環保投入、融資約束與企業技術創新——基于長短期異質性影響的研究視角

(山東科技大學經濟管理學院，山東 青島 266590)

引言

改革開發以來，我國依靠粗放型的經濟增長模式，創造了30多年高速增長的奇跡。一方面，隨著時間的推移，產業結構的雙低發展模式(高新技術產業發展的低端化和傳統產業發展的低技術化)在加速推進工業化進程的同時，也使我國付出了能源與環境的雙重代價[14]。2016年的世界環境績效排名中，我國的EPI得分在180個國家中僅排名第109位。這一排名一定程度上反映了我國高能耗、高污染的重工業化發展道路所帶來的嚴重環境問題，也說明了我國政府繼續強化環境規制的必要性。另一方面，長久以來，我國作為世界第二大經濟體，其創新能力和競爭能力卻呈現出明顯的錯位。特別是我國經濟步入新常態發展階段后，以創新促進實體經濟轉型、推進產業結構優化成為我國經濟發展的必然選擇。因此，對于處于經濟轉軌關鍵時期的我國而言，不僅要提高環境治理水平，保證經濟的可持續發展，也要提高自主創新能力，加快建設創新型國家。那么隨之而來的問題就是，環境規制與技術創新之間存在兩難選擇嗎？

企業作為技術創新的微觀主體，又是環境污染的主要來源，在其發展中推行綠色創新的戰略，雖已在學術界與實務界形成共識，但在環保投入對企業技術創新影響的問題上，依然存在“抑制論”與“促進論”兩種截然相反的觀點。支持“抑制論”的傳統學派認為，環境規制強度的提高，增加了企業污染治理與污染控制的成本負擔，進而侵蝕了企業的生產性資源，壓縮了企業的技術創新資本(Jorgenson和Wilcoxen，1990；Levinson和Taylor，2008)[10][11]。而以“波特假說”為代表的“促進論”則指出，嚴格又適宜的環境規制能夠引導并激勵企業進行技術創新，并通過創新產生的補償效應與學習效應，部分或者全部抵消治污與排污所帶來的成本損失(Porter和Claas，1995；Jaffe和Palmer，1997)[12][13]。國內學者基于我國的制度背景與經驗數據所進行的理論與實證研究，所得結論也不盡相同。有的研究結果顯示，環境規制對企業的技術創新具有顯著的正面效應(蔣為，2015；余偉等，2017)[15][16]。但也有的研究結論指出，環境規制顯著抑制了企業的R&D投資(余東華和胡亞男，2016；謝喬聽，2016)[17][18]。

現有關于環保投入對企業技術創新影響的研究，并沒有得出一致性的結論。我們認為導致這一差異性影響結果出現的原因在于，忽略了環保投入對企業技術創新短期影響與長期影響的異質性。另外，由于企業的技術創新離不開大規模的資金支持，因此融資約束一直是困擾企業R&D投資的難題(Himmelberg和Petersen，1994；Brown等，2009)[1][2]。因此，本文從微觀企業角度入手，重點關注環保投入對企業技術創新所產生短期與長期影響的異質性，并綜合考慮環保投入、融資約束對企業技術創新的影響作用機制，驗證融資約束是否是導致環保投入對企業技術創新產生長短期異質性影響的重要中介因素。首先，考察在不同的時間維度上，環保投入對企業R&D投資所產生影響的異質性。其次，驗證在短期與長期，環保投入對企業融資約束所產生影響的差異性。再次，通過中介模型的構建，證明環保投入通過影響融資約束，進而影響企業R&D投資的具體作用機制。另外，還考慮了企業內部產權性質因素與企業外部市場競爭強度因素對環保投入與企業R&D投資之間關系的調節效應。

本文的研究意義主要體現在：第一，鑒于環境規制與技術創新的相關研究在宏觀、中觀層面都已較為成熟的現狀，本文從微觀企業層面入手研究環境規制對技術創新的影響，為揭示環保投入作用于我國企業R&D投資的影響機制提供了一定的微觀經驗證據；第二，從長短期異質性的研究視角入手，驗證融資約束在導致環保投入對企業R&D投資產生長期與短期不同影響中的關鍵性中介效應，深入理解環保投入作用于企業R&D投資的具體影響機制。第三，就企業內外部因素對環保投入與企業R&D投資之間關系所產生的調節效應進行進一步研究，延伸了關于環境規制對技術創新影響在內外部因素約束方面的研究范疇。

理論分析和研究假設

一、環保投入與企業R&D投資

傳統學派基于“成本制約假說”，提出環保投入會抑制企業R&D投資的觀點。因為在假設企業現有資源、技術不變的前提下，考慮環境規制的政策內涵為企業污染負外部性的內部化，必然帶來企業環保投入的增加，提高企業的生產成本，進而擠占企業技術創新的可用資本[3][4]。1991年，Porter提出了與傳統學派觀點截然相反的“波特假說”，即在假設變動約束條件的前提下，設計合理的環境規制能夠刺激企業在不斷加大的環保壓力下進行技術創新，通過資源的優化配置與技術改進，獲得“創新補償”與“先動優勢”，進而在抵消企業成本損失的同時，提升企業的核心競爭力[5]。

“波特假說”自提出后，學者們一直對其合理性和適用性提出了廣泛的質疑。從合理性看，如果“波特假設”成立，企業污染成本可以通過技術創新彌補，并存在凈利潤的產生，那么基于理性人假設，企業完全沒有必要借助政府的規制措施，就能尋找到更好的利益最大化獲益機會，由此推斷環境規制在提高社會福利的同時，必然以企業的私人成本損失為代價[6]。從適用性看，“波特假設”在提出時僅釆用了大量的案例分析來證明，使其研究結論具有較高的偶然性。此后學者的大樣本實證分析驗證，所得出的結果并不一致，由此推斷“波特假說”可能只適用于某些特殊情況，但是否是適用于一般情況的規律，還需要更為系統的論證[7][19]。但也有學者進一步發展了“波特假說”，如Ambec和Barla(2006)從行為理論出發，指出環境規制的政策強迫性能有效緩解管理者現期偏好對創新投資決策的不利影響，激勵企業為規避政府的環境規制提前做出技術創新的投資決策[8]。

本文認為導致環保投入影響企業R&D投資研究結論不一致的主要原因在于，短期效應與長期效應的異質性。由于技術創新固有的長周期特征，環保投入因“創新補償”所產生的正效應往往在長期中才能逐漸顯現，而環保投入因“成本制約”所產生的負效應往往在即期就能產生，因此短期內，環境規制的負面效應為主導，環保投入的增加會抑制企業的R&D投資規模，反之在長期中，環境規制的正面效應為主導，環保投入的增加能刺激企業R&D投資規模的逐步擴大。據此，本文提出研究假設H1。

H1：在其他條件相同的情況下，短期中環保投入對企業R&D投資產生了顯著的抑制效應，但長期中環保投入顯著促進了企業的R&D投資。

二、環保投入與融資約束以及融資約束的中介作用

基于非完美的信息不對稱市場，企業的外部融資成本要高于內部融資成本?？紤]我國金融抑制程度較重、企業自用資金不足的制度背景，多數企業都面臨不同程度的融資約束。由于環境規制政策的強制性特征，企業的前期污染治理費用投入必然會侵占企業的自有資金，加之未達到環保標準的項目，其外部融資也會受到限制，因此短期內環保投入必然會加重企業的融資約束[20]。但在長期中，一方面企業的后期污染控制費用與前期污染治理費用相比，資金投入規模大大降低，另一方面企業承擔的社會責任與良好的環境治理水平等于向外部融資市場釋放了一個積極的信號，必然有助于吸引更多的外部資金支持[21]，同時政府的補助與優惠政策也能在一定程度上補償企業的長期環保投入成本，因此長期中環保投入并不會惡化企業的融資約束程度，甚至可能在一定程度上緩解企業所受的外部融資限制。

對于企業的R&D投資而言，與其它投資方向相比往往面臨更嚴重的融資約束。首先，由于技術創新往往涉及企業的商業機密，關于創新投資項目外部投資者能夠得到的信息十分有限，更談不上合理評估與有效監督，因此導致R&D投資的資金供需雙方間存在嚴重的信息不對稱問題。其次，企業的技術創新過程從知識形成到最終的商業化生產需要經過漫長的周期，且最終的獲益情況很難進行準確預期，因此企業的R&D投資需要長期穩定的資金支持，即企業R&D投資具有較高的調整成本[22]。本文認為短期內環保投入加劇了企業的融資約束，考慮戰略調整的周期，此時企業更傾向于選擇被動遵循，進而壓縮了企業的生產性資本。而對融資約束更為嚴重的的R&D投資，所產生的擠出效應往往會更為顯著[23]。反之在長期中，環保投入對企業融資約束的影響并不顯著，企業也擁有通過技術創新主動規避環境規制壓力的戰略調整周期，因此與擠出效應相比，環保投入對企業技術創新的刺激效應將更為顯著?；诖?，我們認為融資約束是導致環保投入對企業R&D投資產生長短期異質性影響的重要中介因素。據此，本文提出研究假設H2a和H2b。

H2a：在其他條件相同的情況下，短期中環保投入惡化了企業的融資約束，但長期中這一負面效應則并不顯著。

H2a：融資約束是導致環保投入對企業R&D投資產生長短期異質性影響的可能中介因素。

總結本文理論分析部分的邏輯分析框架，見圖1。

研究設計與分析

一、研究樣本選取

本文選取滬深兩市A股上市公司2008～2016年共計9年的數據為研究樣本，之所以選擇2008年為樣本的起始年度，主要因為國泰安數據庫從2008年才開始統計上市公司研發投入的詳細情況。需要特別說明的是，考慮行業特征因素的影響，在滬深兩市上市的很多企業并沒有創新投入或者環保投入，我們僅選擇了行業代碼為C的制造業。同時遵循以下標準對樣本進行了篩選與處理：(1)在選取樣本企業時剔除ST、PT股票，因為這類股票已體現出企業財務狀況的異常現象；(2)考慮異常值對研究結果穩健性的影響，對公司層面的連續變量進行上下1%的winsorize處理；(3)剔除了存在大量異常值或缺失值的樣本。最終選取在考察期內符合條件并一直存續的樣本數為717家。本文所使用的公司和行業層面的數據主要來自于wind數據庫和國泰安數據庫，而環保投入的數據是通過企業年報的社會責任報告明細表，手工搜集整理而成的。

二、模型構建

為研究環保投入對企業R&D投資的影響，我們構建了模型(1)。計量模型的具體形式如下：

模型(1)中的被解釋變量企業R&D投資(R&D)，選用常見指標企業研發強度衡量(研發支出/主營業務收入%)。模型(1)中的解釋變量環保投入，借鑒前人的研究經驗(宋馬林和王舒鴻，2013；頡茂華，2014等等)，將企業在環保上的投資總額進行標準化處理(環保投入/主營業務收入%)[24][19]。對于模型(1)的控制變量(Control)，本文借鑒前人的研究經驗，選取了若干與R&D投資相關的企業自身特征變量，包括企業規模(Size)、企業年齡(Age)、資產收益率(ROA)、企業資本密集度(Capital)，并進行了取對數的標準化處理?？紤]到不同的行業具有不同的經營特點，行業因素也會影響企業的創新活動，本文設置了表示行業差異的虛擬變量(Industry)。另外在模型(1)中，j，t分別表示企業與年代，εj,t為隨機擾動項。

為研究環保投入對企業融資約束的影響，我們構建了模型(2)。計量模型的具體形式如下：

模型(2)中的被解釋變量企業融資約束(CFS)，借鑒張杰等(2012)的兩階段方法，求得企業資產增長率對現金流的敏感性指標，即為企業的融資約束指數[25]。模型(2)中的其它變量含義與模型(1)一致。

為驗證環保投入通過影響企業的融資約束，進而企業R&D投資的具體傳導機制，我們構建了中介效應模型?；静襟E為：第一：就因變量(R&D投資)對基本自變量(環保投入)進行回歸；第二，就中介變量(融資約束)對基本自變量(環保投入)進行回歸；第三，就因變量(R&D投資)對基本自變量(環保投入)和中介變量(融資約束)同時進行回歸。完整中介效應模型的具體形式如下(模型(3)-(5)中的變量含義與上文一致)：

實證檢驗與分析

一、描述性統計與多重共線性檢驗

表1報告了樣本企業在研究期內主要變量的描述性統計。從表1中可以看出，R&D投資(R&D)的最小值和最大值分別為0和18.2550，說明樣本企業的R&D投資差異較大，這就為本文的研究創造了較好的條件。另外，主要解釋變量環保投入(ER)的方差為4.45，說明考察期內樣本企業的環保投入發生了較為明顯的波動，也說明了本文關于環保投入對企業R&D投資影響的研究具有一定的現實意義。

表1 主要變量的描述性分析(依照上文的標準化方式處理后)

表2 主要變量的相關系數

表2給出了主要研究變量的相關系數表。從表2的檢驗結果可知，各解釋變量之間的Pearson系數相似度較低，基本排除了存在嚴重多重共線性問題的可能。另外各控制變量均與企業R&D投資顯著相關，說明本文在控制變量上的設置是有意義的。

二、環保投入與R&D投資

表3中報告的是環保投入與企業R&D投資的回歸估計結果(模型1)。式(1)的被解釋變量為即期的R&D投資，解釋變量環保投入(ER)顯著為負，可能的原因在于短期內環保投入對R&D投資產生了明顯的擠出效應。式(2)至式(4)的回歸結果顯示，環保投入對前置一期、前置兩期和前置三期的R&D投資分別在10%、5%和5%的水平上顯著為正，可見長期內環保投入對R&D投資的促進效應明顯。為進一步驗證長期中環保投入的影響，式(5)顯示的是環保投入對前置一期至三期平均的R&D投資的回歸結果，式(6)顯示的是用GMM法重新估計的環保投入對前置三期R&D投資的回歸結果，其中解釋變量環保投入(ER)都顯著為正，即長期中“波特效應”的存在得到了一定程度的支持，因此本文提出的假設H1得到有效支持。

三、環保投入與融資約束

表4中報告的是環保投入與企業融資約束的回歸估計結果(模型2)。式(1)的被解釋變量為即期的融資約束，解釋變量環保投入(ER)顯著為正，可能的原因在于短期內環保投入惡化了企業面臨的融資約束，侵占了企業的生產性資本。式(2)的回歸結果顯示，環保投入對前置一期的融資約束并不顯著，說明環保投入對企業融資約束的中期影響并不明確。式(3)和式(4)的回歸結果顯示，環保投入對前置兩期和前置三期的融資約束都在5%的水平上顯著為負，可見長期內環保投入通過對企業外部融資環境的優化，從而對企業的融資困境產生了顯著的緩解效應。為進一步驗證長期中環保投入的影響，式(5)顯示的是環保投入對前置一期至三期平均值的融資約束程度的回歸結果，式(6)顯示的是用GMM法重新估計的環保投入對前置三期融資約束的回歸結果，其中解釋變量環保投入(ER)都顯著為負，即長期中環保投入能有效緩解企業的融資約束，因此本文提出的假設H2a得到有效支持。

表3 環保投資影響企業R&D投資的回歸結果

表4 環保投資影響企業融資約束的回歸結果

四、穩定性檢驗

1.解釋變量的替換

改變解釋變量環保投入的標準化處理方法，用環保投入總額與主營業務成本的比值衡量，重復上述檢驗，結果顯示所得實證結果與前文的研究結果并沒有顯著差異。

2.針對高新技術企業樣本的再估計

我們依據2008年我國頒布的《高新技術企業認定管理辦法》對前文樣本中不屬于高新技術企業的樣本進行剔除，用余下的樣本重做上述檢驗，結果顯示剔除樣本后的實證結果與前文的研究結果并沒有顯著差異。

3.針對重污染行業樣本的再估計

我們依據2008年我國頒布的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》對前文樣本中不屬于重污染行業的樣本進行剔除，用余下的樣本重做上述檢驗，結果顯示剔除樣本后的實證結果與前文的研究結果并沒有顯著差異。(因篇幅所限，上述穩定性檢驗的回歸估計結果不再列示)。

影響機制檢驗

表5中式(1)-(3)是被解釋變量為即期數據的融資約束中介模型估計結果，式(4)-(6)是被解釋變量為前置一期至三期平均值的融資約束中介模型估計結果。本部分主要驗證上文提出的假設H2b。

表5中式(1)為基準方程的估計結果，與前文表3中式(1)的估計結果一致，其中環保投入(ER)顯著為負。表5中式(2)的被解釋變量為企業即期的融資約束程度(CFS)，與前文表4中式(1)的估計結果一致，其中環保投入(ER)顯著為正。表5中的方程(3)報告的是因變量對基本自變量和中介變量的回歸結果，其中中介變量融資約束(CFS)顯著為負，說明融資約束不利于企業R&D投資的增加，這也與預期相符。此外，與基準方程(1)相比，在加入中介變量融資約束(CFS)之后，解釋變量環保投入(ER)依然為負，且顯著性水平出現了明顯的上升，從而證明了融資約束中介效應的存在。從短期影響的中介模型回歸結果看，環保投入顯著加劇了企業即期所面臨的融資約束，因而融資約束的惡化是導致短期內環保投入對企業R&D投資產生顯著抑制效應的可能原因。

表5 中介效應模型的回歸結果

表5中式(4)為基準方程的估計結果，與前文表3中式(5)的估計結果一致，其中環保投入(ER)顯著為正。表5中式(5)的被解釋變量為企業前置一期至三期平均的融資約束程度(CFS)，與前文表4中式(5)的估計結果一致，其中環保投入(ER)顯著為負。表5中的方程(6)報告的是因變量對基本自變量和中介變量的回歸結果，其中中介變量融資約束(CFS)顯著為負，說明融資約束不利于企業R&D投資的增加，這也與預期相符。此外，與基準方程(4)相比，在加入中介變量融資約束(CFS)之后，解釋變量環保投入(ER)依然為正，且顯著性水平出現了明顯的上升，從而證明了融資約束中介效應的存在。從長期影響的中介模型回歸結果看，長期中環保投入有利于企業外部融資環境的改善，因而融資約束的緩解是導致長期內環保投入對企業R&D投資產生顯著促進效應的可能原因。

考慮企業內外部影響因素的進一步分析

這部分，我們進一步考慮企業內外部因素對“波特假說”的影響。基于我國的制度背景和本文的主要研究目的，我們在企業內部特征因素中選取產權性質因素、在外部環境中選取行業市場競爭程度，作為重點考察因素，研究其對環保投入與企業R&D投資之間關系的影響。

從企業產權性質的影響看，國有企業由于更強的“合法性敏感度”，當面臨同等的環境規制強度時，與非國有企業相比可能會承擔更多的社會責任，進而投入更多的環保支出，但考慮國有企業雄厚的資金支持與創新資源儲備，能夠在短期內通過技術創新實現環境成本的轉化，進而實現環境保護與競爭力提升的“雙贏”[26]。加之，我國金融市場針對不同產權性質企業的“信貸歧視”制度，使得國有企業能夠憑借信貸資金的支持，有效緩解短期內環保投入對企業R&D投資的不利影響。另外，國有企業中更豐富的政企關系資源，使其與非國有企業相比能夠掌握更多有關未來環境規制政策的信息，而從更合理的安排企業技術創新的進程，進而獲得更多的“先動優勢”。因此我們認為相對于非國有企業，短期內國有企業更有能力化解環保投入對R&D投資的負面影響，而長期內國有企業環保投入對企業R&D投資的正面影響則更為顯著。

表6為國有企業與非國有企業的分組回歸結果。從即期數據的回歸結果看，雖然環保投入(ER)的系數都為負，但國有企業組中該解釋變量并不顯著，而在非國有中該解釋變量在5%的水平上顯著，說明短期內環保投入對非國有企業的R&D投資會產生更為顯著的負面效應，支持了上文的論述。從前置數據的回歸結果看，對于國有企業，從被解釋變量企業R&D投資前置一期開始到前置三期，環保投入(ER)都顯著為正，可見長期中環保投入對國有企業R&D投資的正面效應顯著，且具有一定的持續性。但對于非國有企業，直到被解釋變量企業R&D投資前置至三期，環保投入(ER)才僅在10%的水平上顯著為正，說明長期內環保投入對國有企業的R&D投資會產生更為顯著的正面效應，也支持了上文的論述。

從行業市場競爭程度的影響看，一般認為市場競爭程度的增加能夠提高企業技術創新的動力。具體到環保投入對企業R&D的影響而言，短期內隨著市場競爭程度的加劇，企業很難獲得壟斷利潤，原有利潤空間受到擠壓，惡化了企業的融資約束程度，進而放大了環保投入對R&D投資的擠出效應。反之，長期內隨著市場競爭度的加劇，能夠有效刺激企業選擇技術創新策略主動應對環境規制的壓力，并通過市場配置效率的提高，促進技術創新企業順利獲得“創新補償”與“先動優勢”，進而抵消環保投入的成本損失[9]。因此我們認為相對于市場競爭程度較低的行業，短期內市場競爭程度較高行業中企業的環保投入對R&D投資的負面影響更為顯著，而長期內環保投入對企業R&D投資的正面影響也更為顯著。

表6 考慮內部產權性質因素影響的回歸結果

表7為行業市場競爭程度較高與較低的分組回歸結果。從即期數據的回歸結果看，雖然環保投入(ER)的系數都為負，但市場競爭程度較低組中該解釋變量僅在10%的水平上顯著，而在市場競爭程度較高組中該解釋變量則在1%的水平上顯著，說明短期內環保投入對行業市場競爭程度較高企業的R&D投資會產生更為顯著的負面效應，支持了上文的論述。從前置數據的回歸結果看，對于市場競爭程度較低的企業，從被解釋變量企業R&D投資(R&D)前置一期開始到前置三期，環保投入(ER)雖然為正，但并不顯著。但對于市場競爭程度較高的企業，從被解釋變量企業R&D投資前置兩期開始到前置三期，環保投入(ER)都顯著為正，說明長期內環保投入對行業市場競爭程度較高企業的R&D投資會產生更為顯著的正面效應，也支持了上文的論述。

結論與啟示

截止到2017年，我國頒布的環境保護政策與法規已多達300余項，由此可見我國企業面臨的環保壓力正日益增加。自“波特假說”被提出以來，環境規制與技術創新的關系一直是一個熱點研究領域，但針對發展中國家，尤其是轉型國家的理論與實證研究還不夠深入?；诖耍疚幕谖覈厥獾霓D軌制度背景，研究環保投入對企業技術創新的影響，并考慮融資約束的中介效應，進行實證分析發現：第一，環保投入對企業R&D投資的長短期影響存在顯著的異質性，短期表現為抑制效應，而長期也傾向于促進效應；第二，進一步的影響機制分析表明，融資約束是導致環保投入對企業R&D投資產生長短期異質性影響的重要中介因素；第三，在不同的產權性質企業與不同的外部市場競爭環境中，環保投入對企業技術創新的影響存在顯著的差異。

依據研究結論，本文提出如下的政策建議：首先，針對環保投入對即期R&D投資的擠出效用以及環保投入對企業創新的長期激勵效應，企業應科學合理的安排創新研發活動的開展與推進進程，依靠技術創新，從被動迎合轉變為主動應對來自政府的環境規制壓力；其次，政府應進一步提高環境規制的強度，同時注重環境規制形式的合理設計。一方面通過規制與激勵并存的環保機制，緩解短期內環境規制對企業融資約束的負面影響。另一方面通過政策的靈活運用與動態優化，促進長期內環境保護與技術創新“雙贏”局面的實現；再次，提高環境規制政策的針對性，根據依據企業的產權性質特征、行業競爭程度特征等，制定差別化的政策工具，以促進企業實現從被動遵循環境規制到主動尋求技術創新規避環保壓力的轉變。