企業環保支出、政府環保補助與綠色技術創新

范莉莉,褚媛媛

(西南交通大學 經濟管理學院,四川 成都 610031)

1 引言

政府在對企業的環境治理中扮演著“兩只手”的角色。在國家產業結構優化升級、淘汰大量高污染高耗能企業的背景下,政府對企業的環境規制越來越嚴格,運用傳統型環境規制工具出臺了各種環保約束指標,致使企業不得不產生大量的環保支出[1],這是政府的一只“嚴厲之手”。與此同時,對受到環保約束的企業,政府又會給予一定的環保補助,以彌補企業部分的環保支出,緩解其環保壓力,這是政府的一只“寬容之手”。近年來,我國越來越重視政府補貼。“十三五”以來,中央財政已累計撥付大氣污染防治專項資金272億元。同時,地方政府也不斷加大對環境保護的資金投入,北京市2018年預計環保投入240億元,比去年增加20億元。

本研究旨在分析政府在環境嚴格監管的同時進行環保補助會對重污染企業的綠色技術發展產生的影響。在企業環保支出對綠色技術創新的影響研究中,加入了政府環保補助作為調節變量,從不同角度對“波特假說”即“合理的環境規則制度會有利于企業的綠色技術創新”進行了驗證,同時拓展了“波特假說”的影響機制研究。結合當下產業結構優化升級,政府大力管制高污染、高耗能產業,加大環保投入力度等背景,研究政府的環保補助行為對企業技術創新的真實影響,以期為我國政府制定合理的環保制度提供參考建議。

2 文獻綜述

在國外,哈佛大學教授Porter[2]通過案例分析發現合適的環境規制將引致企業創新,部分甚至是完全抵消環境規制施加給企業的成本,進而提高企業的經濟效益。這一觀點被稱為“波特假說”(Porter hypothesis)。在這之后,眾多學者都證實了環境規制對企業技術創新的正向作用[3-5]。外國學者的研究認為政府補助會對企業的技術創新投入同時產生激勵效應和擠出效應[6]。一方面,政府補助能解決企業的技術創新研發資金問題,促進企業的技術研發[7];另一方面,政府補助又會擠出企業的技術創新研發投入[8]。

在國內,學者們大多數表明環保投入會促進企業技術創新[9,10],也有學者表明它們之間呈現“U"型關系,只有跨越特定的門檻值,兩者的顯著正相關才能實現[11]。李楠、于金[12]的研究表明,重污染企業的環保投入有利于促進其技術創新。在我國東部地區,企業自身的環保投入更能促進技術創新,而在非東部地區,政府的環保補助對企業綠色創新的效果更好。我國針對政府補助與企業技術創新的相關文獻研究較多。李爽[13]考察了新能源企業政府支持度與技術創新效率的關系,得出政府支持度與技術創新效率存在非常強的負相關關系;曹陽、易其其[14]的研究表明,實施政府補助可使企業加大研發,而政府補助的規模越大對研發與績效反而會存在負向調節作用。對政府補助進行分類的研究表明,與資產相關的補助對企業技術創新投入有正向作用,而與收益相關的補助和技術創新之間沒有顯著關系[15];進一步對企業性質進行分組,對非國有樣本,補貼率方式和事后獎勵方式都能顯著促進企業對R&D的投入;而在國有樣本中,所有類型的補助對公司R&D投入皆無顯著影響[16]。通過現有研究發現,政府補助對企業技術創新有兩種不同的影響:一是“激勵效應”,即政府的補助激勵了企業自身的研發投入和研發活動,促進了發展;二是“擠出效應”,即接收到政府補助后企業減少了私人的技術創新投入并將資金用于其他項目,企業的整體研發投入反而比實施補助之前更少[17]。同時,政府補助的大小、性質、連續性以及地區的不同都會對企業技術創新產生不同的影響效果。

通過對文獻的梳理,我們發現現有文獻多是研究企業環保投入與企業技術創新、政府補助與企業技術創新的兩兩關系,而將三者結合起來進行研究的文獻較少。在環保投入與技術創新的相關研究中,很少有學者從政府支持的角度切入,考慮政府的環保補貼在這一影響路徑中的調節作用。在政府補助與綠色技術創新的相關研究中,沒有學者剔除非環保補助的“噪音”,研究政府相關的環保補助對綠色技術創新的影響。本文立足于以上空缺對以往研究進行完善,研究企業的環保投入、政府環保補貼與綠色技術創新三者的關系。

3 理論與假設

制度理論認為組織為了生存必須遵守所處環境中的規則,因此企業會迫于外界對環境制度的壓力而進行環境管理活動,增加環保支出[18]。同時,波特假說表明,為了緩解環保支出帶來的經濟壓力,企業會提高綠色技術創新水平以降低環保成本[2]。自波特提出著名的“波特假說”以來,環境規制與企業技術創新的關系是學者們研究最多的課題。Jaffe、Palmer[19]對美國制造業的研究發現,環保支出對企業的創新發展有著明顯的促進作用;Ford、Steen、Verreynne[4]對澳大利亞石油和天然氣公司進行了問卷調查,結果發現所有類型的創新都與較高的合規負擔有關；Dechezleprêtre、Sato[5]的研究表明,環境規制主要引發了清潔技術方面的創新,污染越重的企業他們的合規負擔越重,所引致的清潔技術創新也越多;蔣為[20]對我國制造業進行了實證檢驗，發現污染治理投資額對我國的制造業技術創新具有一定的促進作用,但這種促進作用存在行業異質性問題;趙紅[21]從微觀企業層面進行了研究,發現企業的環保支出越強,對技術創新的促進作用也越強;李楠、于金[12]對我國重污染企業的研究表明,企業環保支出有利于促進企業的技術創新。因此,以往學者們的研究結論基本一致表明,企業環保支出與技術創新存在顯著的正向關系。基于以上分析,本文提出以下假設:H1——高污染企業的環保支出會促進企業的綠色技術創新。

政府補助對企業綠色技術創新既有激勵作用,也有擠出效應。自Auty[22]提出資源詛咒假設以來,越來越多的研究表明,資源詛咒不僅局限于地區的自然資源,微觀企業的政治資源也存在著詛咒效應[23]。學者們基于政府創新補助的研究表明,政府直接給予企業的創新補助每增加 1單位,帶來的R&D投資增量顯著小于1;若補助過多,會擠出企業用于研發的其他資金投入,并不能起到促進企業創新的作用[24]。由于政府在資源配置中起主導性作用,許多企業熱衷于對政治關聯的構建,忽視了自身能力的建設,基于政治關聯獲取更多資源的企業并沒有將資源按照政府所期望的去使用,政府資源未被用于有效提升企業的技術創新上[25]。基于以上分析,本文提出以下假設:H2——政府環保補助會對高污染企業的綠色技術創新產生負效應;H3——在國有企業中,政府環保補助的負效應比非國有企業更加明顯。

在研究企業環保支出對綠色技術創新的影響時,也有許多其他的因素在其中起到了影響作用。政府環保補助作為影響因素之一,不僅對企業綠色技術創新產生影響,也會對企業環保支出與綠色技術創新兩者的關系產生影響。首先,相對于企業自身的環保支出,連續性地實施政府環保補助會降低研發不確定性來保證研發活動的順利實施,從而更容易產生研發投入和成果;但如果企業在政府資助下已對研發項目進行了大量的前期投入,政府不再追加補貼,企業仍會對該項目進行投資,政府繼續加大補貼,反而會減少企業自身的研發投入或研發融資,因此在環保支出與綠色技術創新的關系中,政府補助的規模甚至存在負向調節作用[14]。由此提出以下假設:H4——政府的環保補助對企業的環保支出與綠色技術創新的關系具有負向調節作用。據此,本文繪制了關系模型見圖1。

圖1 關系模型

4 研究設計

4.1 樣本選擇與數據來源

國家環保總局出臺的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》(環辦函[2008]373號)中規定了14個重污染行業。根據2012年上市公司的行業代碼,對以上行業進行了重新歸納整理,得出16個重污染行業。由于從2010年起,我國才開始實施《上市公司環境信息披露指南》,企業逐漸披露環保支出數據。其中,由于2010—2011年數據缺失嚴重,因此本文選取的樣本年度為2012—2016年。為了保證數據的可靠性和準確性,本文對數據按以下條件進行了篩選:①剔除財務異常的ST及*ST公司;②剔除2012年以后上市的公司;③剔除未披露環保總投入數據和其他主要變量缺失嚴重的樣本。考慮到上市公司極個別數據會出現異常值,本文對連續變量進行了1%的縮尾處理,最后得到72家公司共360個樣本。

本研究的企業環保支出數據是從上市公司年報、環境報告書、社會責任報告和可持續報告中手工整理所得,政府環保補助數據從上市公司年報“營業外收入”中的政府補助明細手工整理所得,研發費用來自wind數據庫,其他控制變量都整理自國泰君安數據庫、wind數據庫。

表1 研究變量

4.2 變量設定

主要是:①企業環保支出指標(EI)。選取企業年度報告、環境報告書、社會責任報告或可持續報告中公布的環保總支出數據,取環保支出的自然對數表示。②政府環保補貼指標(ESUB)。政府環保補助主要有政府對企業環境治理、節能減排項目的事前補貼、環保專項資金、環保成果的獎勵等[12],其中一般包括“節能減排、環保、循環回收”等關鍵詞,對以上性質的補助進行加總得出政府環保補助數據,取對數表示當年的環保補助。③綠色技術創新指標(RD)。依據OECD[26]的研究,綠色技術創新可分為綠色工藝創新和綠色產品創新。綠色產品創新是指開發出符合環保要求的綠色產品,綠色工藝創新主要是指對綠色技術和工藝設備的研發[27]。由于重污染行業的特殊性,他們的研發支出的目不僅在于降低生產成本和提高生產效率,還在于降低能源消耗和污染物的產生,因此本文選用重污染企業所有的R&D支出來衡量綠色技術創新資金的投入[28]。④控制變量。本文共加入9個控制變量,其中盈利能力(ROA)用資產收益率表示,即凈資產除以資產總額衡量;高管薪酬(Salary)用金額最高的前三名高管薪酬的總和表示;人力資本(Education)用企業本科及本科以上學歷人數占總人數的比例衡量;資產負債率(Lev)用總負債除以總資產來表示;企業成長性(Growth)用銷售收入增長率來表示;成本費用利潤率(Cost)為總利潤與成本、費用總額的比率;融資約束(Fc)為(流動負債-流動資產)/總資產;企業年齡(Age)用企業成立年限衡量;年度虛擬變量(Year),5年共設置4個年度虛擬變量,當年為1,否則為0。

4.3 模型構建

模型1:檢驗H1——企業環保支出與綠色技術創新的關系。

RD=α0+α1ER+αiControl+Year+ε1

(1)

模型2:驗證H2、H3——政府環保補助與技術創新的關系。

RD=α0+α1ESUB+αiControl+Year+ε2

(2)

模型3:根據溫忠麟[29]的調節變量檢驗方法構建交互項,并對其回歸系數進行檢驗,以驗證H4。

RD=α0+α1EPI+α2ESUB+α3EPI×ESUB+αiControl+Year+ε3

(3)

其中,模型1的被解釋變量為R&D的自然對數(RD),主要解釋變量為企業環保支出(ER);模型2的主要解釋變量為政府環保補助(ESUB);模型3的解釋變量為政府環保補助有無(ESUB)、政府環保補助有無與環保支出的交互項。控制變量(Control)為企業盈利能力(ROA)、高管薪酬(Salary)、人力資本(Education)、資產負債率(Lev)、企業的成長性(Growth)、成本費用率(Cost)、融資約束(Fc);Year為年度虛擬變量,ε表示殘差項。

5 實證分析

5.1 變量描述性統計

全樣本以及分樣本變量的描述統計見表2。從表2的分樣本可見主要變量具有顯著的差異性。非國有企業的研發投入均值為18.07,標準差為1.21;而國有企業的研發投入均值為17.98,標準差為1.86,表明非國有企業總體的研發投入比國有企業更多,且投入量的總體差異相對國有企業更小;國有企業的環保支出均值為8.51,顯著高于非國有企業的6.92;國有企業受到政府的環保補助均值為13.85,標準差為4.63,非國有企業受到政府的環保補助均值為13.18,標準差為3.15,表明政府對國有企業的環保補助顯著高于非國有企業,但不同的國有企業受到的環保補助量具有很大的差異。同時,非國有企業的企業績效顯著高于國有企業,工資水平也相對更高,其他控制變量與已有研究的變量是基本一致的。

表2 變量描述性統計(1)全樣本

(2)分樣本

表3 全樣本回歸結果

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

5.2 回歸結果分析

全樣本回歸分析:本實證研究采取Ststa14.0進行分析。全樣本實證結果見表3,其中模型1為企業環保支出對技術創新的影響結果,模型2為政府環保補助對技術創新的影響結果,模型3為政府環保補助的調節作用。模型1、2、3的vif值均小于10,不存在嚴重的多重共線性。對模型1、2、3使用穩健標準誤進行修正,修正后各模型的R2分別為0.21、0.20、0.23,各模型F統計量均通過顯著性檢驗。模型1中的主要變量企業環保支出在5%的水平下顯著,且系數為正,說明企業環保支出對企業的綠色技術創新有顯著的促進作用,證明了假設H1。模型2中環保補助的系數為負且在10%的水平下顯著,說明政府對高污染企業進行環保補助反而會減少企業研發投入,抑制企業的綠色技術創新發展。模型3的R2為0.23,在三個模型中具有最強的解釋力度,其中主要解釋變量企業環保支出與政府環保補助的交互項為負,且在10%的水平下顯著,說明企業在投入環保資金的同時得到政府的環保補助,反而會降低企業對綠色技術創新的投入,這與假設H4相符。在控制變量中,企業盈利能力、融資約束、企業成長性以及企業年齡通過了顯著性檢驗。其中,代表企業盈利能力的ROA,即資產收益率在1%的水平上顯著,系數遠大于1且為正,說明企業的盈利能力與綠色技術創新能力息息相關,企業良好的盈利能力能極大地促進了企業綠色技術創新,為企業發展提供經濟基礎;企業的融資約束(Fc)在1%的水平下顯著,系數為負,這說明融資約束越大的企業綠色技術創新水平越低。由于融資約束大的企業大多是初創型企業或中小型企業,其資金實力難以進行大型的研發活動,綠色技術創新水平相對較低;企業成長性在1%的水平下顯著為負,即高污染企業的銷售量不斷增加的同時,其研發投入反而呈下降趨勢;企業年齡系數為負,且在1%的水平下顯著,說明隨著企業年齡增加,其綠色技術創新的發展速度會越來越慢甚至倒退。

表4 政府環保補助對不同所有制重污染企業的影響結果

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

政府環保補助對不同所有制重污染企業的影響:分組回歸的結果見表4。從模型1可見,國有組和非國有組的企業環保支出都有效促進了綠色技術創新,且非國有企業的促進作用更大。模型2顯示在國有企業中,政府環保補助系數為負,且在5%的水平下顯著,表明對企業研發投入會產生較強的擠出效應,而政府環保補助對非國有企業的綠色技術創新并沒有顯著作用,這一結果證實了假設H2的后半部分。從模型3可見,國有企業的政府環保補助與企業環保支出的交互項系數為負,且在10%的水平下顯著,非國有企業的交互項不顯著。不同控制變量對國有企業和非國有企業的差異較大,在國有企業中,盈利能力系數為正且在5%水平下顯著,融資約束在1%的水平下顯著為負,資產負債率在10%的水平下顯著為負,企業年齡在1%的水平下顯著為負;在非國有企業中,盈利能力、融資約束、資產負債率都不顯著,但人力資本對綠色技術創新有顯著正向影響,企業年齡同樣在1%的水平下顯著為負。通過分樣可見,國有企業和非國有企業存在一定的差異,但主要變量與全樣本結果基本一致,證明了全樣本回歸結果的穩健性。

6 結論與建議

本文基于2012—2016年滬深A股上市的重污染企業數據,從政府支持視角,研究了政府環保補助對企業環保支出與綠色技術創新關系的影響。結果表明:無論是國有企業還是非國有企業,增加環保支出都會促進企業綠色技術創新的發展;但當政府環保補助加入后,不僅沒有給企業綠色技術創新帶來動力,反而抑制了企業環保支出對綠色技術創新的正向促進作用,這種抑制效應主要體現在國有企業中。在非國有企業中,政府的環保補助并沒有明顯影響。在全樣本中,企業的盈利能力越強對綠色技術創新的帶動能力越強,融資約束也越大,對綠色技術創新的抑制作用越大,這兩者的作用主要體現在國有企業中。同時,無論是在全樣本還是在分樣本中,企業年齡都與綠色技術創新在1%的水平下顯著負相關,這一結果具有較強的穩健性。

政府在對企業進行環境規制時,會采取諸如市場準入、環境標準等命令型政策以及排污稅、投入稅、產品稅等市場化手段,企業為了滿足這些硬性規定和減少稅費的繳納,會增加企業的環保投入,從而一定程度上促進其綠色技術創新發展;同時,政府進行節能減排的補貼和獎勵是環境規制的手段之一,相對于前者的嚴格性,政府的環保補貼是政府的一只寬容之手,是對企業現有環保成果的獎勵和對企業未來環保行為的補貼,其目的在于激勵企業不斷進行節能減排和綠色生產,以達到企業轉型升級的最終目的。但經過本研究的實證發現,政府的環保補助并未達到其根本目的,政府的環保補助并非越多越好,政府的環保補助政策需要提高其有效性和科學性。

本文建議從以下方面進行改善:①政府應完善對企業環保補貼申請的審批機制，將現有的單一審批機制轉換為持續性的考察機制。即不僅對已有的環保成果進行考察,還要對企業未來的環保行為進行指標約束。如果沒有達到指標要求便進行一定程度的處罰,這樣可從一定程度上消除企業僅僅為了獲得政府補貼的盈利行為。同時,針對具有天然政治關聯的國有企業,更應嚴格按照審批程序進行辦理,對行賄行為進行嚴厲打擊。②推出除資金支持外的創新鼓勵政策。對企業的綠色創新研發產品進行少征稅、免征稅的政策優惠,對重污染企業引入的高級研發人才在落戶、教育、醫療等各方面給予政策鼓勵,使企業對綠色環保創新的態度由消極變積極,從被動轉為主動。③提高企業對補助資金的使用效率。一是加大資產類的事前補助,明確補助的使用途徑和有效年限,提高收益類補助的發放門檻,規定一定的使用范圍,結合創新研發鼓勵政策,促進企業提高補助資金的使用效率。二是完善國有企業的監管體系,確保補助資金的合理分配和使用。政府只有通過實施合理的政策和改善措施,環保補助才能發揮真正的社會效益。