环境规制、内生创新努力与企业技术创新绩效

程 斐,史金平

(湖北大学 商学院，湖北 武汉 430062)

0 引言

针对全球环境污染严重，资源日益紧缩的严峻形势，我国作出了3060“碳达峰碳中和”的庄严承诺。“十四五”规划明确指出：要坚持源头防治、综合施策，强化多污染物协同控制和区域协同控制[1]。我国化工行业产品覆盖面广、产业链较长，由于其能耗高、工艺复杂且伴随着各种挥发性有机物的产生，也成为了我国环境治理的重点。在推动治理环境污染、实现环境保护的过程中，我国在化工行业相继实行了一系列的环境规制政策来推动污染的防治。对于企业来说，为了能够达到环境规制标准，也会采取相应措施。在新古典理论背景下，企业的治污成本会随着环境规制政策的实施而增加，企业创新投入会由此减少，进而阻碍企业进行技术创新；而在波特假说的背景下，适当的环境规制强度能够引导企业进行自主创新，产生创新补偿效应。

所以，如何确定一个合适的环境规制强度，使其能够驱动企业进行技术创新，提高企业技术创新绩效，最终实现污染防治-科技创新-企业发展之间的多维平衡，成为当前实现经济可持续发展需要解决的重要问题。

1 文献综述

本文对已有相关文献进行研读、归纳和总结，主要从以下三个方面对已有研究进行综述。

首先，对于企业技术创新绩效的研究。本文对相关文献进行梳理，发现国内学者大多着重研究企业技术创新绩效的影响因素。企业层面，关鹏、王曰芬等(2021)认为组织间合作网络的形成可以让处于核心位置的企业获得更多信息和资源，从而提高其技术创新绩效。刘中艳，聂慧敏(2021)提出企业家精神会对企业的创新绩效产生积极影响。陈钰芬等(2020)发现社会责任对企业技术创新绩效的影响整体上呈倒“U”型。技术层面，已有研究分析了技术进步(王桂莲等，2021)、技术并购(戚湧、宋含城，2021)以及技术多元化(程华、夏黎翔，2021)等与企业技术创新绩效之间的关系。

其次，环境规制对企业技术创新绩效的影响研究。经归纳总结发现，我国学术界普遍认为环境规制对企业技术创新的影响是双向的，既有益处也有弊端。刘加林和严立冬(2011)发现发明和实用新型专利的授予数量在环境规制的作用下呈增长趋势，外观设计专利授予数量并不受其显著影响。李玲(2017)从环境规制的控制程度和激励程度两个层面研究了其对企业绿色技术创新绩效的影响，发现企业绿色技术创新绩效随着环境规制的激励程度的增加而提高，而其控制程度对企业绿色技术创新绩效并没有明显的正向影响。曹勇等(2015)研究了环境规制对企业技术创新绩效的经济效益和社会效益两个方面的影响，得出环境规制与企业技术创新绩效的社会效益呈正相关，但对其经济效益产生负面影响，且影响均不显著。

最后，关于内生创新努力对于企业技术创新绩效的影响研究。经多数学者证实，内生创新努力主要依靠企业自身创新资源的投入，通过投入研发经费和研发人员来推动企业进行技术创新[2]，进而提高其技术创新绩效。钱璐(2012)通过研发经费投入和研发人员投入两个维度研究内生创新努力与企业创新绩效之间的相关性，研究结果表明研发经费投入相比于研发人员的投入促进作用更为显著。王晓红等(2021)采用杜宾模型研究了高技术产业创新绩效的影响机制，研究发现高技术产业创新绩效与内生创新努力呈正相关，且内生创新努力对其影响显著。

2 理论机制与研究假设

2.1 环境规制对企业技术创新绩效的作用机制

环境规制是指政府为了控制环境污染，实现环境保护而对企业采取的一系列措施，包括制定污染物排放标准、征收污染税等，进而控制和约束企业对污染的排放。总体来说，环境规制一方面可能会导致“成本效应”，使得企业将一部分资源用于污染治理而减少其创新投入，从而抑制企业的技术创新绩效；另一方面，环境规制也可能会导致“创新补偿效应”，企业为了实现长期可持续发展和提高市场竞争力，可能受到环境规制的作用，积极进行企业创新，从而提高自己的技术创新绩效。因此，提出以下假设。

H1a：环境规制会对企业技术创新绩效产生促进作用；

H1b：环境规制会对企业技术创新绩效产生抑制作用；

H1c：环境规制对企业技术创新绩效的影响是非线性的。

2.2 内生创新努力对于企业创新绩效的作用机制

内生创新努力是指企业进行自主研发，通过增加研发经费和研发人员的投入来促进企业自身创新能力的提升。而增加研发经费以及研发人员的投入会为企业进行技术创新提供更多的资源和支持，如购买更先进的实验仪器以及邀请更权威的专家参与研究等，加大技术创新投入，由此提高企业的技术创新绩效。因此，提出假设H2。

H2：内生创新努力能够提高企业技术创新绩效。

2.3 环境规制对内生创新努力的作用机制

内生创新努力对于环境规制政策的反应可以从两个方面进行分析。首先，环境规制可能会要求企业配置更加先进的治污设备，导致企业的污染治理投资和生产成本的增加，从而减少企业用于进行自主研发的资源，抑制企业的内生创新努力。其次，“波特假说”提出，一般来说环境规制会增加企业的生产经营成本从而阻碍企业进行创新和研发，但如果企业进行研发创新的获利足够大，大于增加的生产经营成本，企业自主研发的投入就会增加，从而促进企业的内生创新努力。基于此，提出假设H3a-H3b。

H3a：环境规制会促进企业的内生创新努力；

H3b：环境规制会抑制企业的内生创新努力；

H3c：环境规制对内生创新努力的影响是非线性的。

2.4 内生创新努力的中介作用

基于以上分析，企业技术创新绩效会受到环境规制的影响，而企业技术创新绩效的提高会受到内生创新努力的推动作用，同时环境规制又影响着企业的内生创新努力。由此猜想环境规制可能通过影响企业的内生创新努力来对其技术创新绩效产生影响，内生创新努力在其中起到中介作用。基于此，提出假设H4。

H4：内生创新努力在环境规制与企业技术创新绩效之间具有中介效应。

2.5 企业规模的调节作用

企业规模不但与企业所拥有的资源和人力资本水平直接相关，还间接体现企业在行业内的竞争实力，规模较大的企业面对环境规制政策可能不会在意它所带来的“成本效应”，反而会为了稳固自己的市场地位，实现企业的可持续发展，增加投入来进行技术创新，增强技术优势，巩固市场地位。因此，环境规制对企业技术创新绩效的影响也会受到企业规模的作用。基于此，提出假设H5。

H5：环境规制对企业技术创新绩效的影响会受到企业规模的正向调节。

理论模型图具体如下：

图1 理论模型

3 研究设计

3.1 模型设计

为检验企业内生创新努力在环境规制与其技术创新绩效之间的中介作用，设计以下模型：

lnPati,t=α0+α1Erri,t+α2Err2i,t+∑αjcontroli,t+εi,t

(1)

lnRdmi,t=β0+β1Erri,t+β2Err2i,t+∑βjcontroli,t+δi,t

(2)

lnPati,t=γ0+γ1Erri,t+γ2Err2i,t+γ3lnRdmi,t+∑γjcontroli,t+μi,t

(3)

其中，i、t分别表示企业样本和时期；lnPat表示企业技术创新绩效，Err表示环境规制强度，lnRdm表示企业的内生创新努力，control为一系列的控制变量，ε、δ、γ 为随机干扰项。

然后检验企业规模在环境规制与企业技术创新绩效间的调节效应，模型如下：

lnPati,t=ρ0+ρ1Erri,t+ρ2Err2i,t+ρ3lnPeoi,t+∑ρjcontroli,t+ωi,t

(4)

lnPati,t=θ0+θ1Erri,t+θ2Err2i,t+θ3lnPeoi,t+θ4(Err×lnPeo)i,t+θ5(Err2×lnPeo)i,t+∑θjcontroli,t+πi,t

(5)

其中，lnPeo表示企业规模，ω、π为随机干扰项。

3.2 数据和变量说明

3.2.1 被解释变量

企业技术创新绩效(lnPat)：以往研究大多采用专利申请数或者专利授权数来对企业的技术创新绩效进行衡量，但是专利申请数被运用得更加广泛[3-4]，可能是因为往往企业的专利申请数据更为完整，且准确性相对较高，也有部分学者采用新产品的销售收入来对企业的技术创新绩效进行衡量[5]。本文综合考虑前人的研究以及数据的可获得性和准确性，最终选用化工行业企业的专利申请量作为衡量企业技术创新绩效的指标。

3.2.2 核心解释变量

环境规制强度(Err)：国外研究表明，能源可以反映出环境的变化，且本文研究化工行业，能源对于环境的反应就更为明显。本文借鉴外国学者Sonia等.(2008)以及我国学者吕靖烨、张林辉(2021)的做法，通过GDP/Enery值来衡量各企业所在地的环境规制强度。

3.2.3 中介变量

内生创新努力(lnRdm):关于内生创新努力，有的学者选择采用企业研发投入金额作为衡量指标，有的学者选择从研发经费投入以及研发人员投入两个维度进行衡量。本文借鉴学者魏守华等(2009)的做法，采用研发投入金额对企业的内生创新努力进行衡量。

3.2.4 调节变量

企业规模(lnPeo)：以往研究大多采用员工人数或者企业总资产来描述企业规模的大小。本文综合考虑有关学者的研究以及数据的完整性，借鉴刘学之等(2021)的做法，通过企业员工人数来衡量企业的规模大小。

3.2.5 控制变量

考虑到企业技术创新绩效还会受到其它因素的影响，选择以下控制变量：

(1)经济发展水平(lnGDP)：GDP；

(2)企业资产负债率(Debt)：企业负债总额/资产总额；

(3)企业资产流动性(Float)：企业流动资产/总资产；

(4)政府产业投资(lnGov)：产业固定资产投资；

(5)政府企业支持(lnBuz)：企业研发投入中的政府补助金额。

本研究选择我国化工行业中上市的较为典型的47家企业2010-2020年的面板数据进行实证分析检验，数据均来源于《国泰安数据库》《中经网统计数据库》以及《中国环境保护数据库》。同时为了避免模型中可能产生异方差问题，对一些变量进行了对数化处理。各变量的定义和描述性统计结果见表1。

表1 定义与描述性统计

4 实证检验及分析

4.1 平稳性检验

本文首先使用LLC和ADF两种方法，对上述变量进行单位根检验，检验结果见表2，结果表明各变量一阶差分的P值均小于0.05，且大部分小于0.01，因此各变量序列同阶平稳。其次对模型(1)-(5)进行协整检验，本文选用Kao方法，检验结果表明5个模型均在5%的水平下显著，说明所有模型的各变量之间都存在长期稳定的均衡关系。另外，考虑到各解释变量间可能存在多重共线性问题，因此进行多重共线性检验，检验结果显示各解释变量VIF值最大为3.55，远小于10，说明各变量间不存在多重共线性问题。

表2 单位根检验结果

4.2 描述性统计及基本实证结果分析

4.2.1 描述性统计

描述性统计结果见表3，值得注意的是化工行业中企业技术创新绩效和环境规制强度的最大值和最小值相差较大，说明化工行业中各企业的创新水平存在很大差异，且各企业所在地的环境规制水平差别较大。

表3 中介效应检验结果

4.2.2 基本实证结果分析

结合前人的研究、固定效应模型与随机效应模型回归结果比较以及hausman检验结果，本文5个模型均采用固定效应模型。

根据模型(1)的回归结果，Err系数为-0.244 4，Err2系数估计结果为0.012 5，且都显著，环境规制对企业技术创新绩效呈非线性“U”型影响，假设H1c得到验证。说明当环境规制程度较低时，相比于加大对清洁技术创新的投入，企业往往会选择进行成本更低且效果明显的末端治理，此时随着环境规制强度的提高，企业技术创新绩效不增反降；但当环境规制程度较高时，此时末端治理成本变大，并且部分达不到环境规制标准的企业将会被淘汰，企业为了获得市场竞争力和实现长期可持续发展，必须进行技术创新，因此，在环境规制的影响下，企业会加大创新力度，提高企业技术创新绩效。

模型(2)的回归结果显示Err系数为-0.5272，Err2系数估计结果为0.0163，且都在1%水平下显著，因此环境规制对企业的内生创新努力也呈先抑制后促进的“U”型影响，假设H3c得到验证。说明当环境规制程度在较低水平时，企业为了达到政府的环境规制水平会增加对于污染治理的投入，在不增加融资的条件下企业的资金是一定的，因此企业在研发方面的投入就会减少，所以此时随着环境规制水平的提高，内生创新努力会受到抑制；但当环境规制达到一定水平，企业会发现进行技术研发和创新所带来的收益更大，甚至可能远大于直接治污所带来的成本，于是企业会加大对于自主研发的投入，因此此时企业的内生创新努力随着环境规制强度的提高而提高。

模型(3)中lnRdm的系数为0.336 2，且在1%的水平下显著，说明内生创新努力对企业技术创新绩效起到了促进作用，假设H2得到验证。

4.3 中介效应检验及结果分析

结合模型(1)-(3)的回归结果分析，从模型(1)的总效应看，环境规制与企业技术创新绩效间的“U”型非线性关系显著；模型(2)中环境规制与内生创新努力之间的 “U”型关系显著；模型(3)中lnRdm的系数为0.3362，在1%水平下显著，且Err、Err2的系数符号均未改变，说明内生创新努力在环境规制与企业技术创新绩效之间具有中介效应，且模型(3)中Err 的系数不显著，Err2的系数在10%的水平下显著，说明环境规制主要通过内生创新努力影响企业技术创新绩效，并且内生创新努力起到了正向的中介作用。在环境规制强度的影响下，企业的生产运营成本会发生改变，由此影响企业的自主研发投入，进一步影响企业的技术创新绩效。

4.4 调节效应检验及结果分析

模型(5)和模型(6)检验了企业规模在环境规制和企业技术创新绩效间的调节效应。模型(4)中lnPeo的回归系数为正但不显著，说明企业规模对企业技术创新绩效有正向影响，但这种影响并不显著。加入调节变量后，模型(5)中企业规模与环境规制的一次交互项系数以及二次交互项系数均是显著的，说明在环境规制和企业技术创新绩效的作用机制下，企业规模具有调节作用。

企业规模与环境规制的一次交互项系数显著为正，与其二次交互项系数显著为负，但考虑到二次交互项系数大小仅处于0.001水平，不具有经济上的显著性，因此更多地考虑企业规模与环境规制一次交互项的影响，这表明企业规模在环境规制与企业技术创新绩效之间起到了正向调节的作用，验证了假设H5。企业规模越大，资金实力越强，因此面对环境规制政策时“成本效应”对企业技术创新所造成的负面影响就更小，同时为了在市场中始终占有一席之地，规模较大的企业会自主投入更多资源进行技术创新，以实现企业可持续发展。

表4 调节效应检验结果

4.5 相关控制变量结果分析

在控制变量中值得注意的是，企业所在地的经济发展水平和政府产业投资对企业的技术创新绩效具有较为显著的正向促进作用。可能的原因在于一个地区的经济发展水平越高，其市场化程度可能就更高，行业内的竞争可能也就更激烈，企业为了能够在竞争中脱颖而出会加大技术创新投入力度，以形成自己的技术优势，并且政府的产业投资也在一定程度上减轻了企业的成本压力，因此企业的技术创新绩效也会随之提高。另外，从回归结果来看，政府企业补助对企业技术创新绩效会产生相对较小的正向影响，企业的资产流动性以及负债率影响表现出不确定性。

4.6 稳健性检验

本文借鉴鞠雪楠等(2020)的做法，适当缩小样本进行稳健性检验。所选样本中上海的企业相对较多，为了防止地区固定效应给实证结果造成一定影响，选择剔除部分上海企业作为子样本来进行稳健性检验。检验结果见表5，所有模型中的核心解释变量、中介变量以及调节变量系数的方向和显著性都未发生显著变化，因此研究结果具有可靠性。

表5 稳健性检验结果

5 结论及政策启示

5.1 研究结论

综上所述，结论如下：①环境规制与企业技术创新绩效之间存在先抑制后促进的“U”型关系；②环境规制对企业内生创新努力的影响也呈“U”型非线性关系；③内生创新努力在环境规制与企业技术创新绩效之间具有正向中介效应，且环境规制主要通过内生创新努力影响企业技术创新绩效；④企业规模在环境规制对企业技术创新绩效的作用中具有正向调节效应；⑤企业所在地的经济发展水平和政府产业投资对企业的技术创新绩效具有较为显著的正向促进作用。

5.2 政策启示

(1)适当提高环境规制强度。研究结果中环境规制对企业的技术创新绩效呈“U”型影响，即环境规制对企业创新的影响在前期呈负相关，在到达一定程度之后，呈正相关，这说明合理的环境规制强度才会促进企业技术创新绩效的提高。基于此结论，可以得出各地政府要根据各地区的实际情况与所属具体行业，因地制宜，明确环境规制目标，在企业可接受的程度下适当提高环境规制强度，选择和实施合适的环境规制政策，以此为抓手推动企业进行技术创新。

(2)加大技术创新政策支持。研究发现，环境规制主要通过影响企业的内生创新努力来影响其技术创新绩效。因此，对于企业技术创新，政府应加大政策支持，如加大政府财政补贴、环境研发补贴以及加大税费减免力度，坚持“大众创业，万众创新”理念，完善科研成果保护、激励机制，使企业能够有更多资金和资源，有更大的动力投入到研发中。同时政府与社会应加大高质量科技创新人才的引进与培养力度，使得新生技术创新力量不断产生，更好地服务于企业与社会，源源不断地为企业内生创新努力注入新鲜血液，从而提高企业的技术创新绩效。

(3)积极营造良好的技术创新环境。良好的技术创新环境对一个行业或企业的创新至关重要，使得企业之间能够就相同或相似的技术创新问题进行积极交流，多方协同推进，从而优化资源配置，大大提高企业技术创新的效率和质量，实现社会多主体之间的互利共赢。因此政府可综合我国科技、社会以及经济发展状况，对科技创新环境进行管理，形成激励机制，发挥行业内部专家在技术创新过程中的积极性与能动性，并建设起跨地域、跨行业的企业间技术创新交流合作机制及组织，实现企业技术创新的提质增效。

(4)坚持发展经济并加大产业投资。研究结论表明企业所在地的经济发展水平和政府产业投资对企业的技术创新绩效具有促进作用。因此政府应继续坚持开放的经济政策，进一步促进市场化进程，使市场更具活力，从而激励企业为了提高市场竞争力进行技术创新，同时要合理配置资源，适当加大对于重点产业以及新兴产业的投资与扶持力度，为企业研发新技术增添动力，以提高企业技术创新绩效。