）中环境规制的一次项及二次项的系数，可以发现环境规制对企业新产品研发的影响要大于对企业总的研发投入的影响，新产品研发需要企业更高的创新能力。可见，只要设置合理的环境规制强度，也可以激发企业的创新能力。

4. 稳健性检验

（1）工具变量稳健性检验。考虑到环境规制与企业研发投入之间可能存在的内生性问题，我们使用工具变量法对其进行处理。根据傅京燕等研究中的类似做法，运用标准煤和环境规制强度的滞后一期作为环境规制强度的工具变量，并采用2SLS方法进行估计。其中分行业能源消费总量标准煤的数据来源于《中国能源统计年鉴》。在进行稳健性检验前，我们首先对工具变量是否有效及是否存在弱工具变量进行检验。本文通过对工具变量进行过度识别检验，即通过Sagan检验来观察工具变量是否有效，结果显示P值为0.1，故接受原假设，认为标准煤和环境规制强度滞后一期这两个工具变量外生，因此验证了这两个工具变量的有效性。其次，本文通过观察Sheas partial R2和F统计量来检验模型是否存在弱工具变量，结果显示Sheas partial R2为0.2，且F统计量的P值为0。因此我们拒绝“弱工具变量”的原假设，即认为不存在弱工具变量。

估计结果如表7（1）列所示，环境规制强度的一次项系数在1%的水平上显著为负，环境规制强度的二次项系数在1%的水平上显著为正，这一结果表明，环境规制强度对企业研发投入的影响呈U型特征，说明本文的估计结果在处理了内生性问题以后依然稳健。

（2）替代变量稳健性检验。为进一步保证回归结果的稳健性，我们使用rdq1（研究开发费用/主营业务收入）和rdq2（研究开发费用/总资产）作为企业研发投入的替代变量，以此作为本文稳健性检验的一部分。估计结果如表7（2）列和（3）列所示。从中可以看出替换企业研发投入的衡量指标后估计结果与基准回归结果一致，都反映出企业研发投入会随着环境规制强度的增加呈现出先降后升的U型趋势，说明环境规制强度对企业研发投入的影响具有良好的稳健性，不会因度量指标的不同而发生变化，进一步验证了本文结果的可靠性。

五、简要结论与政策建议

本文首先通过理论模型解释了环境规制影响企业研发投入的内在机制，进一步利用2005—2007年中国制造业企业数据，实证分析了环境规制强度对企业研发投入的影响，研究结果证明了本文的假说：环境规制强度与企业研发投入之间呈U型关系，当环境规制超过一定强度时才能“倒逼”企业加大研发投入。实证结果还表明在线性拟合情形下，环境规制强度阻碍了企业研发投入的增加。同时，本文通过分样本回归发现，环境规制对企业研发投入的影响，并不会因为企业所在区域不同或是出口状态不同而有所差异，但会因为企业的污染类型而存在差异，即对于重度污染企业和中度污染企业，环境规制强度对企业研发投入的影响呈U型关系，但对于轻度污染企业而言，环境规制强度对企业研发投入呈倒U 型关系。

基于以上分析，本文提出以下几点政策建议：

首先，面对当前严峻的环境污染问题，地方政府要积极响应党的十九大精神，树立“绿水青山就是金山银山”的理念，继续加大环境规制强度，灵活使用环境规制工具，充分发挥市场机制的决定作用，贯彻落实《中华人民共和国环境保护税法》，确保环境税、排污权交易等市场化政策工具有效运行。要注重利用环境政策来调动企业研发的潜力，发挥政府引导与市场主导的积极作用，推动绿色发展。

其次，由于目前中国各地区之间的经济发展水平差异大，以及各行业特性的不同，地方政府应实行差异化的环境规制政策，因地制宜的环境规制才能有效“倒逼”企业加大研发力度。具体来看主要有两点：一是依据本文研究结论，环境规制与企业研发投入存在非线性关系，因此地方政府不能盲目提高环境规制强度，而应根据地区差异和行业特性，有针对性地制定环境政策;二是要随着时间的推移和我国经济的发展状况，滚动修订环境规制强度，避免环境政策僵化于某一静态标准。

再次，政府要大力发展和支持环保产业，加大研发补贴，缓解这类企业在研发过程中所面临的资金短缺问题。具体来看主要有两点：一是政府应发挥我国金融市场资源配置的调节作用，完善企业融资渠道，营造良好的融资环境;二是政府不仅需要加大对企业的研发补贴，而且还需要加强对企业补贴资金用途的监管，确保资金用于企业的研发和技术升级，从而提高政策的有效性，提升企业的研发水平，推动我国经济的绿色转型。

最后，环境政策的有效实施离不开严格的监管，因此地方政府要利用大数据、卫星遥感等技术，精准监管企业的排污行为，特别是加大对重度污染企业的监测次数，确保对企业排污情况及时准确的收集，提高监管的针对性、科学性和时效性。同时，地方政府要发挥电话、网络等群众举报渠道的作用，及時解决群众突出关心的生态环境问题。只有强化监管部门的职能，严格遵循“污染者付费”的原则，促使企业将生产排污造成的外部不经济内部化，才能迫使企业加大研发力度，促进企业绿色转型发展。

注释：

① E. F. Denison， Accounting for Slower Economic Growth：the United States in the 1970s， Southern Economic Journal， 1981， 47（4）， pp.1191-1193.

② K. Palmer， W. E. Oates， P. R. Portney， Tightening Environmental Standards： The Benefit-Cost or the No-Cost Paradim？， The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）， pp.119-132.

③ M. E. Porter， Americas Green Strategy， Scientific America， 1991， 264（4）， pp.168-168.