財政分權下“強波特假說”的再驗證

陳雨柯

內(nèi)容提要：環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)技術創(chuàng)新的“弱波特假說”得到諸多研究文獻的實證檢驗，但創(chuàng)新活動提高企業(yè)績效以補償環(huán)境遵循成本的“強波特假說”卻很少得到相關研究的驗證。本文利用2007-2015年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用Homamoto的兩階段法對“強波特假說”進行分析，并討論政府財政分權是否會產(chǎn)生調節(jié)作用。研究結果表明，環(huán)境規(guī)制會促進企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入，但會抑制企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入，環(huán)保研發(fā)投入對企業(yè)績效與競爭力不產(chǎn)生顯著影響，非環(huán)保研發(fā)投入則存在顯著正影響；企業(yè)社會責任與強制型環(huán)境規(guī)制驅使企業(yè)將研發(fā)資金轉向環(huán)保創(chuàng)新，但財政分權會弱化這一影響。上述結論說明“強波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立。

關鍵詞：強波特假說；企業(yè)績效；環(huán)保創(chuàng)新；環(huán)境規(guī)制；財政分權

中圖分類號：F0622文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2018）01-0143-10

一、引言

隨著經(jīng)濟增長和環(huán)境保護的矛盾越來越嚴重，通過環(huán)境規(guī)制來約束企業(yè)生產(chǎn)行為成為發(fā)達國家和發(fā)展中國家普遍采取的主要措施之一。但是，作為被規(guī)制對象的企業(yè)，面對逐漸趨強的環(huán)境規(guī)制，是選擇被迫性污染處罰繼續(xù)生產(chǎn)，還是加大技術創(chuàng)新實現(xiàn)“一勞永逸”？對此，政府部門倡導的環(huán)境規(guī)制到底對企業(yè)產(chǎn)生什么影響，不同的理論存在不一致的觀點。傳統(tǒng)新古典理論認為，環(huán)境規(guī)制盡管能在一定程度上約束企業(yè)污染行為，改善社會環(huán)境問題，但會增加企業(yè)的環(huán)境成本費用，抑制研發(fā)資金，最終降低產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新水平和企業(yè)績效。與新古典經(jīng)濟學的觀點不同，“波特假說”認為適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)進行更多的創(chuàng)新投入，長期上創(chuàng)新投入帶來的績效增長會超過環(huán)境成本，并能提升企業(yè)的產(chǎn)品競爭力。Jaffe & Palmer（1997）將“波特假說”分解為“弱波特假說”和“強波特假說”兩個版本，“弱波特假說”是指合理的環(huán)境規(guī)制能夠有效激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新，“強波特假說”是指環(huán)境規(guī)制引致的企業(yè)創(chuàng)新活動能完全補償企業(yè)的環(huán)境規(guī)制遵循成本，提高企業(yè)經(jīng)營績效和競爭力。

“波特假說”提出后受到了國內(nèi)外學者的廣泛關注和支持，大多數(shù)學者從不同樣本、不同測度指標、不同計量方法等角度展開了實證檢驗。從目前一些學者的相關文獻綜述來看，大多數(shù)學者得出了“波特假說”成立的結論，但這里的波特假說普遍是“弱波特假說”，而對“強波特假說”的驗證較少，或是得出“弱波特假說成立，強波特假說不成立”的結論。對此結論，本文認為有兩個方面的解釋。首先，“弱波特假說”可能是統(tǒng)計學上的假象，發(fā)展中國家政府越來越重視環(huán)境問題，環(huán)境規(guī)制水平逐年上升，與此同時，企業(yè)所遭受的市場競爭程度日趨激烈，這倒逼企業(yè)加大研發(fā)投入和技術創(chuàng)新爭取市場份額，因此環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入可能存在統(tǒng)計學上的正相關，但研發(fā)投入并非由環(huán)境規(guī)制倒逼產(chǎn)生，這就使得環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效的關系不能確定，“強波特假說”沒有成立；其次，絕大多數(shù)學者在驗證“弱波特假說”時并未區(qū)分環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新，而是考慮環(huán)境對企業(yè)整體技術創(chuàng)新的影響，但是這兩種創(chuàng)新對企業(yè)的競爭力和企業(yè)績效的影響機制并不相同。企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入的目的是規(guī)避環(huán)境政策，使企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營符合環(huán)境標準，避免后期的環(huán)境處罰，而非環(huán)保創(chuàng)新的目的是通過提升產(chǎn)品質量來提高企業(yè)的競爭力和績效，以抵消環(huán)境懲罰成本。不同的企業(yè)家對環(huán)境規(guī)制的態(tài)度和應對方式不同，也使得環(huán)境規(guī)制對企業(yè)最終績效和競爭力存在差異。這使部分企業(yè)管理者有環(huán)保創(chuàng)新的意識，但在環(huán)保創(chuàng)新不能產(chǎn)生經(jīng)濟效益后逐漸產(chǎn)生退卻態(tài)度，寧愿遭受環(huán)境懲罰而不再增加環(huán)保投入，這也是“綠色悖論”①的另一種解釋。這最終導致了“強波特假說”完全喪失，同時也弱化了“弱波特假說”。

對于實證文獻關于“波特假說”是否成立檢驗結論的不一致，一些學者（張平，2016）指出這與不同研究樣本地區(qū)的經(jīng)濟結構、區(qū)域環(huán)境、政治制度的差異性有關，劉和旺（2016）也指出環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的關系存在一定的條件，政府制度會對環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應產(chǎn)生影響。因此本文認為“強波特假說”是否成立也受到政府制度的影響。在我國，環(huán)境規(guī)制政策一般由中央政府統(tǒng)一制定，由地方政府執(zhí)行，然而在中央與地方的財政分權制度下，地方政府有足夠的操作空間，政府官員可能會出于自身利益有選擇性地執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策。這源于地方政府的經(jīng)濟發(fā)展動機，在官員晉升考核主要圍繞地區(qū)生產(chǎn)總值指標的政治背景下，地方政府很可能隱形地對環(huán)境政策采取“非完全執(zhí)行”的態(tài)度，通過犧牲環(huán)境來實現(xiàn)經(jīng)濟增長。部分學者（張華，2014；羅能生等，2017）得出了一致結論，認為財政分權改革是導致環(huán)境政策失靈的主要因素。在此機制下，中央的環(huán)境政策執(zhí)行效果可能大打折扣，也導致了企業(yè)技術創(chuàng)新態(tài)度的轉變，最終影響技術創(chuàng)新投入強度和企業(yè)競爭力。因此財政分權體制可能是影響“波特假說”成立的一個重要因素，本文認為在“強波特假說”檢驗過程中應納入這一變量。

為重新檢驗“強波特假說”，驗證“弱波特假說成立，強波特假說不成立”這一觀點，本文選擇企業(yè)層面的數(shù)據(jù)進行實證分析。為保證“強波特假說”檢驗的充分性和完整性，本文主要考慮三個方面：一是導致“強波特假說”不成立的一個重要原因是環(huán)保技術創(chuàng)新與非環(huán)保技術創(chuàng)新對企業(yè)競爭力和企業(yè)績效的影響不同，但以往分析未將兩種創(chuàng)新投入分開，由于地方環(huán)境規(guī)制強度、企業(yè)類型不同，企業(yè)的非環(huán)保創(chuàng)新投入比例存在較大差別，這會影響環(huán)境規(guī)制與企業(yè)績效的關系；二是考慮了“強波特假說”的外部影響因素。在對“弱波特假說”檢驗時，較多學者發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的關系受到第三者因素（主要是政府和地區(qū)）的調整作用，地方政府對企業(yè)環(huán)境污染的態(tài)度以及財政分權體系會影響環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應，也會傳導到企業(yè)績效和企業(yè)競爭力；三是采用宏觀層面環(huán)境規(guī)制和微觀層面企業(yè)績效數(shù)據(jù)。目前較多文獻在檢驗環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新關系時，采用的是省級或者行業(yè)層面的數(shù)據(jù)，這會影響從宏觀政策到微觀企業(yè)行為的傳導機制判斷，此外加總數(shù)據(jù)也不能反映分解數(shù)據(jù)的企業(yè)差異性，使估計結果不合理。為此，本文選取我國A股上市公司數(shù)據(jù)，將企業(yè)技術創(chuàng)新分為環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新，檢驗環(huán)境規(guī)制是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，并最終影響企業(yè)績效，并探討財政分權在這一過程中是否存在調節(jié)作用。endprint

二、文獻回顧

政府設計環(huán)境規(guī)制政策的目標是限制企業(yè)的污染性生產(chǎn)經(jīng)營行為，從而達到降低污染排放量，起到環(huán)境保護的作用。然而，對于被規(guī)制的對象企業(yè)來說，環(huán)境規(guī)制必然增加企業(yè)的環(huán)境遵循成本，為抵消這一部分“額外支出”，企業(yè)通常會選擇環(huán)保創(chuàng)新和技術創(chuàng)新，前者從污染源解決企業(yè)的環(huán)境污染問題，降低企業(yè)的環(huán)境成本，后者則期望通過提高企業(yè)產(chǎn)品的競爭力和企業(yè)績效來抵消環(huán)境成本。因此理論上環(huán)境規(guī)制會促進企業(yè)研發(fā)投入的“弱波特假說”是可能成立的，然而，環(huán)境規(guī)制下的企業(yè)技術創(chuàng)新是否能增加企業(yè)競爭力和企業(yè)績效，這則取決于企業(yè)技術創(chuàng)新補償效應能否超過環(huán)境遵循成本。新古典環(huán)境學說認為，環(huán)境規(guī)制使企業(yè)的環(huán)境污染成本“內(nèi)部化”，企業(yè)不得不增加額外支出，降低了企業(yè)績效和競爭力。“波特假說”則認為恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，產(chǎn)生“創(chuàng)新補償效應”和“先動優(yōu)勢”，提高企業(yè)的績效和競爭力。“創(chuàng)新補償效應”是指企業(yè)由于環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)創(chuàng)新能帶來企業(yè)績效上升，而企業(yè)績效上升能補償環(huán)境規(guī)制的環(huán)境成本。創(chuàng)新補償效應可以分為“過程補償”和“產(chǎn)品補償”，其中“過程補償”指環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)主動研發(fā)更為先進的生產(chǎn)工藝或技術，“產(chǎn)品補償”指環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)生產(chǎn)更加符合市場環(huán)境的綠色環(huán)保產(chǎn)品。“先動優(yōu)勢”是指當一個地區(qū)率先實施環(huán)境規(guī)制政策時，該地區(qū)的企業(yè)會進行研發(fā)生產(chǎn)出更多符合環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)品，從而在地區(qū)競爭力中存在先前優(yōu)勢。

自從“波特假說”被提出后，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新、企業(yè)競爭力到底存在何種影響陷入了爭議中，為此許多學者從實證的角度進行檢驗。從現(xiàn)有文獻來看，大多數(shù)學者對“波特假說”的前半部分即“弱波特假說”進行了檢驗，但所得結論不一致，部分學者得出了環(huán)境規(guī)制能促進企業(yè)技術創(chuàng)新的結論（Ford et al.，2014；Yang & Yang，2015；原毅軍和謝榮輝，2015；曾義等，2016），也有學者得出了環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新為非線性U型關系（殷寶慶，2012；蔣伏心等，2013；劉和旺等，2016），部分學者還得出了不確定的關系，認為環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用存在地區(qū)、行業(yè)差異，并且受衡量指標、計量方法、政府體制等影響（余偉等，2016；張平等，2016）。

對于“強波特假說”的驗證相對偏少，主要有環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響、環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響兩個方面。王杰和劉斌（2014）以1998-2011年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，分析得出環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“倒N型”關系，其認為現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制水平整體較低。原毅軍和謝榮輝（2016）通過分析環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長之間的關系，得出“強波特假說”是否成立既與環(huán)境規(guī)制的強度相關，也與環(huán)境規(guī)制的類型相關。劉和旺（2016）研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率間存在倒U型關系，適宜的環(huán)境規(guī)制強度能激發(fā)企業(yè)的“創(chuàng)新補償效應”。劉傳江和趙曉夢（2017）驗證了強波特假說在不同污染程度行業(yè)是否成立，結果顯示“強波特假說”在工業(yè)部門內(nèi)存在產(chǎn)業(yè)異質性，高碳密集產(chǎn)業(yè)和中碳密集產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度與綠色全要素生產(chǎn)率呈“U”型關系，低碳密集產(chǎn)業(yè)呈倒“U”型關系，這表明假說成立取決于環(huán)境規(guī)制強度。在企業(yè)績效方面，Peuckert（2014）研究得出短期環(huán)境規(guī)制與競爭力負相關，長期則有利于企業(yè)競爭力和績效提升。胡元林和孫旭丹（2015）運用SCP分析框架，分析了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效的影響，得到市場激勵型環(huán)境規(guī)制和自愿型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)保行為和企業(yè)績效均產(chǎn)生顯著的正向影響。李樹等（2016）借鑒現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學的“結構-行為-績效”分析范式，得出環(huán)境規(guī)制能提高企業(yè)績效。廖瑞斌（2016）利用中國三大經(jīng)濟集聚區(qū)的工業(yè)企調查問卷數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結果顯示環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效有顯著正影響。

此外一些學者將“弱波特假說”和“強波特假說”結合在一起研究，蔣秀蘭和沈志漁（2015）指出國內(nèi)外學者已經(jīng)提出一些有價值的觀點并就弱波特假說形成了較為一致的意見，但對強波特假說的理論和實證方面的研究結論仍存在較大分歧。Lanoie et al.（2011）運用7個OECD國家的企業(yè)調查數(shù)據(jù)，分析結果顯示環(huán)境規(guī)制能激勵企業(yè)創(chuàng)新，但會弱化企業(yè)的經(jīng)營績效，這說明環(huán)境規(guī)制引致創(chuàng)新對企業(yè)績效的積極作用小于環(huán)境規(guī)制帶來的成本上升。Rubashkina et al.（2015）基于歐洲制造業(yè)部門，檢驗環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與企業(yè)競爭力的關系，結果支持了弱波特假說，而強波特假說不成立。Leeuwen & Mohnen（2017）利用荷蘭制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新有顯著的正向關系，但生態(tài)創(chuàng)新并不能提升企業(yè)績效。國內(nèi)學者頡茂華等（2014）利用滬深A股企業(yè)數(shù)據(jù)分析得到環(huán)境規(guī)制對中國重污染企業(yè)的R&D投入起到一定的促進與激勵作用，但環(huán)境規(guī)制與企業(yè)的經(jīng)營績效呈負向關系，污染型企業(yè)由于加大環(huán)保投資，使資本從生產(chǎn)經(jīng)營投入流向了環(huán)保，影響了企業(yè)經(jīng)營績效。余偉等（2017）的工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗得出了相同的結論。

由以上文獻可以看出，目前在環(huán)境規(guī)制下，污染型企業(yè)已有研發(fā)意識和研發(fā)創(chuàng)新行為，但技術創(chuàng)新卻很少產(chǎn)生創(chuàng)新績效，企業(yè)競爭力和企業(yè)績效并未得到顯著提升，造成“創(chuàng)新補償機制”缺失。對此的機制已在前面進行了解析。本文認為，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新成果能否抵消環(huán)境成本與研發(fā)費用的總和，關鍵在于研發(fā)創(chuàng)新能否產(chǎn)生企業(yè)績效效應。為此不同于以往一些文獻直接考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，本文采用Homamoto（2006）的兩步法進行分析，第一步檢驗環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，第二步檢驗技術創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響。進一步，由于企業(yè)綠色環(huán)保技術創(chuàng)新更多的是改善企業(yè)生產(chǎn)性行為，規(guī)避環(huán)境處罰，相反，非環(huán)保技術創(chuàng)新的目的是通過提升產(chǎn)品競爭力來抵消環(huán)境處罰，因此不同類型的創(chuàng)新對企業(yè)績效效應不同，以往文獻未將創(chuàng)新分類檢驗，這也可能是導致“強波特假說”結論難以確定的主要因素。為此，本文主要結合財政分權的背景，檢驗企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新與非環(huán)保創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響，并進行穩(wěn)健性檢驗，全面重新驗證“強波特假說”。endprint

三、研究設計

（一）樣本選擇

國內(nèi)大多數(shù)學者基于省級或行業(yè)數(shù)據(jù)對“波特假說”進行檢驗，這存在非常明顯的缺陷，即會將非創(chuàng)新企業(yè)和創(chuàng)新企業(yè)綜合在一起，導致結果失真。企業(yè)是環(huán)境規(guī)制的最終實施對象和決策反應主體，因此利用企業(yè)數(shù)據(jù)直接觀察更為合理。本文以中國A股制造業(yè)上市公司為初始樣本，并進行如下原則篩選：（1）剔除ST、PT類型上市公司；（2）剔除研究期間（2007-2015年）存續(xù)不完整或者主要變量數(shù)據(jù)存在較多缺失值的企業(yè)；（3）剔除《中國城市統(tǒng)計年鑒》中沒有披露企業(yè)所在地城市數(shù)據(jù)的企業(yè)。根據(jù)上述標準處理，最終得到了527家企業(yè)共4599個觀測值。為了避免變量存在嚴重的極端值問題，對連續(xù)變量進行了雙側共計1%的縮尾（Winsorize）處理。本文企業(yè)基本面數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)全部來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，研發(fā)數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫。地區(qū)環(huán)境規(guī)制和財政分權變量原始數(shù)據(jù)取自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。樣本區(qū)間設定為2007-2015年，之所以選擇初始年份為2007年，是考慮到2006年財政部在新會計準則中要求上市企業(yè)披露研發(fā)費用數(shù)據(jù)，因此該數(shù)據(jù)從2007年起才被披露。

（二）模型構建

“波特假說”的內(nèi)涵是環(huán)境規(guī)制首先促進企業(yè)技術創(chuàng)新，其次企業(yè)技術創(chuàng)新提升企業(yè)競爭力和企業(yè)績效。為此本文考慮結構-行為-績效（SCP）范式，采用Hamamoto（2006）的兩階段法來檢驗“強波特假說”是否成立。

第一階段是分析環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響，也是“弱波特假說”的驗證。模型設定為：

RDit=C+α1×ERit+∑jβjXj，it+indi+yeart+εit（1）

RDit=C+α1×ERit+α2×（ER×FD）it+∑jβjXj，it+indi+yeart+εit（2）

在模型（1）中，RDit是企業(yè)研發(fā)投入，代表企業(yè)技術創(chuàng)新。本文考慮到企業(yè)在環(huán)境規(guī)制下的創(chuàng)新行為可以分為環(huán)保創(chuàng)新和非環(huán)保創(chuàng)新兩種，因此RDit不僅表示企業(yè)總創(chuàng)新投入，也表示企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入RD1it、非環(huán)保創(chuàng)新投入RD2it。ERit表示環(huán)境規(guī)制水平，Xj，it表示第j個方程控制變量，ind、yeart分別表示企業(yè)所在行業(yè)和時期虛擬變量。模型（2）中FD是財政分權變量，ER×FD用于觀測財政分權對“弱波特假說”的影響。

第二階段是分析技術創(chuàng)新對企業(yè)競爭力的影響。具體設定以下兩個模型：

comptit=C+α1×RDit+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（3）

comptit=C+α1×RD1it+α2×RD2it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（4）

comptit=C+α1×RDit+γ1×（RD×FD）it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（5）

comptit=C+α1×RD1it+α2×RD2it+γ1×（RD1×FD）it+γ2×（RD2×FD）it+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit （6）

在模型（3）、（4）中，comptit是企業(yè)競爭力變量，RDit、RD1it、RD2it分別表示企業(yè)總創(chuàng)新投入、環(huán)保創(chuàng)新投入和非環(huán)保創(chuàng)新投入。之所以將RDit與RD1it、RD2it分開，是考慮到多重共線性的問題。Yj，it表示第j個方程控制變量。模型（5）、（6）是在模型（3）、（4）的基礎上引入研發(fā)投入與財政分權的交叉項，判斷財政分權對技術創(chuàng)新與企業(yè)競爭力關系的影響。

如果“強弱波特假說”成立，那么以上模型中，環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)和研發(fā)投入變量系數(shù)應顯著為正。

（三）變量選取和說明

1.企業(yè)競爭力

“強波特假說”是指環(huán)境規(guī)制引致創(chuàng)新提升企業(yè)績效和企業(yè)生產(chǎn)率，為此本文對于企業(yè)競爭力的衡量采用兩個指標，第一個指標是企業(yè)績效，對于企業(yè)績效，頡茂華等（2014）用托賓Q值、李樹等（2016）用總資產(chǎn)貢獻率進行衡量，本文認為企業(yè)績效更應該表現(xiàn)在財務績效上，因此本文用凈資產(chǎn)收益率（ROE，凈利潤與企業(yè)凈資產(chǎn)之比）進行代理；第二個指標是企業(yè)生產(chǎn)率，余偉等（2016）用勞動生產(chǎn)率、李強（2017）用企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行衡量，本文借鑒余偉的方法，用勞動生產(chǎn)率（productivity，企業(yè)增加值與企業(yè)職工人數(shù)之比，其中企業(yè)增加值=企業(yè)主營業(yè)務收入

SymboltB@ 增加值率）進行代理。

2.企業(yè)技術創(chuàng)新

國內(nèi)學者在檢驗“弱波特假說”時大多數(shù)用企業(yè)總研發(fā)投入代替企業(yè)技術創(chuàng)新，而很少將企業(yè)研發(fā)投入進行環(huán)保創(chuàng)新型投入和非環(huán)保創(chuàng)新型投入?yún)^(qū)分，對此的主要原因是國內(nèi)企業(yè)并未嚴格區(qū)分環(huán)保和非環(huán)保研發(fā)投入、環(huán)保專利數(shù)和非環(huán)保專利數(shù)，造成數(shù)據(jù)缺失。本文借鑒Hamamoto（2006）的方法，將企業(yè)總研發(fā)投入分解為環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入。具體計算方法為：

RD1t=βER×[ΔERtERt-1]×RDt（7）

RD2t=RDt-RD1t（8）

其中，ΔERt/ERt-1是環(huán)境規(guī)制水平的變化率，βER是待估計系數(shù)，本文參考頡茂華等（2014）將其值取為1，RDt是企業(yè)總研發(fā)投入。對于企業(yè)總研發(fā)投入，2007年新準則實施后上市公司被要求對研發(fā)投入數(shù)據(jù)進行披露。在披露的報表中，研發(fā)投入主要來自報表中“研發(fā)支出”及“管理費用”、“支付的其他與經(jīng)營活動有關的現(xiàn)金”中的“研究開發(fā)費”、“技術開發(fā)費”等。本文取這三項費用加和作為企業(yè)當年的研發(fā)投入額。

3.環(huán)境規(guī)制

目前學者對于環(huán)境規(guī)制的衡量指標并不統(tǒng)一，較多學者用污染去除率衡量，如張華（2014）用工業(yè)二氧化硫（SO2）去除率進行衡量，傅強等（2016）用廢物利用率進行衡量，本文認為在目前無法統(tǒng)計獲得各個地區(qū)明文出臺的環(huán)境規(guī)制政策文件的情況下，用廢物利用率或者去除率來衡量環(huán)境規(guī)制有一定的合適性。為此，本文用企業(yè)所在地級市的工業(yè)固體廢物利用率來衡量環(huán)境規(guī)制程度，同時，用工業(yè)二氧化硫去除率進行穩(wěn)健性檢驗。兩個指標數(shù)值越高，表示環(huán)境規(guī)制越強。endprint

4.財政分權

目前部分學者用各省預算內(nèi)本級財政支出與中央預算內(nèi)本級財政支出之比衡量財政分權，也有學者用本級政府財政支出占全部（中央加地方）的財政支出的比例來衡量財政分權程度，如鄧慧慧和桑百川（2015）。本文將企業(yè)所在地級市作為宏觀政策向微觀企業(yè)傳導的最終政府環(huán)節(jié)，因此本文同時納入市、省、中央三個層級的財政支出數(shù)據(jù)。為了消除人口規(guī)模的影響，本文用人均財政支出表示。財政分權等于人均地級市財政支出/（人均地級市財政支出+人均省凈財政支出+人均中央財政支出）。其中省凈財政支出=全省財政支出-各地級市財政支出之和。

5.控制變量

對于模型（1）和模型（3），本文選擇不同的控制變量。其中模型（1）的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、內(nèi)部控制、企業(yè)所有權性質、現(xiàn)金流、主營收入增長率6個變量，模型（3）的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、內(nèi)部控制、企業(yè)所有權性質、股權集中度、成本費用率6個變量。各變量的具體定義見表1。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了各個變量的描述性統(tǒng)計結果。可以看到，企業(yè)凈資產(chǎn)收益率均值為0070，中位數(shù)為0079，說明大致服從正態(tài)分布，5%分位點數(shù)為-0105，95%分位點數(shù)為0264，可見不同企業(yè)間企業(yè)績效差異較為明顯。企業(yè)勞動生產(chǎn)率均值為2334萬元，中位數(shù)為1551萬元，說明呈現(xiàn)右偏分布。企業(yè)總研發(fā)投入額均值為12億元，中位數(shù)為3560萬元，其中環(huán)保研發(fā)投入均值為33738萬元，中位數(shù)為31萬元，非環(huán)保研發(fā)投入均值為116億元，中位數(shù)為3430萬元，計算可得環(huán)保研發(fā)投入占比28%，非環(huán)保研發(fā)投入占比972%，二者差異非常明顯，并且從中位數(shù)與均值的差異來看，較多上市企業(yè)缺乏環(huán)保創(chuàng)新投入。企業(yè)所在地環(huán)境規(guī)制（工業(yè)固體廢物利用率）平均水平為0875，5%分位數(shù)點為0503，95%分位數(shù)點為0998，說明地區(qū)間環(huán)境規(guī)制程度存在較大差異。工業(yè)二氧化硫去除率有相似特征。財政分權強度均值水平為0773，5%分位數(shù)點為0558，99%分位數(shù)點為0963，說明地方政府普遍具有較高的財政分權程度。其余控制變量的統(tǒng)計結果見表2。

（二）模型估計結果

1基準結果

本文首先采用面板數(shù)據(jù)模型對模型（1）、模型（2）、（3）進行估計，通過F test和Hausman test進行模型選擇，最終在1%概率水平下拒絕了F test和Hausman test的原假設，最終選擇面板數(shù)據(jù)固定效應。表3列（1）-列（3）是模型（1）的估計結果，可以看到當因變量分別是企業(yè)總研發(fā)投入、環(huán)保研發(fā)投入、非環(huán)保研發(fā)投入時，環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)分別為-0054、28612和-0344，分別統(tǒng)計不顯著，在1%概率下統(tǒng)計顯著和在5%概率下統(tǒng)計顯著，說明環(huán)境規(guī)制并不影響企業(yè)總創(chuàng)新投入，但能促進企業(yè)的環(huán)保創(chuàng)新投入，抑制企業(yè)的非環(huán)保創(chuàng)新投入，這表明高水平的環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)增加環(huán)保型創(chuàng)新，從而擠占了非環(huán)保型創(chuàng)新。對于控制變量，在10%概率下顯著（至少2個）的有企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)投入呈正相關，而資產(chǎn)負債率與企業(yè)研發(fā)投入呈負相關，其余變量影響不顯著。

列（4）-列（5）分別是模型（3）、模型（4）的估計結果，可以看到列（4）企業(yè)總研發(fā)投入變量系數(shù)為0016，在5%概率下統(tǒng)計顯著，說明企業(yè)總研發(fā)投入對企業(yè)績效有正向作用，列（5）將企業(yè)總研發(fā)投入分為環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入，結果顯示lnrd1變量系數(shù)統(tǒng)計不顯著，而lnrd2變量系數(shù)在5%概率下顯著為正，說明企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新投入對企業(yè)績效不存在顯著影響，非環(huán)保創(chuàng)新投入對企業(yè)績效有促進效應。由此結果初步解釋了“弱波特假說成立，強波特假說不成立”的原因，即政府環(huán)境規(guī)制使得制造業(yè)企業(yè)將部分非環(huán)保創(chuàng)新投入資本和資源轉向環(huán)保創(chuàng)新投入，因此環(huán)境規(guī)制能激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的“弱波特假說”成立，但是非環(huán)保創(chuàng)新不能提升企業(yè)績效，而非環(huán)保創(chuàng)新的企業(yè)績效補償效應又受到環(huán)境規(guī)制的制約，最終導致“強波特假說”不成立。該結果與頡茂華等（2014）的結論相同。控制變量中，在5%概率下統(tǒng)計顯著的有企業(yè)資產(chǎn)負債率、迪博內(nèi)控指數(shù)、所有權性質和企業(yè)管理費用率，資產(chǎn)負債率越低、迪博內(nèi)控指數(shù)越高、非國有、管理費用率越低，企業(yè)績效越高。

為進一步檢驗財政分權是否會影響環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應，進而影響企業(yè)績效，本文在表3模型基礎上引入財政分權交叉項變量，即估計模型（2）、模型（4）和模型（5），結果見表4。觀察列（1）-列（3），可以看到單獨的環(huán)境規(guī)制變量分別為-0580、33077、-1022，顯著性與表3一致，說明環(huán)境規(guī)制會促進制造業(yè)企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入，但會抑制非環(huán)保創(chuàng)新投入，與表3結論相同。環(huán)境規(guī)制與財政分權的交叉項變量系數(shù)分別為0889、-6262、0951，分別在10%概率下統(tǒng)計顯著、統(tǒng)計不顯著和統(tǒng)計顯著，這說明財政分權對環(huán)境規(guī)制的企業(yè)創(chuàng)新投入效應有反向調節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：對環(huán)境規(guī)制的企業(yè)總創(chuàng)新投入和非環(huán)保創(chuàng)新投入負效應有正向調節(jié)作用，而對環(huán)境規(guī)制的企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入正效應有負向調節(jié)作用。這說明財政分權深入背景下，地方政府可能出于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、財稅競爭動機和自身政治利益而對中央的環(huán)境政策采取“模糊執(zhí)行”的態(tài)度（張華，2014），從而使地方轄區(qū)內(nèi)企業(yè)在經(jīng)濟利益下放棄增加環(huán)保研發(fā)投入，加大生產(chǎn)性研發(fā)投入。由此也反映了我國地方政府與企業(yè)之間存在某種政治關聯(lián)，而企業(yè)在利潤最大化的經(jīng)營目標下，一旦環(huán)境規(guī)制強度變?nèi)酰蜁杆俜艞壘G色創(chuàng)新繼續(xù)投入生產(chǎn)行為的現(xiàn)象。控制變量中，企業(yè)規(guī)模顯著為正，資產(chǎn)負債率顯著為負，而其余變量系數(shù)統(tǒng)計不顯著，與表3一致。

列（4）與列（5）是在表3列（4）、（5）的基礎上引入研發(fā)投入與財政分權交叉項的結果，可以看到單獨的企業(yè)總研發(fā)投入和企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入系數(shù)仍然為正，而環(huán)保研發(fā)投入系數(shù)不顯著，與表3結果一致。而三個交叉項變量系數(shù)在10%概率下均統(tǒng)計不顯著，說明財政分權對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效的關系不產(chǎn)生調節(jié)作用，這可能是由于財政分權是宏觀政府層面的變量，與微觀企業(yè)不產(chǎn)生直接關聯(lián)。控制變量中，統(tǒng)計顯著的依然是企業(yè)資產(chǎn)負債率、迪博內(nèi)控指數(shù)、所有權性質和企業(yè)管理費用率，與表3高度一致。endprint

2基于不同衡量指標的穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述關于“強波特假說”不成立的結果是否穩(wěn)健，本文從兩個角度進行穩(wěn)健性檢驗，一是替換前面的環(huán)境規(guī)制指標和企業(yè)績效指標，二是運用一步法，即直接考察環(huán)境規(guī)制度企業(yè)績效的影響。對于第一個角度的穩(wěn)健性檢驗結果見表5，其中環(huán)境規(guī)制由企業(yè)所在城市的工業(yè)二氧化硫去除率（SO2）衡量，企業(yè)績效由企業(yè)勞動生產(chǎn)率（lnproductivity）衡量。從表5看出，列（1）-列（3）下，單獨的SO2變量分別為負向顯著、正向顯著和負向顯著，與表4基本一致，再次驗證環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新投入有正效應，對非環(huán)保創(chuàng)新投入有負效應。交叉項變量分別為正向顯著、負向顯著和正向顯著，說明財政分權對二氧化硫去除率的企業(yè)研發(fā)投入效應有反向調節(jié)作用，表明在財政分權下，會降低環(huán)境規(guī)制對企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新的負作用，同時也會降低環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)保創(chuàng)新的正作用。對于列（4）與列（5），可以看到單獨的lnrd、lnrd1和lnrd2三個變量系數(shù)分別顯著大于0、不顯著、顯著大于0，與表2和表3具有一致結果，而企業(yè)研發(fā)投入與財政分權的交叉項也表現(xiàn)為正向顯著（lnrd

SymboltB@ fd）、不顯著（lnrd1

SymboltB@ fd）、正向顯著（lnrd2

SymboltB@ fd），說明財政分權會影響非環(huán)保研發(fā)投入與企業(yè)勞動生產(chǎn)率的關系，這與表4結果相異，對此本文認為財政分權在弱化環(huán)境規(guī)制作用同時，會使企業(yè)將更多資本用于非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高了企業(yè)生產(chǎn)率，但生產(chǎn)率的提高不一定能提升企業(yè)績效，這取決于企業(yè)研發(fā)成果能否抵消研發(fā)投入與環(huán)境成本之和。由表4結果說明財政分權下，企業(yè)新增非環(huán)保研發(fā)成果不能完全抵消研發(fā)投入與環(huán)境成本。

3基于一步法的穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效是否存在直接影響，本文借鑒Gray & Shadbegian（2003），設定如下模型進行檢驗：

comptit=C+α1×RDit+γ1×ERi，t-1+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（9）

comptit=C+α1×RDit+γ1×ERi，t-1+γ2×（ERi，t-1×fd）+∑jβjYj，it+indi+yeart+εit（10）

其中RDit表示企業(yè)總研發(fā)投入，也表示企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入。ERi，t-1為滯后一期的環(huán)境規(guī)制，主要是考慮到從環(huán)境規(guī)制政策實施到企業(yè)增加研發(fā)投入從而對企業(yè)績效產(chǎn)生影響需要時間過程。

對于模型（9）和模型（10）的估計結果如表6所示，可見列（1）、（2）未引入環(huán)境規(guī)制與財政分權的交叉項時，企業(yè)總創(chuàng)新投入與非環(huán)保創(chuàng)新投入變量分別在5%和10%概率下統(tǒng)計顯著為正，而環(huán)保創(chuàng)新投入變量不顯著，這個結果與前面一致。而環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)統(tǒng)計不顯著，說明環(huán)境規(guī)制未對企業(yè)績效產(chǎn)生直接影響。列（3）、（4）下為引入交叉項后的結果，顯示lnrd與lnrd2變量仍然在5%和10%概率下顯著大于0，lnrd1變量統(tǒng)計不顯著，環(huán)境規(guī)制與交叉項變量也在10%概率下統(tǒng)計不顯著，再次說明環(huán)境規(guī)制不會影響企業(yè)績效，同時財政分權對二者關系并不產(chǎn)生顯著影響。

通過表5和表6的分析，最終驗證和表明本文所得結論是穩(wěn)健的，即“強波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立，盡管企業(yè)非環(huán)保創(chuàng)新能提升企業(yè)績效與競爭力，但高環(huán)境規(guī)制水平會使企業(yè)將部分研發(fā)資金轉向環(huán)保創(chuàng)新，而環(huán)保創(chuàng)新并不能帶來企業(yè)績效和競爭力上升。與此同時，財政分權會適當弱化這一影響，財政分權使企業(yè)降低環(huán)保創(chuàng)新投入，增加非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，但對企業(yè)的財務績效影響不明顯。本文的結果為“弱波特假說”成立存在一定條件、“強波特假說”不成立提供了中國經(jīng)驗解釋，眾多學者在檢驗環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應時，未將企業(yè)技術創(chuàng)新區(qū)分環(huán)保技術創(chuàng)新與非環(huán)保技術創(chuàng)新，導致檢驗結果不一致。本文認為在企業(yè)財務預算體系下，企業(yè)的研發(fā)投入往往是固定的，環(huán)境規(guī)制水平上升會使企業(yè)在增加環(huán)保創(chuàng)新投入還是繼續(xù)維持非環(huán)保創(chuàng)新投入之間進行權衡，而不同環(huán)境規(guī)制水平、不同研發(fā)投入強度等會造成企業(yè)決策相異，最終影響“弱波特假說”的成立。而對于“強波特假說”，關鍵在于企業(yè)將研發(fā)資金如何分配，在環(huán)境規(guī)制下，企業(yè)如果增加環(huán)保研發(fā)投入，會擠占非環(huán)保研發(fā)投入，由于前者不能產(chǎn)生明顯的企業(yè)績效（只增加了綠色創(chuàng)新成本），在綜合作用下會降低企業(yè)績效；而企業(yè)如果不增加環(huán)保研發(fā)投入，那么將遭受環(huán)境懲罰，從本文的分析結果看非環(huán)保創(chuàng)新投入產(chǎn)生的企業(yè)收益能抵消環(huán)境成本，帶來企業(yè)績效上升，但是現(xiàn)實中企業(yè)社會責任約束、強制型環(huán)境政策等使得企業(yè)不得不將部分資本投入到綠色創(chuàng)新、節(jié)能減排中，最終未能實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制通過引致創(chuàng)新提高企業(yè)績效，因此“強波特假說”在中國還不成立。

五、結論

目前較多國內(nèi)外學者對環(huán)境規(guī)制是否能引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的“弱波特假說”進行檢驗，而對環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)創(chuàng)新是否能提高企業(yè)績效與企業(yè)競爭力的“強波特假說”卻關注很少。然而，企業(yè)技術創(chuàng)新能否帶來企業(yè)績效和競爭力上升？以往學者未將企業(yè)研發(fā)投入進行環(huán)保研發(fā)投入和非環(huán)保研發(fā)投入的區(qū)分，然而二者對企業(yè)績效的影響是不同的，這也是造成“創(chuàng)新補償機制”成立與否的一個重要因素。本文利用2007-2015年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用Homamoto（2006）的兩階段法對“強波特假說”進行分析，并討論政府財政分權是否會對這一結果產(chǎn)生影響。實證結果表明，環(huán)境規(guī)制會促進企業(yè)環(huán)保研發(fā)投入，但會抑制企業(yè)非環(huán)保研發(fā)投入，環(huán)保研發(fā)投入對企業(yè)績效與競爭力不產(chǎn)生顯著影響，非環(huán)保研發(fā)投入則存在顯著正影響。企業(yè)社會責任與強制型環(huán)境規(guī)制驅使企業(yè)將研發(fā)資金轉向環(huán)保創(chuàng)新，但財政分權會弱化這一影響，財政分權使企業(yè)降低環(huán)保創(chuàng)新投入，增加非環(huán)保創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)率，但對企業(yè)績效影響不明顯。在運用不同衡量指標以及考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)績效直接影響后，所得結論是穩(wěn)健的，說明“強波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中并不成立。endprint

注釋：

①“綠色悖論”是指環(huán)境規(guī)制政策增多、規(guī)制程度加強下，社會的環(huán)境污染問題并沒有得到遏制，能源消費、大氣排放等不減反增。

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Retesting of “Strong Potter Hypothesis” under Fiscal Decentralization： From the

Perspectives of Enterprise Environmental Protection Innovation and

Non-environmental Protection Innovation

CHEN Yu-ke

（College of Economics and Management， Southwest Petroleum University， Chengdu 610500，China）

Abstract：The “Weak Potter Hypothesis” defined as environmental regulation can lead to corporate technological innovation has been verified by many studies， but the “Strong Potter Hypothesis” defined as enterprise innovation can improve enterprise performance through innovation has rarely been verified by related research. Based on 2007-2015 data of listed companies in China′s manufacturing industry， this paper uses the two stage method of Homamoto to analyze the “Strong Potter Hypothesis”， and discusses whether fiscal decentralization can produce mediating effect. Empirical research shows environmental regulation will promote corporate environmental R&D input， but will reduce corporate non- environmental R&D input， environmental protection R&D investment has no significant impact on enterprise performance and competitiveness， while non-environmental protection R&D investment has a significant positive impact；corporate social responsibility and mandatory environmental regulation drive enterprises to increase environmental protection innovation investment， but fiscal decentralization will weaken this behavior. The conclusions of this study show that the strong Potter hypothesis is not existed in the Chinese listed manufacturing enterprises.

Key words：Strong Potter Hypothesis； firm performance； environmental protection innovation； environmental regulation； fiscal decentralization

（責任編輯：周正）endprint