自愿参与型环境规制与企业技术创新<br/>——公众关注度和市场进程的调节作用

自愿参与型环境规制与企业技术创新
——公众关注度和市场进程的调节作用

2022-02-10阮敏，肖风

科技进步与对策 2022年2期

阮敏，肖风

(1.江西财经大学经济学院; 2.江西财经大学产业经济研究院，江西南昌 330013)

0 引言

自1978年以来，我国工业化进程不断推进，经济快速发展，但由于粗放式的经济发展模式，水土流失、持久性有机物污染等环境问题愈发严重，环境保护和生态改善迫在眉睫[1]。为打好污染防治攻坚战，我国政府已出台相应环境规制政策。诚然，以命令控制型为代表的传统环境规制在控制和减少污染方面成效显著，但效率较低、成本较高等问题日益凸显[2]。作为一种新型环境规制工具，自愿参与型环境规制具有灵活性和自主性特点[3]，可以在很大程度弥补传统环境规制的不足，在我国环境保护和污染治理方面发挥越来越重要的作用[4]。

面对巨大环境压力，技术创新是实现环境保护与经济增长双赢的关键[5]。那么自愿参与型环境规制能否影响企业技术创新呢？理论上，“波特假说”认为，设计得当的环境规制不但不会对企业运营造成障碍，还可以刺激企业技术创新，提高创新绩效。但一些学者研究发现，并非所有的环境规制都可以促进企业技术创新，不同类型的环境规制对企业技术创新的影响也不同[5]。具体地，环境规制包括命令控制型、市场激励型和自愿参与型3种类别[6]，以往研究主要将环境规制视为一个整体，或单独研究命令控制型环境规制、市场激励型环境规制对企业技术创新的影响，对自愿参与型环境规制与技术创新关系的关注较少，这为本文研究提供了切入点。自愿参与型环境规制，通常由独立的第三方机构、企业自身或产业组织提出，是一种企业可自行决定是否参与、旨在促进环保的承诺、计划或协议[7],具有代表性的是已被世界各地企业广泛采用的ISO14001环境认证[8]。那么在实践中，自愿参与型环境规制能否切实提高企业技术创新水平？尽管部分研究者指出，自愿参与型环境规制有助于推动企业技术创新，但并未对自愿参与型环境规制与企业技术创新间关系进行深入探讨，也缺乏对其作用情景因素的关注。

自愿参与型环境规制与企业技术创新的关系会随着情境条件不同而发生变化。尤其在转型背景下，作为企业外部监督机制中的重要方式，公众关注度可以实时监控企业运营状况[9]，会对企业研发决策产生重要影响[10]。此外，市场化进程作为重要的外部市场环境条件，会严重影响环境规制执行效果，尤其是我国经济发展正处于转型升级阶段，各地区市场化发展水平表现出显著差异[11]，这种差异会导致公众关注度不同，并对企业技术创新决策产生重要影响。因此，忽略公众关注度和市场化进程等情境因素而仅对自愿参与型环境规制与技术创新间关系进行研究的做法存在一定缺陷。基于此，本文以我国沪深A股上市企业为研究对象，重点论证自愿参与型环境规制与技术创新间的关系，并以公众关注度作为调节变量，进一步分析前两者间关系。最后，考虑市场化进程，深入探讨公众关注度对自愿参与型环境规制与技术创新的调节作用。

本文边际贡献主要在于：第一，现有关于“波特假说”的研究大多将环境规制视为命令控制型环境规制和市场激励型环境规制，忽略了自愿参与型环境规制。本文采用负二项回归模型和倾向得分匹配法，探究自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响，扩展“波特假说”相关研究，为其在我国的再检验提供微观层面证据。第二，随着“大智移云”时代到来，公众在社会发展中扮演着越来越重要的角色，本文以中国上市公司网络搜索量指数作为公众对各上市公司关注度的代理变量，从公众关注度视角出发，研究自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响，丰富了驱动企业技术创新的非正式制度研究。第三，本文探究在企业受市场化程度这一外部环境影响时，公众关注度对自愿参与型环境规制与企业技术创新的调节作用会有何变化，进一步分析外部市场环境对企业创新行为的影响。研究结论不仅对“波特假说”相关研究进行了有益的补充，还对自愿型环境规制实践具有启示作用。

1 文献回顾与研究假设

1.1 自愿参与型环境规制与技术创新

以往环境规制与技术创新间关系研究大多将环境规制视为一个整体，试图验证或解释“波特假说”，然而得出的结论并不一致。其中，大部分学者支持“波特假说”，认为环境规制可以促进技术创新[12-14]。但是，部分学者否定“波特假说”，认为环境规制会阻碍技术创新[15-17]。还有学者认为波特假说不一定成立，即环境规制与技术创新的关系存在不确定性[18-19]。可能受样本选择、衡量指标及规制区域、行业和企业异质性等因素影响，学者们未得出一致结论[20]。不同类型环境规制也是影响波特假说有效性的重要因素，因为不同类型环境规制灵活性不同，对技术创新的影响也不同[5]。基于此，关于环境规制与技术创新的研究呈现更微观、细致化趋势。

近年来，部分学者就不同类型环境规制与技术创新的因果关系进行研究，主要从以下两个角度展开：一是研究并比较不同类型环境规制对技术创新的影响。例如，彭星和李斌[21]运用动态面板模型进行实证分析，发现强化经济激励型和自愿意识型环境规制可以提升绿色技术创新水平、促进工业绿色转型，而命令控制型环境规制的影响并不显著。与上述研究有所不同，黄新华和于潇[22]的实证结论表明，命令控制型和市场激励型工具与企业技术创新及产业结构优化关系不显著，而自愿行动型工具能正向显著影响经济发展。二是具体研究一种环境规制类型对技术创新的影响，此类研究较少且集中在命令控制型和市场激励型环境规制领域。例如，Harrison等[23]分析印度命令控制型环境规制对环境状况的影响，发现命令控制型环境规制非但没有减少污染，还降低了其全要素生产率；胡珺等[1]基于市场激励导向的碳排放交易，实证研究表明，市场激励型环境规制能够推动企业技术创新。

综上，通过对现有文献进行系统梳理和分析发现，尽管学者们对环境规制与技术创新的研究较为充分，但单独研究自愿参与型环境规制与技术创新间关系的文献鲜见，这为本文研究提供了切入点。自愿参与型环境规制是指企业自愿承诺控制污染或进行环境保护活动，核心理念是创造激励让企业自发地提供环境公共物品。目前，我国运用最为广泛的自愿型环境规制工具是ISO14001环境管理体系(EMS)认证。ISO14001环境管理体系标准是由国际标准化组织(ISO)建立的，在世界范围内广泛采用。潘翻番等[24]研究发现，作为自愿型环境规制工具的ISO14001环境管理体系已被中国工业企业普遍接受。与其它两种规制类型相比，自愿型环境规制具有更强的灵活性和自主性[3]，允许企业自由选择技术手段，可以最大限度地降低合规成本[25]，刺激技术创新活动[26]；Lim & Prakash[27]利用国家层面的数据，发现合理的自愿项目(如ISO14001环境认证)通过改善内部管理系统、减少资源浪费从而激励企业技术创新，某国对于ISO14001环境认证项目的参与能够显著增加该国环境专利申请数量；任胜钢等[4]基于我国制造企业数据，发现企业参与自愿参与型环境规制(以ISO14001环境认证为例)可以节约能源并获得利益相关者支持，从而促进企业绿色创新。基于此，本文认为，自愿参与型环境规制会对技术创新产生促进作用，影响机制可能包括以下4个方面：企业、投资者、政府和消费者。

第一是企业层面。企业若通过ISO14001环境管理体系认证，则表明企业产品更加绿色、环保，同时意味着企业更为重视技术与工艺升级改进，提高资源利用效率和产品效能，以满足利益相关者对产品、生产化过程的环保要求。而这一愿景实现需要企业增加研发投入，提升技术创新水平。

第二是内外部投资者层面。一方面，自愿参与型环境规制要求企业从长远利益考虑，是顺应绿色环保趋势的。而开展技术创新符合企业长远利益，这与企业加入自愿型环境规制活动的初心不谋而合。在ISO14001环境管理体系认证的影响下，企业会自愿承担风险，将资金投入到环保项目中，进而推动研发创新[28]。另一方面，Bellesi等[29]指出，ISO14001环境认证可以传达一种隐含的“可靠性”，意味着供应商管理良好并表现出道德责任，更注重环境保护。自愿参与型环境规制将改善企业和外部投资者之间的信息不对称问题，使外部投资者更多地了解企业自愿参与型环境规制行为，掌握更为全面的信息，更愿意相信该企业是值得信赖的，进而加大对企业的投资力度，为其技术创新提供支持。

第三是政府层面。作为最具影响力的利益相关者，政府有权决定是否将有价值的资源向某类企业倾斜[30]。企业参与自愿型环境规制有利于提高其政治合法性，获得财政、税收等方面的优惠和支持，上述优惠和支持无疑对企业员工技能水平提升、研发项目实施起至关重要的作用。

第四是消费者层面。ISO14001环境管理体系认证相当于对外发出“质量和安全信号”，即在环保和质量方面企业产品是可靠的，这将有助于满足消费者绿色产品需求[31]。随着环保意识提高，消费者会不断提出新的需求。为满足消费者绿色需求，企业需要为产品和服务注入新元素，进行技术创新[32]。基于此，本文提出以下假设:

H1:自愿参与型环境规制对企业技术创新具有正向影响。

1.2 公众关注度对自愿参与型环境规制与技术创新的调节作用

公众关注度是指政府机构、投资者、媒体和消费者等公众对企业的关注程度，是公众响应企业行为的前提。根据合法性理论，当企业行为对社会环境造成污染时，社会公众会维护自身权益。为了实现可持续发展，企业会更加积极地参与环保活动[33]，试图开发绿色产品，进行技术创新[34]。“大智移云”时代，公众关注度是一个重要合法性授予机制，会对企业行为产生重要影响[9]。作为企业外部监督机制，公众关注度的监督作用吸引了许多学者的关注：Simmons[35]认为，公众关注会对会计欺诈案件产生重要影响，公众关注度提高和媒体数量增加可能会加重对企业会计违规的处罚；Bajo等[36]认为，公众关注将鼓励公司展示其特定特征；李燕和华姗姗[37]研究发现公众关注可以调节董事会规模与企业研发强度间的关系，即公众关注会使因董事会规模扩大而导致的研发投入减少趋于缓和；Qin & Peng[38]研究公众关注对环境问题的影响，发现公众关注的外部监督作用可以协助政府更好地进行环境管理；Cheng & Liu[9]实证研究发现，公众对公司的关注有可能影响公司行为，因为公众关注度更高的公司可能要承担更多与环境有关的成本。

根据利益相关者理论，为了迎合利益相关者环保需求，企业需要不断调整自身行为以确保资源持续流入，而公众关注度正是连接企业与利益相关者的重要方式[39]。利益相关者的无形压力和支持都将促使企业积极参与自愿型环境规制项目并进行绿色技术创新[34,40]。具体来说，首先，公众关注度越高，监管部门越有可能了解企业行为的合法性。对于实质性参与自愿型环境规制的企业来说，有利于其获得政府认可，树立良好形象，从而获得更多的免税、项目补贴、无息或贴现贷款等政府支持。相反，违反环保法规的企业行为更容易受到监管部门惩罚。其次，公众关注度越高，企业将有更多的渠道获取外部信息知识。而企业获得的外部信息与知识将与企业内部知识产生碰撞，激发创新潜力，引导企业改善产品特性，从而实现企业技术创新。再次，公众关注度越高，关注企业的消费者越容易了解企业相关情况，在同等情况下更倾向于购买该企业商品[41]，进而促进销售业绩提高，为企业创新行为提供持续资金支持。最后，公众关注度越高，关注企业的投资者越能了解企业环保行为以及运营状况，会对企业运营和发展更具信心，进而加大研发资金投入[42]，促进企业技术创新。基于此，本文提出以下假设:

H2:公众关注度在自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响过程中起正向调节作用。

1.3 市场化进程对自愿参与型环境规制、公众关注度与技术创新的影响

除企业内部治理、高管风险偏好等因素外，企业技术创新行为也会受外部市场环境的影响[43]，其中市场化进程即是不可忽视的重要因素。我国经济发展正处于转型升级阶段，各地区不同的市场化水平所带来的政策与资源差异会影响企业管理者决策。当所处地区市场化程度较高时，企业面临的制度环境较为完善，市场信息透明度增加，企业与公众面临的信息不对称问题减少[44]，企业与公众获取环境与创新等关键信息的难度降低。这不仅有利于公众获得更为全面的企业信息，满足公众对企业环境保护行为知晓的愿望，也有利于企业及时掌握更为全面的信息，降低投资成本，提高研发投资效率。相反，在市场化程度较低的地区，由于政府干预和保护频率较高、资本市场配置效率较低等原因[45]，公众通过网络等途经收集到的企业环保行为相关信息数量和质量会受到影响，企业通过参与自愿型环境规制提高自身技术创新水平效果也不显著。

此外，在市场化程度较高地区，投资者能得到更好的法律产权保障，这对企业外部投资者也是有利的。此时，企业对有利于环境改善的行为会更敏感，并且企业环境污染行为更容易被监管部门发现[46]。因此，为吸引外部投资者，企业更有动力向公众发出积极信号，使其了解企业自愿参与性环境规制行为，进而获得投资者对企业的好感，增强其投资企业技术创新活动的意愿。因此，在市场化程度较高地区，公众关注能促使企业自愿参与型环境规制行为获得外部投资者青睐，缓解融资约束，从而提高企业技术创新水平。基于此，本文提出以下假设:

H3:企业所处地区市场化程度越高，公众关注度对自愿参与型环境规制与企业技术创新的调节作用越显著。

基于上述分析，本文构建研究理论框架如图1所示。

图1 研究理论框架Fig.1 Research framework

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文选取2011—2019年我国沪深A股上市公司作为研究样本，按照下列顺序对上市公司进行依次筛选：①剔除ST、*ST类上市公司；②剔除金融保险类上市公司；③剔除数据缺失的上市公司。经过处理和筛选后，最终获得730家样本企业，共6 570个有效观测值。其中，企业ISO14001环境认证数据来自中国国家认证认可监督管理委员会官网，技术创新、公众关注度数据来自CNRDS(中国研究数据服务平台)，市场化进程数据来自王小鲁等撰写的《中国分省份市场化指数报告(2018)》，企业规模、财务绩效和所有权等其它企业信息数据来自CSMAR(国泰安)数据库。

2.2 变量定义及测度

2.2.1 被解释变量

企业技术创新(Innovation)。现有文献主要采用创新投入或创新产出衡量企业技术创新，前者多利用R&D投入衡量，后者多利用专利申请数和专利授权数衡量。但有些文献认为，研发活动具有不确定性强、失败率高等特性，以创新产出指标衡量企业技术创新水平更为直观[47-48]。因此，本文参考张兆国等(2017)的做法，利用专利申请数衡量企业技术创新，在后文稳健性检验中以专利授权数代替。专利申请数(专利授权数)利用企业每年申请(获取)的发明专利、实用新型专利和外观设计专利之和加以衡量。

2.2.2 解释变量

自愿参与型环境规制工具(ISO)。ISO14001环境管理体系是参与企业数量最多的自愿环境规制项目，被中国工业企业普遍接受，也在世界范围内得到广泛采用[24]，能够体现企业自愿进行环境规制的意愿[49]。其由国际标准化组织(ISO)建立，并由第三方独立审计机构进行审核，如果企业通过ISO14001认证，说明该企业符合ISO14001标准[4]，意味着其具有完整环境管理文件和有效污染防治措施[24]。因此，鉴于中国自愿参与型环境规制工具的实施情况以及数据可得性，参考Bu等[2]、任胜钢等[4]和Jiang等[5]的做法，本文以ISO14001环境管理体系标准实施情况作为自愿参与型环境规制衡量指标。具体地，如果企业获得ISO14001环境认证，则自愿参与型环境规制取值为1，否则为0。

2.2.3 调节变量

(1)公众关注度(Attention)。近年来，学者们从不同角度对公众关注度进行研究。回顾以往文献可以发现，公众关注度的衡量办法一直是学者们研究的关键问题，也是实证研究的难点。公众关注度衡量主要有以下3种方法：第一种是利用媒体报道或广告支出金额作为公众关注度的代理变量。该方法主要从消费者、投资者等公众获取企业信息的角度出发，其中，媒体报道是指媒体在一段时间内对某一对象的报道数。孙书娜和孙谦[50]以《证券时报》等四大政策导向报和《21世纪经济报道》等三大市场导向报为基础，以雪球关注度作为投资者关注度的代理变量，构建同步关注、事前关注和事后关注衡量指标，研究投资者关注与股市表现之间的关系；任海云[51]指出，广告具有价值相关性，是消费者和投资者了解产品特点、价值理念等企业信息的重要渠道；Grullon等[52]、Chemmanur & Yan[53]利用广告支出度量公众关注度，发现广告可以吸引广大投资者关注，对股票产生重要影响。该衡量方法的优点是成本较低、操作灵活、可获取性强，但前提假定是公众知晓企业广告和媒体信息，但在现实情况下普通消费者不太可能关注企业各类信息。还有学者提出疑问，认为媒体报道和公众关注的因果关系并不明确，不知究竟是媒体报道导致公众关注还是公众关注引发媒体报道[54]。因此，利用媒体报道或广告支出衡量公众关注度存在一定偏差。第二种是问卷调查法。该方法主要是通过调查问卷的方式对公众关注度进行度量。赵军营和幸伟[55]、张佩等[56]运用此方法对公众关注度进行度量。问卷调查法的主要优点是标准化和成本低，但也存在较大缺陷，即缺乏弹性和客观性，回收率低，难以获得公众对企业的真实关注情况。第三种是网络搜索指数法，主要是通过搜索引擎构建搜索指数。随着“大智移云”技术发展，网络搜索已成为人们搜集信息的主要方式。该方法得到国内外学者的广泛认可，Ding & Hou[57]、史丹和陈素梅[58]分别运用Google搜索指数和百度搜索关键词指数对公众关注度进行衡量并开展相应研究。

综上，考虑到媒体报道或广告支出、问卷调查法的不足，本文采用网络搜索指数法对公众关注度进行衡量。具体地，本文参考Cheng & Liu[9]的做法，以中国上市公司网络搜索量指数(WSVI)作为公众对个别上市公司关注度的代理变量，使用年度网络搜索量指数的中位数衡量公众关注度。上市公司网络搜索量不断增长，表明其已吸引越来越多的投资者或其他利益相关者的注意。WSVI(中国上市公司网络搜索量指数)数据是CNRDS(中国研究数据服务平台)的重要数据库，记录了中国网民以股票代码、公司全称和简称为搜索关键词的网络搜索行为，可以直接反映每个上市公司的网络搜索强度。

(2)市场化进程(Market)。由于我国各地市场化进程存在差异，为了探究地区发展不均衡对企业创新活动的影响，本文选用王小鲁等[59]撰写的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中市场化指数反映我国各地区市场化发展水平。进一步地，基于各省份市场化指数排序，将2011—2016年排名前6的省(市、自治区)视为市场化进程高地区，将样本分成市场化进程高、市场化进程低两组进行研究。

2.2.4 控制变量

参照已有相关文献，引入以下控制变量：首先，本文控制企业层面的主要变量，包括企业规模(Size)、企业财务绩效(ROA)、企业年龄(Age)、企业资产负债(Debt)。同时，控制企业治理相关变量，包括董事会独立性(IND)、股权集中度(Large)、所有权类型(OWN)。由于高管激励政策会对高管技术创新决策产生一定影响，因而本文控制高管激励(Incentives)这一变量。此外，本文加入年度(Year)和行业(Industry)虚拟变量，以控制时间、行业等因素对企业技术创新的影响。具体变量定义如表1所示。

表1 样本变量定义Tab.1 Sample variable definition

2.3 实证模型

考虑到被解释变量(专利申请数)为计数数据，不服从正态分布，因而采用计数模型比线性模型更为合适[60]。常用计数模型主要有泊松回归和负二项回归，而似然比检验结果表明，被解释变量存在过度分散，拒绝使用泊松回归的原假设。因此，本文采用负二项回归模型对研究假设进行实证检验。

为了检验自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响，构建模型(1)如下：

Innovation=α0+α1ISO+α2Controlvariables+ε

(1)

其中，Innovation表示企业技术创新，ISO表示ISO14001环境管理体系认证，Control variables为表1所示的控制变量，ε为随机误差项。

为了检验公众关注度对自愿参与型环境规制与企业技术创新的调节作用，构建模型(2)。

Innovation=α0+α1ISO+α2Attention+α3ISO*Attention+α4Controlvariables+ε

(2)

其中，Attention为公众关注度，其余变量定义同模型(1)。

为了检验自愿参与型环境规制、公众关注度、市场化进程三项交互作用对企业技术创新的影响，构建模型(3)。

Innovation=α0+α1ISO+α2Attention+α3Market+α4ISO*Attention+α5ISO*Market+α6Attention*Market+α7ISO*Attention*Market+α8Controlvariables+ε

(3)

其中，Market为市场化进程，其余变量定义同模型(1)。

3 实证分析

3.1 描述性统计及相关系数分析

表2为样本各变量描述性统计和相关性分析结果，分析表中数据可知：

(1)企业技术创新的均值为131.8，标准差相对较大，为499.5，表明企业间的技术创新水平存在显著差异。

(2)公众关注度均值为13.01，标准差为0.625，与创新相关系数在1%的水平上显著正相关，表明不同企业受到的关注程度有所不同，且关注度越高的企业，其创新水平越高。

(3)自愿参与型环境规制与技术创新的相关系数为0.095，在1%的水平上显著正相关，表明参与自愿型环境规制的企业通常具有更强的创新动机，初步验证了H1。结果显示，相关性系数的绝对值大多低于0.5，膨胀因子检验中各变量的VIF值均小于2。此外，本文对交互项进行中心化处理，从而避免交互项的潜在多重共线性问题。

3.2 负二项回归分析

(1)全样本回归分析。表3为自愿参与型环境规制、公众关注度与企业技术创新回归分析结果。其中，模型1是对方程(1)进行回归的结果，ISO回归系数为0.347且在1%的水平上显著，H1得到验证，即自愿参与型环境规制可以正向影响企业技术创新，表明参与自愿型环境规制的企业能够通过内部节约或者外部获取方式得到更多有价值的资源，而上述资源可以为企业技术创新活动提供强大支持。模型2在模型1的基础上引入调节变量(Attention)以及自变量和调节变量的交互项(ISO*Attention)，由模型2可知，ISO*Attention回归系数为0.199且在5%的水平上显著，结果表明公众关注度越高，自愿参与型环境规制对企业技术创新的促进作用越强，这一结论支持H2，说明企业公众关注度越高，自愿参与型环境规制能够为企业带来越多的信息知识、政策支持和金融资本等资源，从而进一步推动企业技术创新。

表2 各变量描述性及相关性分析结果Tab.2 Descriptive and correlation analysis results of each variable

(2)市场化进程、公众关注度与企业技术创新。为检验市场化进程背景下公众关注度在自愿参与型环境规制与企业技术创新间的调节作用，本文引入市场化进程、公众关注度与自愿参与型环境规制的交互项。为了进一步探究市场化进程的影响，基于王小鲁等[59]披露的各省份市场化总指数排序，将2011—2016年排名前6的省(市、自治区)视为市场化程度较高地区。由此，全样本企业分成高、低市场化进程两组。

表4为市场化进程、公众关注度与自愿参与型环境规制的交互项对企业技术创新的影响，以及将样本企业分为高、低市场化进程两组后分别回归的实证结果。从表4全样本回归结果可以发现，公众关注度回归系数为0.406，与企业技术创新在1%的水平上显著正相关。市场化进程、公众关注度与自愿参与型环境规制交互项的回归系数为0.175，该交互项与企业技术创新在1%的水平上显著正相关，结果表明，企业所处地区市场化水平越高，公众关注度对自愿参与型环境规制与企业技术创新的调节作用越显著。由此，H3得证。进一步分析高、低市场化进程两组回归结果发现，在高市场化进程组中，自愿参与型环境规制和公众关注度的交互项与企业技术创新在5%的水平上显著正相关。而在低市场化进程组中，自愿参与型环境规制与公众关注度的交互项与企业技术创新不相关。结果表明，企业所处地区市场化水平越高，公众关注度越有助于强化自愿参与型环境规制对技术创新的促进作用，这一结果同样证实了H3。

3.3 倾向得分匹配

在检验自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响效应时，由于企业进行ISO14001环境认证这一行为并非是随机的，仅使用负二项回归模型估计可能存在估计性偏误。为了避免自愿参与型环境规制内生性导致的有偏回归结果，本文将未获得ISO14001环境认证的企业作为控制组，将通过ISO14001环境认证的企业作为处理组，采用基于“反事实框架”的倾向得分匹配(PSM)估计自愿参与型环境规制对企业技术创新的处理效应。本文主要关注处理组的平均处理效应(ATT)，即接受干预的处理组个体与不接受干预的控制组个体结果变量的期望之差。

表3 回归分析结果Tab.3 Regression analysis results

(1)匹配效果检验。在运用倾向得分匹配法进行因果分析之前，本文首先对其匹配质量进行检验。图2和图3是核匹配方法下处理组与控制组匹配前后的效果图，匹配前，处理组与控制组的倾向值概率分布差异显著，而匹配后，处理组与控制组的倾向值概率分布差异减小、重叠部分增多，较好地验证了共同支撑假设。表5为处理组与控制组的平衡性假设检验结果，由表5结果可知，匹配后所有协变量的标准偏误大幅降低，最终的标准偏误都小于10%且t值的结果不显著，协变量均通过检验，满足处理组与控制组在匹配变量上不能有明显差异的平衡性检验要求。此外，本文考查了所有协变量的平衡性联合检验效果，由表6可知，匹配前，伪R2值为0.02，LR检验P值为0，标准化差异B值为33.4；匹配后，伪R2值为0.001，LR 检验P值为0.463，标准化差异B值为6.2，表明匹配后变量从整体上看是平衡的，并且处理组与控制组之间不存在任何可观察的系统性差异。总而言之，以上检验结果说明匹配效果较好。

(2)自愿参与型环境规制对企业技术创新的ATT估计结果。将获得环境认证企业与未获得环境认证企业进行匹配，通过核匹配方法估计ATT值，以探究全样本下自愿参与型环境规制对企业技术创新的影响，结果如表7所示。匹配后，获得ISO14001环境认证企业创新绩效均值为169.138，而未获得环境认证企业创新绩效均值为93.232，ATT平均处理效应为75.905，在1%的显著性水平上通过检验，说明在控制其它影响因素的情况下，自愿参与型环境规制对企业技术创新水平存在显著正向影响，与前文中负二项回归分析结果相符。

表4 市场化进程分类回归结果Tab.4 Classification and regression results of marketization process

图2 样本匹配前Fig.2 Before sample matching

图3 样本匹配后Fig.3 After sample matching

表5 处理组与控制组平衡性假设检验结果Tab.5 Hypothesis test of balance between treatment group and control group

表6 平衡性联合检验结果Tab. 6 Balance joint test results

4 稳健性检验

4.1 替代企业技术创新变量

为了确保研究结论的有效性，本文借鉴张兆国等[49]的做法，采用企业专利授权数作为企业技术创新替代变量再次进行检验，结果如表8所示。自愿参与型环境规制与企业技术创新显著正相关，自愿参与型环境规制与公众关注度的交互项和企业技术创新显著正相关，自愿参与型环境规制、公众关注度、市场化进程三项交互与企业技术创新系数为正，通过了1%的显著性水平检验，H1、H2和H3得到进一步验证，且其余变量符号方向基本未变，表明本文研究结论具有稳健性。