自愿参与型环境规制与企业研发创新关系——基于政府监管与媒体关注视角的实证研究

秦 颖，孙 慧

（1.新疆大学新疆创新管理研究中心；2.新疆大学经济与管理学院，新疆乌鲁木齐 830046）

长期的粗放式经济发展模式在促进经济快速发展的同时也带来巨大的环境污染问题，不经意间，碧水蓝天已被雾霾频发、水体黑臭损害，环境承载能力远超上限、生态系统脆弱,多年累积的复合性环境污染等一系列生态问题已然迫在眉睫，亟待解决。目前，我国已出台多项具体的环保法规，旨在打赢污染防治的攻坚战。诚然，传统的如命令控制型环境规制治理污染成效显著，但局限性也日益凸显。自愿参与型环境规制这一新型规制则可以很大程度弥补传统规制的不足之处，与之协调发展，共同肩负污染治理责任。2015 年9 月21 日，中共中央、国务院印发的《生态文明体制改革总体方案》中要求资本市场建立上市公司强制性环保信息披露机制制度，推行至今，此类环境规制在我国环境保护和污染治理方面都有着举足轻重的意义。那么自愿参与型环境规制对企业研发创新有何影响？是促进或是抑制？在政府监管和媒体关注的影响下，自愿参与型环境规制与企业研发创新的关系又是如何？本文针对上述问题进行研究可能的贡献包括以下几点：（1）基于“波特假说”理论框架，运用基于倾向匹配得分法基础上的双重差分法（PSM-DID）和多元线性回归模型，探究自愿参与型环境规制对企业研发创新的影响，进一步拓展了“波特假说”。（2）基于委托-代理理论和信号传递理论，探讨了政府监管在自愿参与型环境规制与企业研发创新关系之间的调节作用。（3）从市场压力假说和议程设置理论视角，分析了媒体关注在自愿参与型环境规制与企业研发创新关系之间的调节作用。本文的研究基于我国重污染行业发展情境，以期为“波特假说”在我国的再检验和发展提供一些微观层面的证据。

1 理论分析与研究假设

1.1 自愿型环境规制与企业创新的关系

在环境规制与企业研发创新关系研究方面，国内外专家学者并未得出较为一致的结论，其中，第一种观点基于古典经济学，认为环境规制抑制了企业研发创新，如Cropper 等［1］研究发现，在企业资源配置、技术水平以及消费需求限定条件下，环境规制导致企业经营成本提高，阻碍企业进行研发创新；第二种观点即为“波特假说”，认为环境规制对企业的创新表现为积极的促进作用，规范灵活的环境规制能够激励企业加大对技术创新的投入，从而产生补偿效应，减少甚至全部抵消合规成本，提升企业的竞争力［2］；第三种观点为环境规制与技术创新的关系存在不确定性，如Aiken 等［3］研究发现，环境规制对德国、日本、荷兰与美国制造业企业技术创新的影响并不显著。总体分析，大多数文献较为支持“波特假说”，随着环境规制的细化，学者们发现不同类型的环境规制对企业研发创新的作用也大有不同。

目前，环境规制类型可分为命令控制型、市场激励型以及自愿型参与型三大类［4］，研究范围主要聚焦于前两类环境规制对技术创新的影响方面，对自愿参与型这一环境规制的研究相对较少。自愿参与型环境规制是指建立在企业自愿参与实施的基础上，无特定强制约束力，一般是指由行业协会、企业自身或是第三方认证机构倡导，企业可自行选择参与或是不参与旨在保护环境的协议、承诺或计划。与命令控制型、市场激励型环境规制相比，自愿参与型环境规制的责任主体为企业，使得企业在环保达标要求上拥有更多的自主权与选择权，一方面有别于政府强制施压的节能减排规定性任务，另一方面不再局限于简单直接的外部环保激励措施，而是企业量力而行、从实际出发，激发企业由内向外创新的环境规制。企业若通过ISO14001 环境管理体系认证，则表明该企业在生产活动中已将各类污染排放控制在标准范围内，符合污染预防和保护环境的要求，并愿意持续改进生产工艺，获取环境效益与经济效益的双赢。Ambec 等［5］研究发现，在环境标志、ISO14001 等规制工具的影响下，企业会自愿将资金投入到环境保护中，主动参与环境污染治理，推动技术创新。Jimenez［6］通过对智利322 家公司进行面对面调查问卷，研究发现参与自愿环境协议的中小企业创新能力要明显高于其他未参与的企业。Lim 等［7］基于1996—2009 年79 个国家的数据，发现参与ISO14001 环境管理体系认证有助于提高环境专利的申请量，促进企业技术创新的进步。Tobias等［8］利用2015 年开展的“绿色能源技术的创造和采用”项目调查过程中收集的微观企业数据进行实证研究，结果表明，自愿环保协议对企业技术创新产生积极影响。我国引入自愿参与型环境规制的时间较晚，研究起步较晚，相关研究主要有如彭星等［9］采用2000—2012 年我国省际面板数据，发现在绿色技术创新视角下自愿意识型环境规制有利于推动工业技术创新，进而促进绿色转型；郭庆宾等［10］基于2003—2014 年长江经济带的省际面板数据，探讨不同类型的环境规制对国际研发溢出效应的影响，结果表明，自愿参与型环境规制的激励作用尚未完全显现；任胜钢等［11］采用2011—2015 年我国制造业企业的面板数据，发现ISO14001 标准认证会促进企业采取绿色创新。生态环保无小事，传统环境规制弊端日渐显现，缺乏深入有效的激励策略会加大企业的反感，产生报复性代价，适得其反［12］。而自愿参与型环境规制这一机制创新，是企业为顺应绿色环保的趋势，从企业长远利益角度考虑，积极主动改善企业环境管理体系，全过程预防污染且持续改进创新，最终改善环境绩效。因此，本文提出第1 个假设：

假设H1：自愿参与型环境规制促进企业的研发创新。

1.2 政府监管的调节效应

依据委托-代理理论，国家拥有自然资源的支配权，将自然资源委托给企业无偿或有偿使用，基于维护环境效益的责任，政府需要对企业是否存在污染环境行为进行监管，督促企业积极承担环境保护的责任［13］。自愿参与型环境规制是企业与政府关于污染治理博弈的创新，政府的环境监管压力与企业自愿参与型环境规制存在着微妙的关系［14］。政府对污染企业进行监管，保证企业的生产活动及产品在污染标准控制范围内，迫使企业“不想违规”；但是过强的政府监管压力会使得企业疲于应对因为污染排放而带来的高额罚金和行政处罚，挤占研发创新费用，致使本该用于研发的资金部分流失，削弱企业的创新能力。

基于信号传递理论，企业为了获取政府的大力支持与相关政策的扶持，树立良好的企业形象和维护企业信誉，需要对政府监管压力有及时的反应能力，而快速灵敏的污染治理是最有力的证明，也是企业向政府等相关机构传递自身是否具有可持续环保发展能力的强烈信号。当前我国的污染治理水平低下，仍较为倚重末端治理，过度关注如何削减产生污染物产生量和排放量，对于加强源头治理，改变旧有的落后生产模式任重而道远。面对日益严峻的生态环境问题，光靠末端治理已远远不够，企业需要构建科学完备的环境管理体系，才能够从源头治理，创新发展，实现清洁生产全过程。而环境管理体系的建立投入成本大、耗时长，一些地方政府出于“绿色政绩”的片面考虑，乱作为，以罚代治，传递给企业错误的信号，妄图掩盖环境问题，实质并未从污染排放的根源解决环保问题，治标不治本。长此以往，一方面，企业为避免高额的合规成本，更倾向于表面上打着绿色环保的旗号掩人耳目，私下里对污染排放得过且过；另一方面，地方政府不理智的绿色发展的冲动导致企业将大量的精力放在如何应对地方政府的环保监管上，无法痛定思痛，建立一套切实可行的环境管理体系促进技术创新、走环保创新的转型之路。总而言之，过度高压的政府监管压力不利于激发自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用。因此，本文提出第2 个假设：

假设H2：政府监管力度越强，自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用越弱。

1.3 媒体关注的调节效应

媒体关注作为政府环境监管的有力助手，承担着重要的作用，但是随着现在频频出现的企业“漂绿”事件，丑闻化、情绪化、轰动性的媒体报道泛滥成灾，致使媒体生态环境日益恶化［15］。面对着媒体过多的“狂轰乱炸”，就企业而言，最优的策略就是防止出现任何可能给媒体借题发挥的“导火索”，继而成为下个轰动新闻的追逐对象［16］。基于市场压力假说，媒体关注产生的巨大市场压力会迫使管理者短视行为的出现，而研发创新作为一项投入成本高、回报效益时间长的战略活动，极易会受到忽视甚至是抑制。一方面，管理者出于企业形象考虑，面对媒体关注的无孔不入，企业的一举一动都会将企业隐藏的问题置于被放大的困境，因此企业不得不小心翼翼，慎重行事。相比较而言，研发创新作为一项持续改进的攻坚持久战，短时间内收效不明显。另一方面，管理者从自身声誉考虑，不愿意被媒体关注牵制自身行为，甚至影响职业发展规划，因此对企业的研发创新活动会采取消极对待或是抵制的态度。

根据议程设置理论，新闻媒介可以通过自己的新闻报道和日常报道为公众设置议事日程，影响人们日常议事活动，对人们的行为和思想产生深刻的影响，即媒体引导着公众的关注焦点，拥有舆论控制的主动权。媒体报道企业生产经营的方方面面，与企业声誉形象息息相关，一旦媒体报道出企业的负面新闻，经过舆论的发酵，会给企业带来沉重的打击，即使后期努力改善，也很难磨灭已在公众心中的固有形象。然而对于一些抱着侥幸心理、妄图走捷径的重污染企业，为了短暂的社会效益，其表面上打着“漂绿”广告大肆虚假宣传，私底下阳奉阴违，从治理对象摇身一变成为“绿色典型”。因此，为了维护企业经营的良好形象，进行大篇幅的企业宣传报道，或是进行软广告的植入，巧妙地塑造企业的正面形象，都是必不可少的必要环节，而大量的广告宣传投入需要耗费相当的人力物力和财力，挤占原有进行研发需投入资源，进而削弱企业的创新能力。因此，本文提出第3 个假设：

假设H3：媒体关注力度越强，自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用越弱。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

为探究自愿参与型环境规制对企业研发创新的促进作用，本文以2013—2017 年沪深A 股重污染行业上市公司为研究样本。重污染行业是政府监管和媒体关注的重要着眼点，是自愿参与型环境规制的主要实施者。面对日益严峻的生态环境，末端治理降低污染的传统方法已是最初级的治理手段，为了企业的可持续发展，研发创新必不可少，因此本文选择重污染行业上市企业为研究样本，分析自愿参与型环境规制与研发创新的关系，以及政府监管和媒体关注在二者之间的调节作用，具有一定的讨论意义。

重污染行业认定依据中国证券监督委员会2012年修订的《上市公司行业分类指引》、环境保护部2008 年制定的《上市公司环保核查行业分类管理名录》以及《上市公司环境信息披露指南》，包含火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16 类行业（如表1）。因为研发创新属于企业的战略活动，受企业自身特质的影响（企业规模、股权集中度、董事会独立性等），所以本文选择PSM-DID 方法解决样本的自选择偏差问题和修正内生性等问题。

表1 我国重污染行业分布情况

为确保数据的有效性和可操作性，按照下列标准进行筛选：（1）剔除ST、ST*的上市公司；（2）剔除B 股；（3）剔除数据不全以及缺失的公司；（4）剔除2013 年以后上市的公司。最终获得样本445 家公司，其中处理组样本255 家，对照组样本199 家。除解释变量企业ISO14001 环境管理体系认证数据来源于中国国家认证认可监督管理委员会官网（http：//www.cnca.gov.cn/），调节变量数据来源包括：（1）环境监管变量数据来源于公众环境研究中心等多家环保组织联合发布的中国城市污染源监管信息公开状况评价结果（PITI）报告；（2）媒体关注变量数据来源于中国知网（CNKI）重要报纸全文数据库中各上市企业的环保相关报道，并通过手工收集和整理；（3）其余控制变量数据来源于万得WIND 数据库、国泰安数据库（CSMAR）和企业年报、社会责任报告、可持续发展报告。

2.2 变量测度

（1）因变量：研发创新。参考罗福凯等［17］的研究，选取研发投入强度=企业期末研发支出/期末资产总额，因为本文关注点聚焦于自愿参与型环境规制能否促进企业研发创新行为的产生，而不是技术创新成果，所以选取研发投入强度为企业研发创新的代理变量，衡量企业的研发创新水平。

（2）自变量：自愿参与型环境规制。本文借鉴以往文献，在相关企业年报、可持续发展报告、社会责任报告中有涉及ISO14001、环保改造投入、环保设施建设、投资和运行费用等条目则赋值为1；反之则赋值为0。

（3）调节变量。

1）政府监管。采用城市污染源监管信息公开指数(PITI)，PITI 是针对环保部门信息公开状况的评价系统，主要对城市污染源监管、污染处理工作、向公众公开信息等内容进行评价，满分为100 分，信息公开越透明、越全面的城市，得分越高［18］。自2008 年以来，公众环境研究中心（IPE）与自然资源保护协会（NRDC）连续多年对我国环保重点城市的污染源监管信息公开状况进行评价，涉及宁波、温州、烟台等120 个国家环保重点城市。

2）媒体关注。通过手工搜集既定期间CNKI 重要报纸全文数据库中各上市企业的环保相关报道，并记录报道次数N，加1 后取其对数ln（1+N），即为媒体关注。

（4）控制变量。企业规模影响企业生产经营范围的划分，是影响技术研发投入的基本要素之一，采用公司期末总资产的自然对数衡量［19］。股权集中度会影响企业技术创新，选取企业第一大股东持股比例衡量股权集中度，数值越大，股权集中度越高［20］。董事会独立性会显著影响企业技术创新，采用企业独立董事人数占董事会人数的比例表示［21］。拥有较高利润率的企业，可以从企业内部给予更多的资金支持，促进技术创新的发展，以企业资产收益率衡量企业利润率［22］。政府补贴影响企业创新，政府通过外部的资金支持弥补企业因为资源不足无法持续创新的窘境［23］。高管激励政策会在一定程度上影响企业的技术创新，采用金额前3 名的高管年薪酬的自然对数表示［24］。企业资产负债反映了企业可持续经营能力会影响企业的创新能力，采用企业负债总额占资产总额比重表示［25］。

本文主要变量定义如表2 所示。

表2 样本变量定义

2.3 模型构建

本文构建的分析模型如下：

式（1）至 式（3）中：R&D 为 研 发 创 新；TREAT 为企业是否实施自愿参与型环境规制，是为1，反之为0，分别为处理组与控制组；POST为2015 年以后取值为1，2015 年当年及以前为0；ER 为政府监管；MA 为媒体关注；CONTROL VARIABLES 为控制变量；i 和t 分别为企业和年份。

3 实证分析

3.1 描述性统计

由表3 描述性统计结果显示，样本企业研发创新平均值为2.060，最大值为9.320，最小值为0.020，表明我国重污染企业研发创新水平普遍较低，且企业个体间差异明显。政府监管平均值为51.800，最大值为79.600，最小值为15.200，说明不同地区间政府对环境监管力度参差不齐。媒体关注的均值为1.283，标准差为0.964，体现出重污染企业受到较为强烈的媒体关注。政府补贴的最小值为12.700，最大值为20.510，平均值为16.850，说明政府对重污染企业的补贴力度较大，较为重视污染企业的可持续发展，给予了大力度的优厚扶持政策。

表3 样本变量描述性统计结果

3.2 相关性分析

由表4 相关分析结果表明，变量间的相关系数均低于0.5，说明变量间不存在多重共线性的问题，自愿参与型环境规制与研发创新之间存在较为显著正相关，初步验证了假设H1；而政府监管压力与研发创新显著正相关，假设H 2 未得到验证。相关性分析只是变量间的初步检验分析，变量的可靠性和准确性检验需要进一步运用倾向匹配得分法和多元回归法分析得出。

表4 样本变量相关分析结果

3.3 匹配效果检验

根据表5 样本平衡性和共同支撑检验结果，在匹配前通过自愿型参与型环境规制的企业与未通过的企业差异较多，匹配后偏差减小。如高管激励在匹配前，处理组与控制组样本企业的平衡性和共同支撑性分别为14.463 和14.325，在5%水平显著（P=0.027），匹配后分别为14.465 和14.432，没有显著差异（P=0.573）。Rosenbaum 等［25］认为，变量匹配之后标准偏差的绝对值不大于20%，则说明变量匹配符合标准，其匹配估计结果合理。本文协变量匹配后的标准偏差绝对值均小于20%，由此可见，关键变量采用核匹配方法后通过平衡性检验，匹配结果符合标准。

表5 样本变量平衡性和共同支撑检验结果

由表6 样本变量匹配前后平衡性联合检验结果可知，匹配前，伪R2值为0.046，LR 检验P 值为0；匹配后，伪R2值为0.003，LR 检验P 值为1，无法拒绝“所有变量无联合影响”的原假设，说明匹配结果有效。Rubin［26］认为，处理组与控制组倾向得分线性指数均值的标准化差异值B 小于25，则变量在整体上平衡。本研究样本变量匹配后的B 值为13.4，匹配符合平衡性检验的要求。

表6 样本变量匹配前后平衡性联合检验结果

由表7 样本处理组平均效应（ATT）、对照组平均效应（ATU）、总体平均效应（ATE）的标准误以及显著性检验结果可知，平均处理效应ATT 正向显著（P=0.018），系数为0.388，表明在控制其他影响因素的情况下，自愿参与型环境规制促进企业的研发创新，本文假设H 1 进一步得到了支持。

表7 样本变量ATT 效应检验结果

从表8 可见，模型2 在模型1 的基础上加入控制变量，TREAT×POST 系数为0.069，在1%水平上显著为正，说明自愿参与型环境规制变量促进企业的研发创新，假设H 1 得到验证。

表8 样本变量DID 回归结果

3.4 回归分析

表9 中，模型1 为只包含控制变量的基准回归模型，模型2 引入自愿参与型环境规制变量（TREAT），模型3、模型4 进一步分别引入环境规制与政府监管压力的交互项

（TREAT×ER）和环境规制与媒体关注压力的交互项（TREAT×MA）。模型2 中TREAT 系数为0.386，在5%水平上显著为正，说明自愿参与型环境规制变量促进企业的研发创新，本文假设H 1 得到验证。模型3 中TREAT×ER 交互项系数为-0.022，在5%水平上显著为负，表明政府监管力度越强，自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用越弱，本文假设H 2 得到验证。模型4 中TREAT×MA 交互项系数为-0.267，在10%水平上显著为负，表明媒体关注力度越强，自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用越弱，本文假设H 3 得到验证。

控制变量方面，企业规模在1%水平上显著为负，说明规模越大的企业研发创新能力越会减弱；这与熊彼特的创新规模门槛理论违背，原因可能在于本文的研究对象均为重污染行业上市企业，创新规模门槛效应并不明显，相对于规模较小的企业更具有灵敏的创新嗅觉，正所谓“船小好调头”，拥有更强的创新偏好。政府补贴在1%水平上显著为正，说明政府补贴对企业研发创新的促进效果十分明显；研发创新作为一项长期的投入活动，政府补贴有助于解决企业有技术、有人才想创新却囊中羞涩的窘境。高管薪酬激励在5%水平上显著为正，表明对于高管的薪酬激励有利于改善企业陷入“代理问题”，促进管理层选择符合企业长远发展的研发创新战略。

表9 样本变量多元回归分析结果

3.5 稳健性检验

（1）本文采用k 近邻匹配、半径匹配、线性回归匹配和马氏匹配四种倾向匹配得分法进行稳健性检验，其中在进行k 近邻匹配时将k 设为4，即1对4 匹配；在进行半径匹配时将半径设为0.02。如表10 所示，综合以上4 种匹配方法，表明在控制其他变量后，自愿参与型环境规制促进了企业研发创新，结论较为稳健，与前文假设H 1 相符。

表10 自愿型参与性环境规制对样本企业研发创新影响稳健性检验结果

表10 （续）

（2）更换变量测度方式。本文借鉴谢乔昕［27］研究采取的稳健性检验方法，选用企业研发人员数量作为研发创新的替代变量，如表11 所示，实证结果并未受因变量的替换而改变，与前文的假设检验结论保持一致。

表11 自愿型参与性环境规制对样本企业研发创新影响稳健性检验结果

4 研究结论与启发

本文利用2013—2017 年沪深A 股重污染行业上市公司数据，采用PSM-DID 方法和多元线性回归方法，探讨自愿参与型环境规制与企业研发创新的关系，以及政府监管和媒体关注的调节效应。

4.1 研究结论

自愿参与型环境规制对企业研发创新具有正向促进作用，符合“波特假说”相关理论；基于委托-代理理论和信号传递理论，政府监管负向调节自愿参与型环境规制对企业研发创新的影响，即政府监管力度过强会抑制自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用；依据市场压力假说和议程设置理论，媒体关注负向调节自愿参与型环境规制对企业研发创新的影响，即媒体关注力度越强会抑制自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用。

4.2 启示

（1）企业提高环境管理意识，政府加强支持和激励力度。自愿参与型环境规制作为一种规制创新，能够弥补传统规制的不足，给予企业开展环保工作的自主权；同时企业作为污染排放的责任主体，必须认清预防污染和环保治理问题不是一场流于表面的公关秀，也不是一种额外的负担，而是从企业长远发展利益考量的战略计划。积极推行自愿参与型环境规制，一方面需要企业自身提高环保管理意识，依法遵守环保法制法规，不能仅局限于最低级的要求进行末端治理，而是满足更高层次的要求进行技术研发创新，革新生产制造流程，淘汰落后的生产设备，走绿色创新可持续发展之路；另一方面，政府有针对性激励企业加入自愿参与型环境规制中，对切实认真实施环境保护的企业不仅给予财政补贴上的支持，也要给予政策上的扶持和偏重，使得企业环境管理体系建立和维护走向常态化发展。

（2）对污染企业“下猛药”“一刀切”治标不治本，“望闻问切”的政府监管最适宜。

过度强势的政府监管不能让企业从根源上预防污染问题，临时关停和错峰生产也不能将污染隐患扼杀在摇篮里，适度合宜的政府监管需要学会“望闻问切”。首先，政府制定切实可行、精准到位的环保治理措施，建立长效监管机制，杜绝“一刀切”的行为产生；其次，地方政府应正确把握地方经济利益与企业利益，兼顾环境效益和经济效益，整治重点污染企业，大力推行环保基础设施建设，为真正想走可持续发展的环保创新企业铺垫坚实基础；第三，政府监管应该更加注重效率，提高质量，坚持分类监管、差异化管理，防止重惩罚、轻管理的政府监管行为出现。

（3）媒体关注不能仅局限于数量，更应重质量。媒体作为环境监管的良心之网，必须要站在中立、客观、理性的角度报道企业的新闻，铺天盖地的企业环保新闻宣传追求“轰动效应”的环保失实报道，不仅会带来民众的恐慌，更不能真正解决环保治理的源头问题。在媒体报道不断增多的情况下，越容易忽视媒体报道的质量问题。因此，构建良好的媒体报道环境，严查媒体报道环节，全方位、多层次、不偏颇地报道企业环境问题，助力企业走研发创新的绿色转型之路才是真实的、有效的、高质量的媒体关注。