企业生态创新的价值效应研究——以环境规制为调节

胡元林，彭羽昊

(昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650500)

0 引 言

面对中国经济快速发展所导致的环境污染加剧现象，党的十九大报告明确提出“坚持人与自然和谐共生”，更前所未有地提出“像对待生命一样对待环境”的论断，彰显我国生态文明建设的决心.十三届全国人大正式将生态文明写入宪法，从根本大法的角度将生态发展纳入我国发展体系.习近平主席在联合国大会上宣布2030年前实现“碳达峰”、2060年前完成“碳中和”的目标，意味着中国将加速生态文明建设，迈向更高质量发展的道路.而生态文明的建设，离不开企业这一微观承载者，特别是制造类企业的积极响应.制造业是国民经济的主体，是立国之本、兴国之器、强国之基.制造类企业应积极响应绿色发展政策，履行社会责任，重视可持续性发展.其中生态创新是制造业企业突破环境资源束缚、实施绿色发展的重要手段.然而，企业生态创新在创造巨大环境效应的同时，其经济价值存在不确定性.有学者认为生态创新可以提高企业资源生产率、形成差异化竞争优势，增加企业价值[1]；也有学者认为生态创新会使企业资源从核心产业转向环境领域，产生的额外环保成本难以回收，对企业价值产生负向影响[2].

同时，企业生态创新还深受政府环境规制政策的影响.政府通过法律惩治、市场激励等一系列环境规制手段向企业施加压力，使企业决策充分考虑政府和社会期望，主动承担社会责任.制度理论也表明企业组织行为与经济活动会受到本国制度环境的制约.因此，在环境规制日趋严厉情境下，生态创新对企业的价值效应可能发生变化；环境规制的方式和强度不同，生态创新对企业价值的影响程度也可能产生显著差异.

基于此，本文以沪深两市A股制造业公司为研究对象，分析企业生态创新的价值效应，进一步探讨环境规制在企业生态创新价值效应中的调节作用.本文创新点在于：(1)将企业价值细化为短期会计价值与长期市场价值两方面，并将环境规制引入企业生态创新价值效应分析框架中，系统探究生态创新对企业价值的影响以及环境规制的调节作用，为引导企业生态创新行为、促进我国环境规制政策完善提供了经验证据；(2)基于Python 爬虫文本识别功能，以制造业上市公司年报信息为基础，深度挖掘和刻画企业生态创新水平，为后续评估企业生态创新水平及其价值效应提供量化工具.

1 文献综述

1.1 生态创新与企业价值

生态创新是一种以降低外部环境污染为目的的创新活动，也被称为绿色创新、环境创新、可持续创新[3].本文沿用OECD(Organisation for Economic Co-operation and Development,经合组织)的定义，将生态创新界定为“新的或显著改善的产品(或服务)、生产过程、市场方法、组织结构和制度安排的创造或实施行为，这些行为不管是有意还是无意，与其他替代方案比较都能够带来环境的改善”[4].据此定义，企业生态创新活动具有全方位、多角度、覆盖产品全生命周期流程的特点.参考Kemp和Pearson的观点，将生态创新进一步划分为生态产品创新、生态工艺创新和生态管理创新3个维度[5].其中，生态产品创新是指生产出具有良好生态效果、符合消费者预期的产品，以降低产品周期内的能源消耗、环境污染；生态工艺创新强调在源头减少污染，如生产材料选择可再生资源，使用环保材料，运用末端治理技术以减少排放污染；生态管理创新注重在可持续制造与消费方面建立新管理理念，如树立绿色价值观、制定生态发展战略等.

生态创新与一般创新不同之处在于其独特的“双重外部性”，即生态创新者无法独享技术成果，且环境收益会让污染者有“搭便车”的机会，这会使创新者丧失创新意愿.同时，生态创新会给企业价值带来怎样的影响一直是学术界关注的重点问题[6]，现有研究结果也呈现多样性.一些研究者认为生态创新与企业价值呈正相关，如Raza以欧洲101家短程海运公司为样本进行研究，发现生态创新能通过促进企业生产力提高、降低污染排放量和能源消耗、减少废物处理成本等方式提高企业盈利能力[7]；孙丽文等[8]采用问卷调查的方式，通过层次回归进行实证研究，认为在高质量转型发展环境下，生态创新能够帮助企业整合资源，捕捉机会，从而显著提升企业绩效；也有学者通过研究得出企业生态创新会使企业价值下降的结论，如Ben Arfi等[9]以法国中小企业为研究样本，研究发现企业生态创新需要吸收外部知识，而知识转移相关的风险可能导致企业财务绩效下降；另外，有学者认为企业生态创新与企业价值并非简单的线性关系，如杨静等[6]以2007—2010年江苏省上市公司为样本进行研究，得到生态创新与企业价值之间存在显著负相关的结论，这可能是由于生态创新成本曲线为倒U形，而我国大部分企业的投入尚未达到临界点所导致；还有学者则认为生态创新与企业价值并无直接关系，如李怡娜等[10]基于自然基础观，以7个国家制造业企业为研究对象，对企业绿色实践和绩效之间的关系进行实证研究，结果表明企业生态创新对经济绩效的作用并不明显.总之，由于生态创新兴起时间尚短，现有研究对生态创新的内涵定位、测量标准选择缺乏一致性[3]，所以,生态创新的价值效应研究并没有统一的结论.

1.2 环境规制与生态创新

企业生态创新会受到外部复杂营商环境的影响[8].而在各种外部影响中，环境规制因素一直是学者集中探讨的焦点对象[11].环境规制的内涵和定义随着时代和社会的发展一直在变化演进.赵玉民等[12]追踪环境规制的发展脉络和线索，将环境规制定义为个体或组织为了保护环境而形成的一种约束性力量，这种约束性力量以有形制度或者无形意识的形式存在.我国政府坚持推进资源节约型、环境友好型社会建设，秉承“绿水青山就是金山银山”的生态理念，出台了一系列规制措施，如碳排放权、环境标准等规范企业行为.为了适应环境规制要求，企业倾向于通过生态创新建立应对机制，以此获得先动优势[11,13].

从现有文献看，环境规制影响企业生态创新的作用机理并不明确.部分学者认为恰当的环境规制可以引导或促进企业进行生态创新[6].Doran等[14]的研究指出，环境监管机构可以向企业提供有关环境保护的信息和知识来帮助企业调整生产技术，以此促进企业生态创新；胡元林等[15]对重污染企业进行问卷调查，运用结构方程模型探讨企业在环境规制下的价值创造问题，结果表明环境规制对企业绩效的提高是通过环保投资的中介作用实现的；也有部分研究学者则持相反意见，如Albrizio等[16]研究认为环境规制会给企业带来额外成本，这使得企业难以大力投资生态创新，有的企业甚至会搬离环境监管强的地区，这不利于创新效率的提升.

综上所述，学者们对生态创新、企业价值和环境规制之间两两关系的研究较多，而对三者综合关系讨论不足.另外，现有研究多以小规模问卷调查为主，或从宏观或省际区域角度出发，对企业层面的系统研究较少.因此，本文以我国制造业上市公司为对象，采用大样本面板数据研究企业生态创新的价值效应，探究环境规制在其中的调节作用，一方面能够丰富企业生态创新价值效应的相关研究，另一方面为厘清环境规制与生态创新的关系提供新的证据，另外，大样本面板数据有助于提高样本的代表性，得到更精确的研究结论.

2 理论分析与研究假设

2.1 生态创新的价值效应

生态创新与企业价值之间的关系是近十年来的研究热点.由于生态战略对于企业来说是复杂且持续的，因此应该以动态视角探究生态创新价值效应.本文参考宋晓华等[17]的研究，分别探究生态创新对企业短期会计价值与长期市场价值的影响.

从短期来看，相较于一般创新，生态创新涉及的领域对于企业来说更加陌生，因为实施生态创新战略意味企业的生产经营逻辑从单一利益导向转为利益相关者导向，并考虑环境保护因素，这种非连续变革需要企业花费各种资源进行调整.因此企业在短期内通常缺乏将生态创新成果转化为高绩效的能力[18].同时企业在生态创新初期需投入更多资金进行创新活动，如研发节能减排技术、改进产品生产工艺以及引入生态管理体系等，这些都会使企业当期成本增加，导致会计利润下降；基于资源基础观，生态创新产出的独特优势资源，如生产流程的常规绿色能力、员工参与培训、绿色组织能力、正式的环境管理体系以及环境导向的战略规划能力等，会随着管理制度的完善和产品工艺的改进，逐步帮助企业构建竞争优势，生态创新能力作为一种稀有的、不可替代的、有价值的、不可模仿的具有核心竞争力的内部资源，可以为企业带来竞争优势与绩效提升[19]；同时交易成本理论认为企业多样化战略可以使得企业充分利用资本市场，以此降低交易成本、改进资本配置、提高绩效.因此，随着生态创新成本曲线逐渐到达拐点，生态创新成果终究会体现在企业会计价值的提升上.这与相关学者研究的“生态创新成本曲线为倒U型”这一结论是契合的[6,18].综上所述，生态创新与企业会计价值可能存在一种U型关系.

从长期来看，基于利益相关者理论，企业不能一味强调自身经营绩效，应该更多关注社会效益以及将各种利益相关者的诉求纳入组织管理和决策中.企业实施生态战略是承担社会责任的表现，可以提升企业形象，增加企业在资本市场的吸引力，促进企业的融资，降低融资成本和市场风险，从而提高企业价值[18].调查指出，近乎84%受访者都认为“环境影响”是他们选择产品时的主要考虑因素[10].另一方面，制度理论为生态创新的发生和扩散提供了合理解释.企业在制度压力驱动下而自愿实施生态创新行为会为企业带来合法性.生态创新是企业获得合法性的重要途径[13]，而合法性是企业竞争优势的来源与构成要素.合法性可以帮助企业从政府、客户、供应商等处获得更多的经营活动支持，从而拥有优于竞争对手的市场机会，为企业提供先发优势，赢得未来的市场地位，以此提高企业的长期市场价值.生态创新和企业市场价值之间呈正相关关系.据此提出以下假设：

H1：生态创新与企业会计价值之间存在U型关系.

H2：生态创新与企业市场价值之间呈正相关关系.

2.2 环境规制的调节作用

企业生态创新势必会受到政府环境规制的调控与推动.从企业会计价值来看，适当环境规制促进企业生态创新也能给企业带来创新补偿效应，从而部分甚至全部抵消生态创新成本，并且后续期间通过规避政府惩罚、获取财政支持的方式降低现金流减少风险，以此提高企业会计价值[8].规制强度越大，企业会具备越强的内在动力，通过相应技术创新水平的提高来提升或保持企业绩效，即随着环境规制强度提高，企业会通过生态创新活动来应对由环境规制标准提高而增加的成本.

从企业市场价值来看，在环境规制水平渐进增长的情况下，随着市场环保要求整体上升，积极开展生态创新、履行社会责任的企业凭借自身独特资源，可以获取先发优势，更快抢占市场[11]；并且相较于低水平环境规制，受到严格环境规制的企业进行生态创新不仅更容易受到利益相关者的关注与青睐，同时还能够提高企业绿色形象的价值性.综上，本文认为环境规制作为企业实施生态创新战略时最主要的外部影响因素之一，对生态创新与企业价值之间的关系存在调节作用.据此，提出以下假设：

H3：环境规制在企业生态创新与企业会计价值的关系中起到调节作用.

H4：环境规制在企业生态创新与企业市场价值的关系中起到调节作用.

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

根据《证监会行业分类指引》(2012版)，选取2010—2019年沪深A股制造业上市公司为研究样本.在剔除ST、*ST公司，以及控制变量和相关数据缺失的公司后，本文共得到 14 667 个有效观测值，生态创新数据从公司财务报告中获得；环境规制数据来源于《中国环境年鉴》《中国统计年鉴》；财务指标数据均从国泰安数据获得.为减少逸出值对回归结果的影响，本文对所有连续变量进行1%的缩尾(Winsorize)处理.

3.2 主要变量定义

1) 解释变量.本文解释变量为生态创新水平(EI)，其评价方法如下：

(1) 建立评价体系

运用文献研究法，通过整理、分析企业生态创新相关经典文献，深度挖掘企业生态创新活动全过程，在对生态创新进行科学界定基础上，将其分为生态产品创新、生态工艺创新和生态管理创新三类，这种划分方式涵盖了企业生态创新全流程，可以系统评价一个企业的生态创新程度.在确立生态创新分类前提下，通过研读相关文献、小组讨论、专家访谈等多形式，总结出与之对应的16个二级指标以及对应的关键词(如表1所示)；再运用python对公司财务报表进行文本挖掘，文本中出现对应的每个关键词给予相应二级指标积累1分，若某个二级指标同时出现多个关键词，仍计1分.如财务报表中同时出现“循环利用”与“再利用”两个关键词，二级指标“旧产品的回收利用与改造”仍计1分；最后用各二级指标项数比例与二级指标得分相乘加总确定一级指标得分，每个一级指标最高得分设为1分.如“生态产品创新”一级指标包括5项二级指标，当下属二级指标所属关键词呈现时，一级指标可以得到满分1分.

(2) 确立权重

参考宋晓华等[17]的方法，首先邀请生态创新领域、管理学领域、会计领域等多位专家运用九位标度法对上述生态创新的3个一级指标进行打分；接着运用AHP层次分析法构建3个一级指标的判断矩阵，计算矩阵的最大特征根对应的特征向量；通过一致性检验后再进行层次总排序，从而得到3个一级指标相对权重；最后对分数进行百分制换算，得到各样本公司年度生态创新评价指数(EI).EI越高，企业生态创新水平越高.采用克朗巴哈系数对生态创新得分结果进行信度检验，得到总体的克朗巴哈系数为0.777，表明总体一致性尚可.

表1 企业生态创新指标评价体系

2) 被解释变量.现有文献衡量企业价值主要有以下两类指标：会计价值指标和市场价值指标，以资产收益率(Roa)作为企业会计价值指标，以托宾Q值作为企业市场价值指标[17].企业生态创新的初期成本与会计利润相关性较大[6]，而Roa主要反映企业短期成本与收益的关系[20]，体现当前状况下的公司价值，因此会受到企业生态创新战略决策的影响.选择Roa作为企业会计价值指标，有助于衡量生态创新活动给企业带来的价值变化.托宾Q值主要反映企业未来收益的折现[20]，当企业进行生态创新获得独特资源进而提高市场竞争力后，托宾Q值能够反映企业生态创新后的市场反馈结果，因此选择托宾Q值作为企业市场价值指标.

3) 调节变量.调节变量是环境规制.参考李胜兰等[21]的做法，用各省份排污费入库解缴与工业总产值的比值衡量，比值越大代表该省份的环境规制水平越高.

4) 控制变量.本文参考现有相关文献，选取公司规模、资产负债率、成长性、账面市值比、公司年龄、股权集中度作为控制变量，具体变量定义见表2.

表2 变量定义表

3.3 研究模型

为验证H1和H2，本文构建模型(1)和(2)：

Roa=α+β1EI+β2EI2+β3ER+β4Size+β5Lev+β6Growth+β7BM+β8Top1+β9Age+β10SOE+β11Zone+β12Year+ε

(1)

Tbq=α+β1EI+β2ER+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6BM+β7Top1+β8Age+β9SOE+β10Zone+β11Year+ε

(2)

为验证假设 H3和H4，构建模型(3)和(4)：

Roa=α+β1EI+β2EI2+β3ER*EI+β4ER*EI2+β5ER+β6Size+β7Lev+β8Growth+β9BM+β10Top1+β11Age+β12SOE+β13Zone+β14Year+ε

(3)

Tbq=α+β1EI+β2ER*EI+β3ER+β4Size+β5Lev+β6Growth+β7BM+β8Top1+β9Age+β10SOE+β11Zone+β12Year+ε

(4)

4 实证分析

4.1 描述性统计与相关性分析

由表3可得，14 667 个样本中，Roa均值为0.052，标准差为0.056，Tbq值从0.900到7.266不等，均值为2.030，标准差为1.135，表明样本公司价值水平高低差异较为明显；EI均值为48.066，得分从12.204到77.161不等，表明样本整体生态创新水平位于中等偏低，各企业EI分数差距较大；ER最大值为22.637，最小值为0.942，标准差为4.234，表明样本企业所承受的环境规制力度存在较大差异；Zone均值为0.696，表明69.60%的样本企业位于经济发达地区.

对上述变量进行双变量间Pearson分析(结果见表4)，生态创新指标与总资产报酬率正相关，与托宾Q值之间在0.01水平上显著负相关，相关性系数分别为0.010和-0.078.托宾Q值与生态创新负相关的原因主要是因为2018—2019年全样本公司托宾Q值相较往常年度普遍较低，剔除2018、2019年数据再进行相关性分析后，托宾Q值与生态创新正相关.解释变量与其他控制变量之间的相关系数总体较小，因此自变量基本不存在多重共线性的问题.

4.2 回归分析

本文所用分析软件为StataSE，豪斯曼检验的结果表明固定效应模型效果更优，选择固定效应模型对生态创新水平与企业价值的相关关系进行回归分析，利用调节效应模型研究环境规制对生态创新价值影响的调节作用.

表3 描述性统计

表4 变量相关系数

4.2.1 生态创新对企业价值的直接影响

表5中，模型(1)检验企业生态创新与企业会计价值的关系.当解释变量为Roa时，EI的系数显著为负，EI2的系数显著为正，初步满足U型关系.因为单边U型也会使回归结果显著，因此再对回归方程进行Utest检验，结果如表6所示，斜率呈现先负后正的特征，总体在5%的水平上拒绝“不存在U型关系假设”，结果符合H1预期，即生态创新与企业会计价值呈现“U”型关系(如图1所示).模型(2)检验企业生态创新与企业市场价值的关系，当解释变量为Tbq时，EI的系数为正，且在5%的水平上显著，H2得到验证，即生态创新能促进企业市场价值的提升.

4.2.2 环境规制对企业生态创新价值效应的调节作用

基于主效应分析结果，检验环境规制对生态创新价值效应的调节作用，为避免交互项导致的多重共线性问题，对模型3和4中的自变量以及调节变量做了中心化处理.计算结果见表5.

被解释变量为Roa时，参考朱丹、唐勇军等对U型调节关系的研究[22]，从曲线形态、拐点以及曲线整体三个方面探究环境规制的调节效应情况.

从曲线形态来看，研究表明，调节变量对曲线陡峭程度的影响取决于自变量平方项与调节变量交乘项的正负，既β4的系数.当β4为正时，曲线会越陡峭.β4为负时，曲线会平坦.从回归结果可知，ER*EI2的系数在1%的水平上显著为正.这说明环境规制水平越高，企业生态创新与会计价值的曲线越陡峭.

从曲线拐点来看，拐点的左右移动取决于β1β4-β2β3的正负，当该项大于0时，曲线拐点会向右移，反之则向左移.表5模型(3)回归结果中β1、β2、β3、β4均显著，将系数依次代入后，得β1β4-β2β3为正，即环境规制水平越高，企业生态创新与会计价值曲线拐点越向右移.这表明在高环境规制水平下，企业需加强生态创新活动，这样有助于提高经营短期绩效.

从曲线整体来看，将高环境规制水平下的企业Roa记为RoaERH，将低环境规制水平下的企业Roa记为RoaERL，根据RoaERH-RoaERL的正负，可以判断环境规制水平对企业短期价值的整体影响.RoaERH-RoaERL=(β3EI+β4EI2+β5)*(ERH-ERL)，将各系数代入发现，该式在EI可取区间内恒小于零.这说明高水平的环境规制会使企业会计价值整体下降，如图2所示，假设H3得到验证.

被解释变量为Tbq时，ER*EI的系数大于0，且通过5%水平的显著性检验.这表明环境规制对企业生态创新和市场价值的关系有显著促进作用，假设H4得到验证.

表5 回归结果

表6 Utest检验结果

图1 生态创新与企业会计价值的U型关系Fig.1 The U-shaped relationship between eco-innovation and enterprise accounting value

图2 环境规制的U型调节作用Fig.2 The U-shaped moderating effect of environmental regulation

4.3 稳健性检验

4.3.1 内生性控制与样本自选择

由于生态创新可能与企业其他特征存在内生关系，并且企业价值本身可能影响企业生态创新决策，存在样本自选择问题.因此，本文采用倾向得分匹配方法作进一步稳健性检验.将生态创新得分中位数以上的公司定义为处理组，中位数得分以下的公司定义为控制组.从企业规模、资产负债率、成长性、环境规制强度、账面市值比、产权性质和股权集中度7个维度，运用核匹配以及半径匹配的方式将处理组与控制组进行匹配，匹配结果见表7(由于结果变量基本不参与建模过程，文中仅呈现结果变量为Roa时的半径匹配结果).

由表7可知，匹配后各变量的标准化偏差绝对值均有大幅减小，且绝对值在10%以内.T检验表明除资产负债率以外，所有变量的组间差异均不显著.总体结果表明匹配效果较好，PSM有效消除控制变量可能存在的系统差异.用匹配后的 14 664 个样本再次进行回归，得到的结果依然支持原假设.

表7 半径匹配检验结果

4.3.2 变量替换测试

本文对被解释变量进行替换来验证研究结果的可靠性.对于企业会计价值，资产收益率Roa最常用的替换变量为企业净资产收益率Roe；对于企业市场价值，本文参考耿云江等[23]的研究，用市净率(PB)替换托宾Q值.回归结果表明，企业生态创新与会计价值仍然存在U型关系，与市场价值同样存在正相关关系，支持本文H1与H2.同时，环境规制对企业生态创新价值效应的调节作用依然显著且方向相同，支持了本文H3和H4.

4.3.3 期间变化测试

由于2018年起国家正式用环境税替代了排污费，政策实施第一年，环境税计算口径与往年排污费解缴入库可能有所差异，造成控制变量环境规制的计算不准确.因此,本文剔除2018年、2019年的数据，对2010—2017年的样本重新进行回归，回归结果依然显著且支持所有假设.

4.3.4 样本范围变化测试

本文研究期间为2010—2019年，因此剔除公司成立不足10年的企业，用剩余的 13 456 个样本重新进行回归，回归结果依然支持假设.

5 结论与启示

5.1 研究结论

本文以2010—2019年我国沪深A股制造业上市公司为样本，实证研究制造业上市公司生态创新对企业价值产生的影响以及环境规制在其中的调节作用.研究结果发现：

1)从短期会计价值来看，生态创新与企业会计价值呈U型关系；从长期市场价值来看，生态创新会提升企业市场价值.研究从短期经营成果和长期市场价值两个维度剖析了企业生态创新的价值效应，以正向引导企业生态创新行为，丰富了企业生态创新的经济后果.

2)环境规制对企业生态创新价值效应具有调节作用.环境规制会对企业生态创新和会计价值的关系产生U型调节作用，高环境规制水平会导致企业会计价值整体下降.而长期来看，环境规制会正向调节生态创新与企业市场价值的关系.研究进一步厘清了环境规制对企业生态创新价值效应的调节作用，为系统设计和实施环境规制政策提供了理论依据.

5.2 研究建议

1)对于企业来说，企业管理层应着眼长远，重视生态创新活动的战略价值，减少短期行为.在生态文明建设大背景下，企业实行绿色化转型、生态创新是大势所趋.虽然生态创新因为高投入与长回报周期等问题导致短期会计绩效下降，但从长期看，生态创新有利于提高企业长期市场价值.企业应将生态创新与核心竞争力打造紧密结合，加大研发投入，塑造绿色核心能力，如将生态理念融入企业日常管理中的各个领域，加强各部门之间的信息交流与资源共享，以此推动生态创新活动；建立绿色价值观，为企业树立绿色形象，在应对复杂的环境挑战的同时满足利益相关者的诉求；采取积极措施促进生态产品、生态工艺创新.

2)从政府角度来看，政府应当考虑细化环境规制政策，对处于不同发展阶段的制造企业采取差异化的规制政策.对生态创新初期的企业，根据企业特征设置市场激励型为主的环境规制，如直接对企业进行补贴、发放排污许可证、向企业征收排污费等，这样可以适当减轻企业生态创新导致的短期绩效下降压力，同时刺激企业生态创新行为；针对处于生态创新成熟期的企业，政府应考虑采取多样化的规制政策，如综合运用市场激励型、命令控制型或自愿型规制等多手段，引导企业加强生态创新活动，从而在获得更高环境绩效的同时促进企业长期市场价值的提升.