環(huán)境規(guī)制、政治關聯(lián)與研發(fā)創(chuàng)新資源配置

許松濤，陳霞

（九江學院會計學院，江西 九江，332005）

一、引言

如何引導重污染行業(yè)企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新、轉型升級成為我國政府環(huán)境規(guī)制的重點。現(xiàn)有文獻主要從宏觀和行業(yè)層面對“波特假說”進行檢驗，較少涉及到微觀層面對重污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響的研究。本文則從企業(yè)政治關聯(lián)的微觀視角，考察其對研發(fā)創(chuàng)新的影響機理與效應，以期為政府的環(huán)境規(guī)制決策，提供微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)參考。

研究政治關聯(lián)對重污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響有著重要的理論意義。已有理論研究認為，政治關聯(lián)與研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的兩種不同甚至是互斥的戰(zhàn)略選擇（楊其靜，2011）。杜興強等（2012）、袁建國等（2015）、黨力等（2015）、Kim（2017）的經(jīng)驗研究亦驗證了政治關聯(lián)對研發(fā)創(chuàng)新具有抑制效應。本文以嚴格環(huán)境規(guī)制背景下的 “十二五”期間為樣本區(qū)間，卻首次發(fā)現(xiàn)重污染行業(yè)企業(yè)的政治關聯(lián)對研發(fā)創(chuàng)新并未產(chǎn)生擠出效應，相反，推進了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新資源配置；同時本文亦發(fā)現(xiàn)非重污染行業(yè)的政治關聯(lián)，依然對研發(fā)創(chuàng)新具有抑制效應，與已有研究結論一致。

本文試圖基于如下背景來推進研究：（1）主要污染物約束性指標的構建，標志著我國政府自“十一五”開始，環(huán)境規(guī)制強度上升到非常嚴格的程度，環(huán)境治理目標已成為影響政府決策的重要因素；（2）在嚴格環(huán)境規(guī)制背景下，政治關聯(lián)帶來的廉價政府資源，誘導重污染行業(yè)企業(yè)選擇粗放型發(fā)展方式的政府資源基礎已不復存在；（3）研發(fā)創(chuàng)新資源配置，是政治關聯(lián)的重污染行業(yè)企業(yè)，為迎合政府環(huán)境治理與轉型升級目標，同時實現(xiàn)自身創(chuàng)新競爭優(yōu)勢的雙贏發(fā)展方式。

本文的研究貢獻存在如下幾個方面：（1）首次發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的正面促進作用，豐富了政治關聯(lián)的理論研究。已有文獻關于政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響的分析框架，均假設企業(yè)在受資源約束下，政治關聯(lián)與研發(fā)創(chuàng)新資源配置具有互斥性（楊其靜，2011），而本文則在重污染行業(yè)內發(fā)現(xiàn)相反的結論；（2）拓寬了重污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)支出決策的微觀研究視角。已有文獻主要從宏觀層面考察其對重污染行業(yè)研發(fā)支出的影響情況。與本文從微觀研究視角相接近的是謝喬昕（2016）的研究，其發(fā)現(xiàn)政企關系能減弱環(huán)境規(guī)制擾動對企業(yè)研發(fā)投入的抑制效應，但該研究沒有將重污染與非重污染行業(yè)公司分開考慮，未能區(qū)分不同行業(yè)特征背景下，政治關聯(lián)對研發(fā)創(chuàng)新活動的不同影響機理；（3）首次使用《環(huán)保稅法》中的主要污染物當量參數(shù)和單位稅額參數(shù)，計算各行業(yè)的污染強度與環(huán)境規(guī)制強度。污染強度和規(guī)制強度的度量，一直是環(huán)境規(guī)制方面文獻所面臨的研究設計難點（Brunel和Levinson，2016）。我國2016年底出臺的《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》，將各類污染物設置了當量值，并對水、大氣和固廢確定了單位稅額。本文則首次使用上述參數(shù)，將化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物這四種約束性污染物排放量指標進行轉換，得出行業(yè)污染強度單一指標，并在此基礎上計算出行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度指標，有效地避免了以往研究中，由于水、大氣等不同污染物不同量綱導致無法合并計算的不足。

二、理論分析與研究假設

（一）政治關聯(lián)對企業(yè)發(fā)展方式選擇的影響——基于傳統(tǒng)視角的分析

政治關聯(lián)能給企業(yè)帶來政府管制約束下的各類資源和監(jiān)管優(yōu)勢，如土地、信貸和政府補貼等廉價政府資源，為企業(yè)帶來了低成本競爭優(yōu)勢，將誘使企業(yè)選擇粗放型發(fā)展方式。政治關聯(lián)的上述資源與監(jiān)管優(yōu)勢，還能通過降低市場競爭、助長過度投資等方式加劇企業(yè)的粗放型發(fā)展，阻礙創(chuàng)新，形成政治資源詛咒效應（袁建國等，2015）。杜興強等（2012）、黨力等（2015）、Kim（2017）的經(jīng)驗研究均表明政治關聯(lián)抑制了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，其內在邏輯即為政治關聯(lián)企業(yè)利用廉價政府資源優(yōu)勢，選擇了粗放型發(fā)展方式而形成對研發(fā)創(chuàng)新資源配置的擠出效應。

但理論上，政治關聯(lián)帶來的政府幫助、信貸和產(chǎn)權保護等資源優(yōu)勢亦可幫助企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動。那么為什么政治關聯(lián)企業(yè)不愿選擇研發(fā)創(chuàng)新的發(fā)展方式了？其原因在于研發(fā)創(chuàng)新活動本身具有高風險性和投入產(chǎn)出之間的時間間隔較長等特點。相對而言，粗放型發(fā)展方式能實現(xiàn)低成本競爭優(yōu)勢，所獲得的收益更為直接與迅速。因而，政治關聯(lián)的這種資源優(yōu)勢更多地誘發(fā)企業(yè)選擇粗放型發(fā)展方式。

（二）重污染行業(yè)政治關聯(lián)對企業(yè)發(fā)展方式選擇的影響——基于嚴格環(huán)境規(guī)制背景的分析

改革開放以來我國經(jīng)濟增長主要依賴于資源要素投入，呈現(xiàn)出粗放型增長特點（王小魯?shù)龋?009）。這種增長方式為中國潛在經(jīng)濟增長提供了平均9.5%的增速, 但約有2%為環(huán)境污染所付出的代價，帶來生態(tài)資源破壞（袁富華，2010）。在此背景下，加上政治關聯(lián)能給企業(yè)帶來的廉價資源和政府支持，將誘使重污染行業(yè)企業(yè)選擇粗放型發(fā)展方式。

由于“十五”期間我國政府的環(huán)境治理目標未能完成，我國自“十一五”開始實施嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，在原有主要污染物總量控制的基礎上，首次增加了化學需氧量和二氧化硫排放總量等約束性指標，期末污染物排放未達標的地區(qū)主要領導將被問責。并相續(xù)出臺或強化了綠色信貸、綠色證券、淘汰落后產(chǎn)能政策。到“十二五”期間，主要污染物的約束性指標由二個擴展到四個，包括了化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物，其對政府的環(huán)境治理目標進一步加大。在環(huán)境規(guī)制目標成為各級政府的約束性指標后，政治關聯(lián)企業(yè)難以繼續(xù)利用從政府獲得的廉價要素資源和寬松監(jiān)管環(huán)境，選擇粗放型的發(fā)展模式，因為此類發(fā)展模式有違政府的環(huán)境規(guī)制目標，將使提供此類廉價資源或寬松監(jiān)管環(huán)境的政府官員承擔著較高的政治風險。

另一方面，我國環(huán)境規(guī)制政策本身即服務于國家經(jīng)濟轉型發(fā)展的戰(zhàn)略目標，鼓勵技術創(chuàng)新。如《國家環(huán)境保護“十二五”規(guī)劃》指出：黨中央、國務院高度重視環(huán)境保護工作，將其作為轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要手段。并強調加強科技支撐進行環(huán)境治理的要求。而技術進步又是我國經(jīng)濟轉型發(fā)展的重要要求，以改變我國不具有可持續(xù)性的要素投入的粗放型經(jīng)濟增長方式。因此，在政治關聯(lián)帶來的粗放型發(fā)展方式難以為繼的背景下，基于迎合政府約束性目標的考慮，政治關聯(lián)更有可能推動企業(yè)將資源配置到研發(fā)創(chuàng)新活動上，以幫助政府實現(xiàn)環(huán)境治理與經(jīng)濟轉型目標，維護良好的政企關系，并實現(xiàn)自身的創(chuàng)新競爭優(yōu)勢。事實上，F(xiàn)an等（2007）即發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)企業(yè)需幫助政府承擔一些政府的職責和目標，更有可能迎合政府的干預政策。

（三）重污染行業(yè)政治關聯(lián)對促進研發(fā)創(chuàng)新的優(yōu)勢分析

1.政治關聯(lián)與企業(yè)的風險承擔能力

研發(fā)項目通常被認為是高風險的投資項目，由研發(fā)投入引起的未來現(xiàn)金流量，遠比投資固定資產(chǎn)有著更多的不確定性，且研發(fā)項目的失敗率較高，因而從事研發(fā)投入的企業(yè)需要具有更大的風險承受能力。

有政治關聯(lián)的公司，在遇到困境時更容易得到政府的救助（Faccio等，2006）。Boubakri等(2013)還發(fā)現(xiàn)，政治關聯(lián)與公司風險承擔呈正相關關系。因此，有政治關聯(lián)的重污染行業(yè)企業(yè)，更有能力承擔研究創(chuàng)新帶來的高風險。

2.政治關聯(lián)與企業(yè)高管的風險承擔能力

具有政治關聯(lián)的高管，通過政治關聯(lián)建立個人政治資本，以利于其得到政府的幫助與支持，從而構建管理防御，當企業(yè)經(jīng)營業(yè)績不佳時則能避免被解聘的風險（Cao等，2017）。因此，具有政治關聯(lián)的高管更能承擔一些高風險的研發(fā)創(chuàng)新活動，能容忍更多的失敗。

3.政治關聯(lián)與企業(yè)融資便利。企業(yè)的研發(fā)投入離不開資金支持，針對我國公司的研究表明，融資約束抑制了企業(yè)的研發(fā)投入，這種情況在民營企業(yè)中更為顯著（解維敏等，2009）。康志勇（2013）的研究則表明，政府支持對企業(yè)研發(fā)具有激勵效應并在一定程度上可以緩解融資約束對企業(yè)研發(fā)的抑制效應。究其原因，在于政治關聯(lián)的企業(yè)通過政府的支持和隱形擔保，具有融資的便利，因而有利于企業(yè)進行研發(fā)活動，提高研發(fā)效率。

4.政治關聯(lián)與信息獲取優(yōu)勢。當企業(yè)面對不確定性政策時，其投資機會的期權價值得以提高，可導致企業(yè)減少或推遲投資（Abel和Eberly，1994）。謝喬昕（2016）的研究即表明，環(huán)境規(guī)制政策的擾動對企業(yè)研發(fā)投入有著顯著的抑制效應，即環(huán)境規(guī)制政策變化越大，企業(yè)越會減少研發(fā)投入。但對于具有政治關聯(lián)的企業(yè)而言，由于與政府之間有著密切聯(lián)系，企業(yè)能較為準確地把握政府的政策精神，從而減少企業(yè)面臨的政策信息不對稱。故政治關聯(lián)的信息獲取優(yōu)勢，有助于推進企業(yè)的研發(fā)投入。

5.政治關聯(lián)與產(chǎn)權保護。

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動有賴于相關知識產(chǎn)權保護制度安排，否則企業(yè)利益無法得到保護。但是對于新興市場國家如中國而言，這種知識產(chǎn)權制度安排存在著缺失（Allen等，2005）。而政治關聯(lián)企業(yè)由于與政府的良好關聯(lián)，使政治關聯(lián)可作為知識產(chǎn)權保護的替代機制，有助于企業(yè)保護自已的研發(fā)成果，從而在制度安排上幫助企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動。

（四）研究假設的提出

綜上分析，在嚴格的環(huán)境規(guī)制背景下，政治關聯(lián)企業(yè)通過廉價政府資源選擇粗放型發(fā)展方式難以為繼。而在政府環(huán)境治理與經(jīng)濟轉型目標導向下，基于服務于政府目標的考慮，政治關聯(lián)更有可能推動企業(yè)將資源配置到研發(fā)創(chuàng)新活動上，以實現(xiàn)維護良好的政企關系與構建自身的創(chuàng)新競爭優(yōu)勢這種雙贏局面。此外，政治關聯(lián)有助于企業(yè)及其高管提高風險承擔能力，給企業(yè)帶來融資便利、信息優(yōu)勢與產(chǎn)權保護等，將進一步推進重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動。為此，本文提出如下研究假設。

假設1：在嚴格環(huán)境規(guī)制背景下，政治關聯(lián)推動了重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新資源配置。

即使在重污染行業(yè)內部，不同行業(yè)不同年度亦存在著環(huán)境規(guī)制強度的差異。環(huán)境規(guī)制越強，對行業(yè)內政治關聯(lián)企業(yè)原有粗放型發(fā)展方式的負面影響越大，企業(yè)受到“合法性”地位質疑的沖擊亦越大。因此，政治關聯(lián)企業(yè)越有動機借助于政治關聯(lián)帶來的研發(fā)創(chuàng)新資源優(yōu)勢，加大研發(fā)創(chuàng)新，以同時實現(xiàn)政企關系的維護與創(chuàng)新競爭優(yōu)勢的獲取。為此，本文提出研究假設2。

假設2：環(huán)境規(guī)制強度越嚴格，重污染行業(yè)內的政治關聯(lián)對研發(fā)資源的配置越高。

相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)建立政治關聯(lián)的目的更多地是為了獲得合法性地位和政府的支持，有助于其進入管制行業(yè)，消除所有制的歧視（羅黨論和唐清泉，2009）。因而非國有企業(yè)更熱衷于政治關聯(lián)建設與維護。而國有企業(yè)與政府有著天然的政治聯(lián)系，這種政治聯(lián)系將降低通過人員政治制度安排產(chǎn)生的政治關聯(lián)所起效應的顯著性。為此本文提出研究假設3。

假設3：在非國有企業(yè)中，政治關聯(lián)對促進重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)資源配置效應尤為顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文研發(fā)支出數(shù)據(jù)來自于同花順數(shù)據(jù)庫，考慮到我國上市公司的研發(fā)數(shù)據(jù)披露主要集中在2010年以后，之前大部分公司未披露研發(fā)數(shù)據(jù)，為保證研究結論的可靠性，亦考慮到我國的環(huán)境規(guī)制政策均是以每五年計劃為一個規(guī)劃周期，故本文樣本年度為我國“十二五”規(guī)劃期間，即從2011年到2015年的我國A股工業(yè)企業(yè)上市公司。如前文所述，我國的環(huán)境規(guī)制目標在“十五”期間未達標，到“十一五”期間則首次設定化學需氧量和二氧化硫兩個約束性指標，并推出綠色信貸、綠色證券等政策，標志著我國的環(huán)境規(guī)制強度升級，并在“十二五”期間將約束性指標擴展到四個。因此，本文將研究的“十二五”期間認定為嚴格的環(huán)境規(guī)制所處期間，所涉及的研究結論均為嚴格環(huán)境規(guī)制背景下得出的結論。

考慮到我國上市公司的行業(yè)變更較為頻繁，將研究樣本限定在樣本期間行業(yè)未發(fā)生變更的樣本。同時由于部分解釋變量使用了滯后項，本文將樣本進一步限定在2009-2015年行業(yè)未發(fā)生變更的工業(yè)企業(yè)。另外，由于部分屬于電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)（行業(yè)代碼D44）的公司，其主營業(yè)務為水力、風力和太陽能等清潔能源發(fā)電，與火力發(fā)電企業(yè)受到環(huán)境規(guī)制政策的影響截然不同，因此，刪除了主營為水力、風力和太陽能等清潔能源發(fā)電公司，并刪除了財務數(shù)據(jù)缺失的樣本，最后得到平衡面板數(shù)據(jù)共計5 425個公司，總計1 085家公司，其中重污染行業(yè)企業(yè)為562家，非重污染行業(yè)企業(yè)523家。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的財務數(shù)據(jù)、公司專利數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫；研發(fā)投入數(shù)據(jù)來自于同花順數(shù)據(jù)庫；政治關聯(lián)數(shù)據(jù)根據(jù)公司年報中對董事長和總經(jīng)理的簡歷描述，結合互聯(lián)網(wǎng)檢索，手工整理而來；環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)，來自于各年度的中國環(huán)境統(tǒng)計年報，結合《環(huán)保稅法》參數(shù)計算而來。為了避免異常值對研究結果的影響，本文對財務數(shù)據(jù)作為雙尾1%的winsor處理。

（三）主要模型設定與變量定義

為了檢驗研究假設1，本文構建如下基本回歸模型：

其中Rd為企業(yè)的研發(fā)支出強度，用企業(yè)當年的研發(fā)支出除以營業(yè)收入表示。盡管本文在樣本選擇時，已規(guī)避了2010年以前存在大量研發(fā)支出數(shù)據(jù)缺少的年度，但在“十二五”期間依然有一部分公司未披露研發(fā)支出數(shù)據(jù)，本文借鑒Hirshleifer等(2012)的處理方法，將研發(fā)數(shù)據(jù)缺失的值設置為0；Pc為政治關聯(lián)啞變量，當企業(yè)有政治關聯(lián)關系時設為1，否則為0。借鑒黨力等(2015)的處理方法，將政治關聯(lián)定義為企業(yè)高管在各級政府或監(jiān)管機構擔任各級領導職務，或在各級人大、政協(xié)擔任代表或委員。且企業(yè)高管的考察范圍僅限于公司的董事長和總經(jīng)理，因為較之其他高管，董事長和總經(jīng)理擁有或影響著企業(yè)的主要決策權和管理權，對企業(yè)的投資行為具有重大影響。

為了考察不同污染強度的行業(yè)因素對研發(fā)支出強度的影響，本文還在模型（1）中引入重污染行業(yè)啞變量、行業(yè)污染強度和行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度變量，并分別與政治關聯(lián)變量進行交互項處理。其中重污染行業(yè)啞變量參照2008年國家環(huán)保部的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》中界定的重污染行業(yè)標準，包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、建材、采礦、化工、石化、制藥、輕工、紡織、制革等行業(yè)，本文根據(jù)同花順的公司行業(yè)分類數(shù)據(jù)，結合公司年報有關行業(yè)信息的披露，手工整理歸類而成；行業(yè)污染強度變量，則根據(jù)《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》規(guī)定的當量值和單位稅額（大氣污染物以1.2元每當量、水污染物以1.4元每當量為參照），測算出每個行業(yè)化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物四種約束性污染物排放量應納環(huán)保稅總額，除以行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值。該方法有效地利用《環(huán)保稅法》的參數(shù)，將不同污染物排放量進行轉化合并處理，因此能客觀地反映出行業(yè)的污染強度；行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度，則以2010年行業(yè)污染強度減去當年行業(yè)污染強度，并除以2010年行業(yè)污染強度計算而來，其數(shù)值越高表明環(huán)境規(guī)制強度越大。

控制變量則參考了Hirshleifer等(2012)的方法，分別控制了公司規(guī)模、銷售增長率、盈利能力、現(xiàn)金持有量、實際控制人產(chǎn)權性質、股權制衡度、上市年限等。為了避免內生性問題，模型1中的財務指標變量（公司規(guī)模、銷售增長率、盈利能力、現(xiàn)金持有量）采用滯后一期的數(shù)據(jù)，公司治理、政治關聯(lián)與環(huán)境規(guī)制等數(shù)據(jù)則采用當年數(shù)據(jù)（下同）。

本文主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義表

（續(xù)表）

為了檢驗政治關聯(lián)對研發(fā)投入效果的影響，本文構建基本回歸模型（2）進行檢驗：

其中Innovation分別用企業(yè)當年申請專利數(shù)、發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利申請數(shù)表示。控制變量參考了Hirshleifer等(2012)的方法，分別控制了公司規(guī)模、銷售增長率、股權制衡度、產(chǎn)權性質等變量。

最后本文還分別對政治關聯(lián)發(fā)生變化的公司，其主要變量變化的差異進行回歸分析，從動態(tài)角度考察政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投入的影響，具體模型如模型（3）所示：

其中變量變化差異的計算，分別使用政治關聯(lián)發(fā)生變化后的第1年（T+1年）、第2年（T+2年）、第3年（T+3年）與發(fā)生變化前的1年（T-1年）進行差額計算。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2為不同類型企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動均值比較。從表2可知，重污染行業(yè)的研發(fā)強度和所有專利申請數(shù)的均值，均顯著小于非重污染行業(yè)。表明企業(yè)的研發(fā)活動具有較明顯的行業(yè)差異，這與孫曉華和李明珊（2014）的研究結論相一致，即企業(yè)研發(fā)投資的差異主要源于行業(yè)特征的不同。重污染行業(yè)與非重污染行業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新活動方面的顯著差異，本文認為主要存在如下原因：（1）重污染行業(yè)普遍屬于資源環(huán)境消耗型的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，以資源環(huán)境消耗產(chǎn)生的成本優(yōu)勢抑制了研發(fā)創(chuàng)新活動；（2）重污染行業(yè)屬于高度管制行業(yè)，行業(yè)內競爭較弱，較少誘發(fā)研發(fā)創(chuàng)新。由于重污染與非重污染行業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新活動上存在著顯著差異，為了控制該差異對本文研究的影響，本文后續(xù)的研究將重污染與非重污染行業(yè)樣本分開，并重點考察重污染行業(yè)樣本。

表2 分污染、政治關聯(lián)的研發(fā)支出與專利申請均值比較

（續(xù)表）

在重污染行業(yè)內，具有政治關聯(lián)的企業(yè)，其研發(fā)支出和專利申請數(shù)的均值均顯著高于非政治關聯(lián)的企業(yè)，與本文的研究假設1相吻合。在非重污染行業(yè)內則出現(xiàn)相反的情況，政治關聯(lián)的研發(fā)支出顯著小于非政治關聯(lián)企業(yè)（專利申請數(shù)沒有顯著差異），表明在非重污染行業(yè)內，政治關聯(lián)對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新具有抑制作用，與杜興強等（2012）、袁建國等（2015）的研究結論一致。

表3為重污染行業(yè)樣本的主要變量描述性統(tǒng)計。從表3可知，重污染行業(yè)企業(yè)平均研發(fā)強度為1.748，即企業(yè)每100元營業(yè)收入中將有1.748元用于研發(fā)支出；所有專利申請數(shù)平均值為1.278；政治關聯(lián)平均值為0.292，表示有29.2%的企業(yè)具有政治關聯(lián)。

表3 重污染行業(yè)企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）工業(yè)行業(yè)全樣本回歸結果

表4為工業(yè)行業(yè)全樣本回歸分析結果。為了控制異方差和多重共線性問題，本文對所有回歸方程均控制了公司層面的聚類穩(wěn)健標準差。表4的第（1）列在未控制行業(yè)效應下，政治關聯(lián)（Pc）的系數(shù)顯著為負；但在第（2）列控制行業(yè)（大類，三位數(shù)行業(yè)代碼）固定效應下，政治關聯(lián)的系數(shù)不再顯著，回歸方程的擬合度則從19.7%提高到41.3%；在第（3）列控制公司個體固定效應后，政治關聯(lián)系數(shù)亦不顯著。上述結果表明，企業(yè)的研發(fā)強度有著非常明顯的行業(yè)特征，與Hirschey等( 2012)的研究發(fā)現(xiàn)相類似。

表4 工業(yè)行業(yè)全樣本回歸結果

在第（4）和（5）列中，由于加入重污染行業(yè)啞變量，本文僅控制了門類（一位數(shù)代碼）行業(yè)固定效應，以避免控制大類（三位數(shù)代碼）行業(yè)固定效應后，與重污染行業(yè)啞變量產(chǎn)生嚴重的多重共線性。在第（6）和（7）列中，由于引入了各行業(yè)各年度的行業(yè)污染強度變量，已實質上控制了行業(yè)固定效應，故不需控制行業(yè)，否則亦將產(chǎn)生嚴重的多重共線性。從第（4）和（5）列中的重污染行業(yè)啞變量系數(shù)顯著為負，以及第（6）和（7）列中的行業(yè)污染強度變量系數(shù)顯著為負，可進一步說明企業(yè)的研發(fā)強度有著非常強的行業(yè)特征，且相對于非重污染行業(yè)而言，重污染行業(yè)企業(yè)的整體研發(fā)強度更低。

本文發(fā)現(xiàn)第（5）列的政治關聯(lián)與重污染行業(yè)啞變量交互項系數(shù)在1%水平顯著為正；第（7）列的政治關聯(lián)與行業(yè)污染強度交互項系數(shù)亦顯著為正，表明重污染行業(yè)的政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生顯著的正面推動作用，驗證了本文的研究假設1。

在控制變量方面，資產(chǎn)負債率（Lev）的系數(shù)顯著為負，表明負債率越高的企業(yè)，研發(fā)投入的強度越低，一定程度上反映了此類企業(yè)因財務壓力而減少研發(fā)投入，該結果與孫曉華和李明珊（2014）的結論相一致；股權制衡度（H10）的系數(shù)顯著為負，說明股權制衡度越高的企業(yè)，越有利于企業(yè)的研發(fā)投入，而一股獨大則抑制了企業(yè)的研發(fā)，這與Tribo等（2007）的結論一致。其他控制變量本文未能發(fā)現(xiàn)對研發(fā)投入具有顯著影響。

（三）分重污染與非重污染行業(yè)的樣本回歸結果

表5為分重污染與非重污染行業(yè)的樣本回歸結果。第（1）列為控制行業(yè)效應，第（2）列為控制公司個體效應的重污染行業(yè)樣本回歸，結果發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)的系數(shù)均顯著為正。表明在重污染行業(yè)內，政治關聯(lián)有助于提高其公司的研發(fā)投入，進一步驗證了本文的研究假設1。第（5）和（6）列為分別控制行業(yè)效應和公司個體效應的非重污染行業(yè)樣本回歸，其政治關聯(lián)系數(shù)為負［其中第（5）列顯著］，一定程度表明在非重污染行業(yè)中，政治關聯(lián)對企業(yè)的研發(fā)投入具有抑制作用，與杜興強等（2012）、袁建國等（2015）、黨力等（2015）、Kim（2017）的研究結論一致。

表5 分重污染與非重污染行業(yè)的樣本回歸結果

（續(xù)表）

為了考察環(huán)境規(guī)制強度對研發(fā)支出的影響，本文進一步在重污染行業(yè)樣本回歸方程中加入環(huán)境規(guī)制強度變量Erintense。在表4的第（3）列加入環(huán)境規(guī)制強度變量后，政治關聯(lián)系數(shù)依然顯著為正，表明政治關聯(lián)推進了重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)支出；在第（4）列的政治關聯(lián)與環(huán)境規(guī)制強度交互項系數(shù)顯著為正，說明即使在重污染行業(yè)內部，越嚴格的環(huán)境規(guī)制越是有助于政治關聯(lián)企業(yè)的研發(fā)支出，從而驗證了本文的研究假設2。

（四）分產(chǎn)權性質的重污染行業(yè)樣本回歸分析結果

表6為分產(chǎn)權性質的重污染行業(yè)回歸分析結果。本文根據(jù)實際控制人的產(chǎn)權性質，將重污染行業(yè)樣本劃分為中央國企、地方國有企業(yè)和非國有企業(yè)子樣本。在中央國企和地方國企子樣本中，政治關聯(lián)系數(shù)為正但不顯著。但在非國有企業(yè)子樣本中，政治關聯(lián)系數(shù)在1%水平顯著為正，表明具有政治關聯(lián)的非國有重污染行業(yè)企業(yè)，更有動機加大研發(fā)投入，為謀求企業(yè)的合法性地位與自身發(fā)展要求奠定基礎，亦表明非國有企業(yè)更加注重政治關聯(lián)的建設，這點與賀小剛等（2013）的結論具有一致性，驗證了本文的研究假設3。

表6 分產(chǎn)權性質的重污染行業(yè)回歸分析結果

（續(xù)表）

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)效果的回歸分析結果

企業(yè)研發(fā)資源配置，不僅可從研發(fā)投入角度進行考察，還可從研發(fā)產(chǎn)出的效果進行側面分析。表7為政治關聯(lián)對重污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)效果的回歸分析結果。分別用當年所有專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)、發(fā)明專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)、實用新型專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)、外觀設計專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)表示企業(yè)當年的研發(fā)效果。從表7可知，除了第（4）列的政治關聯(lián)對外觀設計專利申請的影響為正但不顯著外，其余各列均顯著為正，特別是第（2）列的政治關聯(lián)對發(fā)明專利申請數(shù)的影響顯著為正。由此可認為在重污染行業(yè)內，政治關聯(lián)有助于推進企業(yè)的研發(fā)效果，從側面驗證了研究假設1。

表7 政治關聯(lián)對重污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)效果的回歸分析結果

（續(xù)表）

（二）政治關聯(lián)變動對研發(fā)支出變動的影響

為了研究結論的穩(wěn)健性，本文還選擇政治關聯(lián)發(fā)生變化的公司樣本，考察變化的政治關聯(lián)是否引起了研發(fā)支出的顯著變化。根據(jù)本文統(tǒng)計，2011年重污染行業(yè)樣本中有34家公司的政治關聯(lián)發(fā)生變化；2012年有26家發(fā)生變化；2013年有38家發(fā)生變化；2014年有36家發(fā)生變化。具體的分析子樣本包括三部分：（1）T+1年與T-1年的研發(fā)支出變化；（2）T+2年與T-1年的研發(fā)支出變化；（3）T+3年與T-1年的研發(fā)支出變化。其中，T為企業(yè)政治關聯(lián)發(fā)生變化的當年，T-1為政治關聯(lián)發(fā)生變化的前一年；T+1為政治關聯(lián)發(fā)生變化的后一年，其他依此類推。表8為重污染行業(yè)企業(yè)政治關聯(lián)發(fā)生變化對研發(fā)支出變動影響的回歸分析。

表8 重污染行業(yè)企業(yè)政治關聯(lián)發(fā)生變化對研發(fā)投入變動的回歸分析

（續(xù)表）

表8的第（1）列為政治關聯(lián)變動后1年與變動前1年的回歸分析，其政治關聯(lián)變動（△Pc）的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)如由非政治關聯(lián)轉變?yōu)檎侮P聯(lián)，將增加研發(fā)支出；或者企業(yè)由政治關聯(lián)轉變?yōu)榉钦侮P聯(lián)，將減少研發(fā)支出。第（2）列為變動后2年與變動前1年的回歸分析，其結果與第（1）列一致，且政治關聯(lián)變動的系數(shù)在1%水平顯著。第（3）列情況類似。由此從政治關聯(lián)變化的動態(tài)視角進一步驗證了本文的研究假設1。

六、結論與研究局限性

本文以“十二五”期間行業(yè)屬性未發(fā)生變化的工業(yè)企業(yè)為總樣本，考察嚴格環(huán)境規(guī)制背景下，政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新資源配置的影響。發(fā)現(xiàn)在非重污染行業(yè)內，政治關聯(lián)抑制了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，符合政治資源詛咒效應。但是在重污染行業(yè)內，政治關聯(lián)卻對研發(fā)創(chuàng)新具有推動作用，包括提高了研發(fā)支出和研發(fā)效果。另外，對重污染行業(yè)的進一步研究表明，在環(huán)境規(guī)制越嚴格的行業(yè)，政治關聯(lián)對研發(fā)創(chuàng)新資源配置的推動作用越大。

重污染行業(yè)與非重污染行業(yè)，政治關聯(lián)對研發(fā)創(chuàng)新影響的不同效應之原因，在于如下幾點：（1）“十二五”期間嚴格的環(huán)境規(guī)制，使政治關聯(lián)企業(yè)難以繼續(xù)利用廉價政府資源與監(jiān)管環(huán)境，選擇粗放型發(fā)展方式；（2）為了迎合政府環(huán)境治理與轉型升級目標，同時實現(xiàn)自身創(chuàng)新競爭優(yōu)勢的雙贏發(fā)展方式，政治關聯(lián)推動著企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新資源配置；（3）因政治關聯(lián)帶來的企業(yè)及其高管提高風險承擔能力、融資便利、信息優(yōu)勢與產(chǎn)權保護等，亦有助于推動重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動。

本文還進一步發(fā)現(xiàn)非國有重污染行業(yè)企業(yè)，其政治關聯(lián)對研發(fā)支出的促進效應尤為顯著，表明非國有企業(yè)更有動機構建與維護政治關聯(lián)，以保障其在嚴格環(huán)境規(guī)制下的“合法性”地位，以及消除其在管制行業(yè)內受到所有制歧視。

自“十一五”期間以來，我國的環(huán)境規(guī)制強度明顯加大，先后出臺主要污染物排放指標為約束性指標、綠色證券、綠色信貸等政策，以及進一步強化污染物總量控制和淘汰落后產(chǎn)能政策。因此，本文最佳的研究設計應能對比 “十一五”前后的變化，包括政治關聯(lián)對研發(fā)資源配置的影響在“十一五”期間前后是否存在著差異，從而使本文的結論更具有穩(wěn)健性。但由于公司層面研發(fā)支出的數(shù)據(jù)在“十一五”期間失卻過多，而“十五”期間則缺失，故本文只得選擇數(shù)據(jù)較為完整的“十二五”期間樣本，無法做到時間序列上的比較研究，從而影響到本文的研究深度。

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