環境執法監督對企業綠色創新的影響

于連超 張衛國 畢茜

摘要：以環保約談制度實施為契機，基于合法性理論和遵從理論，考察環境執法監督對企業綠色創新的影響及其機制。研究發現：環境執法監督會有效地促進企業綠色創新，即環保約談顯著地提高了被約談地區企業的綠色創新水平。拓展性檢驗與分析后發現，環境執法監督對企業綠色創新的促進作用主要表現在低融資約束企業和低代理成本企業中。影響機制探索后發現，環境執法監督通過提高企業環境成本、環境處罰力度和企業環保投資，進而促進企業綠色創新。

關鍵詞：環境執法監督;環保約談;企業綠色創新;融資約束;代理成本

中圖分類號：F272.3

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2019） 03-0127-08

一、引言

隨著資源環境約束日趨嚴峻，推動企業綠色創新迫在眉睫，而環境制度作為企業綠色創新的核心推動力，起著至關重要的作用。為此，中國積極地進行環境政策改革，如《環境保護法》在2014年重新修訂，于2015年正式施行;《環境保護稅法》在2016年頒布，于2018年正式施行。但我國的政策制定是自上而下的，存在嚴重的條塊分割問題，因此，政策執行才是真正的難點和痛點[1]，環境政策執行更是如此，表現在環境政策執行寬松、不到位。為了破解環境政策執行寬松、不到位的困境，環保約談制度應運而生。2014年5月16日，環境保護部制定并頒布了《環境保護部約談暫行辦法》，通過告誡談話、指出相關問題、提出整改要求等方式，督促地方提高環境執法水平。

現有文獻主要從制度因素、利益相關者因素、企業自身特征等方面研究企業綠色創新的影響[2-4]，其中制度因素至關重要。但由于研究視角所限，現有研究主要關注環境規制強度對企業綠色創新的影響[5]，而環境執法監督作為環境制度的重要組成部分，其有效性關乎環境政策的執行效果，鮮有文獻涉及。環保約談制度的實施，為研究環境執法監督的治理效應提供了重要的契機。因此，本文以環保約談制度實施為契機，基于合法性理論和遵從理論，試圖回答以下問題：環境執法監督是否能有效地促進企業綠色創新？如是，環境執法監督對企業綠色創新的影響機制是什么？在此，利用2012 -2 016年中國滬深A股工業上市公司的經驗數據，實證檢驗環境執法監督對企業綠色創新的影響及其機制。

二、文獻回顧與研究假設

在西方發達國家，政策制定過程是難點和痛點，而政策執行困難并不大[6]。但在中國，政策制定存在嚴重的條塊分割問題[7]，政策執行是真正的難點和痛點[1]。中國特有的條塊分割問題，勢必導致政策執行存在偏差，難以實現預定的目標，而環境政策執行更是如此。我國的環境政策數量眾多、涵蓋面廣，其標準已接近發達國家水平[8]。但環境政策執行不嚴、寬松執法問題凸顯[9]。歸根結底，環境政策執行難的原因在于：其一，環境政策的執行監管不力，技術水平尚未達到全面監管的要求，中央不能有效地監管地方環境執法，也缺乏相應的問責機制[10];其二，地方政府出于自我利益保護，往往會以環境為代價來追求經濟增長速度，卻忽視經濟增長質量;其三，環境政策執行中的正向激勵不足。環境政策執行不嚴、寬松執法直接導致環境政策難以有效發揮其作用[11]。要解決這一難題，環保約談制度的實施提供了一條有效的途徑。沈洪濤和周艷坤研究發現，環保約談有效地提高了被約談地區企業的環境績效，但這種環境績效改善是短期的[12]。隨著環保約談制度不斷完善，環保約談制度作為環境執法監督的重要組成部分，可通過發揮“規制效應”和“遵從效應”，提高企業綠色創新水平，不僅可長期地提高企業環境績效，而且還可以塑造企業核心競爭力，實現企業可持續發展。

1.環境執法監督會有效地提高環境規制強度，通過發揮“規制效應”，進而提高企業綠色創新水平?！耙幹菩钡睦碚摶A源于合法性理論。根據Suchman的觀點，組織合法性是指企業行為是否符合社會所認可的規范、價值、信念、定義[13]。如果企業行為不遵循組織合法性，企業會被排擠、驅逐出市場。企業追求組織合法性的目的在于向利益相關者傳遞其價值取向與社會價值觀相一致的信號，維護其合法性地位[14]。在組織合法性的外部壓力下，企業需要改變自身的規范、信念、價值觀來融人社會環境，進而獲得社會的認可[15]。

當地區被環保約談后，地方政府及環保部門會加大環境執法力度，主要表現在兩個方面：其一，地方政府及環保部門會對企業施加更大壓力，執行更嚴格的環境政策，提高環境規制強度，此時政府的環境責任與企業的環境責任通過環境政策的聯結機制捆綁在一起[12];其二，其他利益相關者知悉環保約談事件后，更加關注該地區環境問題，期望該地區環境質量能夠得到改善，此時其他利益相關者的環境預期與企業的環境責任通過隱性契約聯結在一起。企業為了滿足政府和其他利益相關者的合法性要求，尋求節能減排的措施。若企業采取減產、外包等暫時性措施實現節能減排，盡管企業能夠暫行性滿足政府的合法性要求，但這種節能減排的效果不具有可持續性，反而會增加企業成本，且也無法滿足其他利益相關者的合法性要求[16]。在組織合法性壓力下，企業需要符合政府的環境制度要求以及滿足其他利益相關者的環境訴求，致使企業通過使用暫時性措施來追求組織合法性的成本提高。從長期來看，企業會選擇進行更多的綠色創新活動，進而獲得創新補償效應[17]。

2.環境執法監督會顯著地提高企業環保主動性，通過發揮“遵從效應”，進而提高企業綠色創新水平。遵從效應的理論基礎源于遵從理論。根據Gunningham的觀點，作為行政執法過程的基本理論，遵從理論的出發點是勸說與建議[18]。遵從理論的假定、重點、內在邏輯與約談更為契合[19]。首先，遵從理論的假定是約談對象均是守法公民，企業決策不僅建立在利潤最大化的目標下，而且還會規避風險而知法守法。其次，遵從理論的重點在于潛在違法行為，通過約談方式勸說約談對象遵守法律，以阻止環境違法行為的發生。最后，遵從理論的內在邏輯在于使政府與企業之間的對抗轉向合作，致使企業主動地遵守環境政策。

在環保約談中，遵從理論也發揮著至關重要的作用。當地方政府及其相關部門有關負責人未履行環境保護職責或者履行不到位時，環境保護部會及時地進行約談。在守法公民的假定下，地方企業主動地履行環境保護職責以維護守法公民的形象和聲譽，進而規避環境違法所帶來的大額環保罰款等風險[20]。同時，環保約談不僅關注已發生的環境違法行為，還重點關注潛在環境違法行為[18]，這會導致企業放棄使用暫時性措施來提高企業環境績效，轉而提高企業綠色創新水平以實現長期環境績效的改善，原因在于從長期來看，企業綠色創新不僅使企業環境績效得到改善，還會獲得創新補償效應[17]。而且，環保約談通過勸說與建議的方式，有效地緩解企業的抵抗心理，轉而積極主動地進行綠色創新，打消企業的顧慮。因此，提出以下假設：

假設：環境執法監督會有效地促進企業綠色創新，即與未被環保約談地區企業相比，環保約談會顯著地提高被環保約談地區企業的綠色創新水平。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

將2014和2015年發生的環保約談作為準自然事件，選擇2012 - 2016年中國滬深A股工業上市公司為研究對象。工業行業的界定按照《國民經濟行業分類》（GB/T4754-2011）和《上市公司行業分類指引》（2012）。同時，對研究樣本篩選如下：剔除被ST、*ST、PT的樣本;剔除核心變量數據缺失并無法補齊的樣本。本文數據來源如下：企業綠色創新，即企業綠色專利申請量，是根據國家知識產權局的專利檢索及分析網站分析企業申請專利的名稱、內容、功能和目標等判別是否符合綠色專利標準，并將其分類;環境執法監督，即環保約談，是根據環境保護部的官方網站所披露的信息手工整理所得;控制變量，其數據源于國泰安數據庫。同時，對連續變量均進行上下1%的縮尾處理。數據處理與分析均使用Stata15完成。

（二）變量定義

1.企業綠色創新?，F有文獻關于企業綠色創新的衡量，主要包括問卷調查評分法、單位能耗研發投入法等[21]，但以上方法的主觀性均較強。為了克服以上缺陷，本文使用企業綠色專利申請量衡量企業綠色創新，優點在于較為客觀且樣本量較大，企業綠色專利申請量的界定根據企業每年所申請專利的名稱、內容、功能和目標等方面判別企業專利是否屬于通過改善產品設計、提高生產工藝、使用綠色能源等方式來實現節能減排的專利，進而統計和搜集企業每年的綠色專利申請量衡量企業綠色創新。同時，為了使之更符合正態分布的假設，使用企業綠色專利申請量加1取自然對數衡量企業綠色創新（GI），即企業綠色創新=ln（企業綠色專利申請量+1）。

2.環境執法監督。借鑒沈洪濤和周艷坤的研究方法，使用環保約談衡量環境執法監督[12]。同時，結合雙重差分模型，構建空間虛擬變量（Treat）、時間虛擬變量（ Post）及其交互項（Treat×Post），其中：空間虛擬變量代表企業注冊地所在省市被環保約談賦值為1，否則為0;時間虛擬變量代表會計期間屬于環保約談發生當年及以后年度賦值為1，否則為0;交互項代表空間虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項。

3.控制變量。借鑒Lin等和于連超等的相關研究[5，22]，本文控制以下因素：企業年齡（Age），即企業上市的時間;企業規模（Size），即企業總資產的自然對數;財務杠桿（Lev），即總負債占總資產的比例;現金持有量（Cash），即貨幣資金占總資產的比例;資產收益率（Roa），即凈利潤占平均總資產的比例;資本支出（Capital），即購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金占平均總資產的比例;機會成本（TobinQ），即所有者權益和負債的市場價值之和占賬面總資產的比例;股權性質（State），即國有控股取1，否則取0;董事會規模（Board），即董事會人數的自然對數;獨立董事比例（Ind），即獨立董事人數占董事會人數的比例;兩職合一（Dual），即董事長和總經理不由一人兼任時取1，否則取0;第一大股東持股（Large），即第一大股東持股比例;兩權分離率（Sep），即實際控制人擁有上市公司的控制權與所有權之差;行業效應（Industry），即行業虛擬變量;年度效應（Year），即年度虛擬變量;地區效應（Area），即省市虛擬變量。

（三）模型設定

為了考察環境執法監督對企業綠色創新的影響，構建雙重差分模型如下：

四、環境執法監督對企業綠色創新的影響

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表1所示。（1）企業綠色創新。企業綠色創新（GI）的平均值為2.054，中位數為1.946，最小值為0.000，最大值為8.638，標準差為1.478，表明企業綠色創新波動幅度較大，存在較大的差異性。（2）空間虛擬變量和時間虛擬變量。空間虛擬變量（Treat）的均值為0.444，說明近44.4%的樣本屬于實驗組，56.6%的樣本屬于控制組;時間虛擬變量（Post）的均值為0.400，說明環保約談當年及以后年度與環保約談以前年度的樣本約各占總樣本的40%和60%。（3）控制變量。除企業年齡（Age）、企業規模（Size）、機會成本（To-binQ）、第一大股東持股（Large）、兩職分離率（Sep）的標準差超過1以外，其他控制變量標準差均較小于1，波動幅度較小。

（二）回歸結果與分析

環境執法監督與企業綠色創新的回歸結果如表2所示。在全樣本中，交互項（Treat×Post）的系數為0.077，且在5%的水平上顯著，說明環境執法監督有效地促進了企業綠色創新，即與未被環保約談地區企業相比，環保約談顯著地促進了被約談地區企業的綠色創新?？梢姡h保約談通過促進被約談地區企業的環境規制強度和環保主動性，有效地發揮“規制效應”和“遵從效應”，進而提高企業綠色創新水平。

進一步區分重污染企業和非重污染企業，重污染行業界定依據《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿）。在重污染企業中，交互項的系數為0. 048，通過顯著性檢驗，說明環境執法監督顯著地提高了重污染企業的綠色創新水平。在非重污染企業中，交互項的系數為0.079，通過顯著性檢驗，說明環境執法監督顯著地提高了非重污染企業的綠色創新水平。結果表明：不論是重污染企業還是非重污染企業，環境執法監督均能顯著地提高企業綠色創新水平。

五、環境執法監督對企業綠色創新影響的異質性研究

（一）融資約束、環境執法監督與企業綠色創新

企業創新不是一蹴而就的，而是需要穩定持續的資金保障源源不斷地支持企業創新投入，企業綠色創新更是如此[22，23]。面對環保約談所帶來的“規制效應”和“遵從效應”，企業綠色創新行為可能隨著融資約束程度的不同而不同。當融資約束程度較高時，企業獲取綠色創新資金能力較弱，面對環保約談的地方政府及相關部門壓力，企業可能會偏向于選擇暫時性措施實現節能減排的短期效果，缺乏資金能力去綠色創新，致使環境執法監督的企業綠色創新效應弱化[22]。當企業融資約束程度較低時，企業獲取綠色創新資金能力較強[23]，企業更加偏向于進行更多的綠色創新活動，實現企業可持續發展。

為了檢驗不同融資約束下環境執法監督對企業綠色創新的影響是否存在差異，本文區分為低融資約束企業和高融資約束企業進行分組回歸，融資約束的測度借鑒Hadlock和Pierce的研究方法[24]，回歸結果如表3所示。結果顯示：在低融資約束企業中，交互項的系數為0.119，通過顯著性檢驗;在高融資約束企業中，交互項的系數為0.032，未通過顯著性檢驗，這表明環境執法監督對企業綠色創新的促進作用主要體現在低融資約束企業中。

（二）代理成本、環境執法監督與企業綠色創新

隨著所有權和經營者的分離，委托代理問題應運而生，經營者的道德風險和逆向選擇對企業創新產生深刻的影響，企業綠色創新也是如此。所有者的目標是企業價值最大化，經營者的目標是實現自身效益最大化，目標的不同勢必造成環境執法監督的企業綠色創新效應產生差異[25，26]。當代理成本較高時，所有者與經營者的矛盾更加劇烈，面對環保約談的“規制效應”和“遵從效應”，經營者出于利益動機和風險規避動機，可能選擇暫時性措施應對環境執法監督，而不愿意冒著更多的風險進行綠色創新實現企業價值最大化[25]。當代理成本較低時，經營者的道德風險較低和逆向選擇較少，這會導致經營者和所有者的利益趨于一致，進而積極地進行綠色創新活動來響應環境執法監督的壓力，提升企業價值[26]。

為了檢驗不同代理成本下環境執法監督對企業綠色創新的影響，本文區分低代理成本企業和高代理成本企業進行分組回歸，代理成本的衡量使用管理費用率，回歸結果如表4所示。結果顯示：在低代理成本企業中，交互項的系數為0.123，通過顯著性檢驗;在高代理成本企業中，交互項的系數為0.025，未通過顯著性檢驗，這表明環境執法監督的企業綠色創新效應主要體現在低代理成本企業中。

六、環境執法監督對企業綠色創新的作用機制探索

正如理論分析，環境執法監督會有效地促進企業綠色創新，其渠道在于“規制效應”和“遵從效應”，其中：“規制效應”主要體現在環境成本和環境處罰兩個方面;“遵從效應”主要體現在企業環保投資方面。

（一）環境成本渠道

為了驗證環境成本渠道是否成立，借鑒于連超等的研究方法[27]，使用廣義環境稅作為環境成本的替代變量，包括排污費、河道費、土地使用稅等一切與環境有關的稅收，數據來源于企業年度報告的財務報表附注。借鑒Baron和Kenny的中介效應模型[28]，結合模型（1），構建模型（2）和模型（3）進行分析。

環境成本渠道的回歸結果如表5所示。結果顯示：模型（1）和模型（2）交互項的系數、模型（3）環境成本（EC）的系數、交互項的系數均顯著為正，且模型（3）交互項的系數小于模型（1）交互項的系數。以上結果說明，環境執法監督通過提高企業環境成本促進企業綠色創新。

（二）環境處罰渠道

為了驗證環境處罰渠道是否成立，本文使用環境處罰的自然對數作為環境處罰的替代變量，數據來源于企業年度報告的財務報表附注。借鑒Baron和Kenny的中介效應模型[28]，結合模型（1）構建模型（4）和模型（5）進行分析。

環境處罰渠道的回歸結果如表6所示。結果顯示：模型（1）與模型（4）交互項的系數、模型（5）環境處罰（EP）的系數、交互項的系數均顯著為正，且模型（5）交互項的系數小于模型（1）交互項的系數。以上結果說明環境執法監督通過提高環境處罰力度促進企業綠色創新。

（三）環保投資渠道

為了驗證環保投資渠道是否成立，使用環境資本支出加1的自然對數作為環保投資的替代變量，數據來源于企業年度報告的財務報表附注。借鑒Baron和Kenny的中介效應模型[28]，結合模型（1），構建模型（6）和模型（7）進行分析。

環保投資渠道的回歸結果如表7所示。結果顯示：模型（1）與模型（6）交互項的系數、模型（7）環保投資（EI）的系數、交互項的系數均顯著為正，且模型（7）交互項的系數小于模型（1）交互項的系數。以上結果說明環境執法監督通過提高企業環保投資促進企業綠色創新。

七、穩健性測試

了驗證實證結果的穩健性，進行以下的穩健性測試：（1）動態效應分析。為了驗證是否滿足平行趨勢假設，構建動態效應模型，結果顯示平行趨勢滿足。（2）重新設定窗口期間。為了排除窗口期間設定對實證結果的影響，進一步將窗口期間設定為2013—2016年。（3）安慰劑檢驗。為了驗證環保約談是否具有隨機性，設定2014、2015年真實發生環保約談省市發生分別在2013、2014年，預期實證結果中交互項的系數是不顯著的。（4）傾向匹配得分法加雙重差分法。為了緩解樣本選擇問題導致的內生性問題，將控制變量作為協變量進行匹配，保留匹配后的樣本重新進行回歸。（5）更換企業綠色創新的衡量方法。為了避免衡量誤差產生的影響，使用研發投入對企業綠色專利申請量進行平減衡量企業綠色創新，重新進行回歸。（6）控制其他變量。為了緩解遺漏變量的影響，進一步控制審計師意見、控制權轉移、并購重組和風險投資，重新進行回歸。以上穩健性測試的結果均支持研究結論，但限于文章篇幅，本文只報告傾向匹配得分法加雙重差分法的回歸結果（如表8所示），其他穩健性測試的結果未報告。

八、結論與啟示

本文以環保約談制度實施為契機，以合法性理論和遵從理論為基礎，基于2012 - 2016年中國工業上市公司的經驗數據，考察了環境執法監督對企業綠色創新的影響及其機制。研究發現：環境執法監督會有效地促進企業綠色創新，即與未被環保約談地區企業相比，環保約談顯著地促進了被環保約談地區企業的綠色創新。拓展性檢驗與分析后發現：環境執法監督對企業綠色創新的促進作用主要表現在低融資約束企業和低代理成本企業中。影響機制探索后發現：環境執法監督通過提高企業環境成本、環境處罰力度和企業環保投資，進而促進企業綠色創新。

以上結論揭示了環境執法監督的微觀治理效果，為完善中國環境督察體系和建立綠色創新型國家提供了重要的啟示。第一，完善中國環境督察體系。環境政策能否有效發揮作用很大程度上取決于環境執法力度，但由于中央與地方的利益不一致，地方政府及其相關部門環境執法不嚴、寬松執法的現象屢見不鮮。環保約談制度作為中國環境督察體系的重要組成部分，會有效地促進被約談地區企業的綠色創新。因此，政府應當進一步建立完善環保約談制度在內的中國環境督察體系，確保環境政策得以切實地執行，作用得以有效地發揮。第二，建立健全地方環境執法體系。地方政府及其相關部門是環境執法的主體，注重經濟增長總量的同時，也要重視經濟增長的質量。在經濟新常態下，中國經濟增長已由高速增長階段轉向高質量增長階段。因此，地方政府及其相關部門應當轉換觀念，積極地響應環境執法監督，加強地方環境執法水平，促進地區企業綠色創新，實現地區經濟高質量增長。第三，企業自身轉換觀念，積極地響應環境執法監督，主動提高綠色創新水平。環境執法監督提高企業環境成本和環境處罰力度，倘若采取暫時性措施迎合環境執法監督，往往會加劇企業環境壓力，使核心競爭力急劇下降。因此，企業應當轉換自身發展觀念，在環境執法監督的壓力下進行更多的綠色創新活動，塑造核心競爭力。第四，正確對待環境執法監督對企業綠色創新的差異化影響。高融資約束企業處于融資約束的困境，不能獲取持續穩定的現金流來支持綠色創新活動以響應環境執法監督，因此企業應當不斷地拓寬自身綠色創新融資渠道，同時政府、銀行等應當完善企業綠色創新信貸機制。高代理成本企業囿于經營者的道德風險和逆向選擇，限制經營者以風險較高的綠色創新來響應環境執法監督，因此企業應當建立健全綠色創新激勵機制和響應機制，使環境執法監督的企業綠色創新效應更加有效地發揮。

參考文獻：

[1] 陳家建，邊慧敏，鄧湘樹.科層結構與政策執行[J].社會學研究，2013 （6）：1-20.

[2] Berrone P， Fosfuri A， Gelabert L， et al. Necessity as themother of inventions： institutional pressures and environmen-tal innovations[J]. Strategic Management Journal， 2013， 34（8）：891- 909.

[3] Kammerer D. The effects of customer benefit and regulationon environmental product innovation： empirical evidence fromappliance manufacturers in Germany[J]. Ecological Econom-ics， 2008， 68（8）：2285-2295.

[4] Chan R Y K. Corporate environmentalism pursuit by foreignfirms competing in China[J]. Journal of World Business，2010， 45（1）：80-92.

[5] Lin H， Zeng S X， Ma H Y， et al. Can political capital drivecorporate green innovation？ lessons from China[J]. Journal ofCleaner Production， 2014， 64（2）：63-72.

[6] 邁克爾·豪利特，M.拉米什.公共政策研究：政策循環與政策子系統[M].北京：生活·讀書·新知三聯書店，2006：6-8.

[7] O'Brien K J，Li L. Selective policy implementation in ruralChina[J]. Comparative Politics， 1999， 31（2）： 167-186.

[8] 李萬新.中國的環境監管與治理——理念、承諾、能力和賦權[J].公共行政評論，2008（5）：102-151.

[9] 鄭石明，雷翔，易洪濤.排污費征收政策執行力影響因素的實證分析——基于政策執行綜合模型視角[J].公共行政評論，2015 （1）：29- 52.

[10] 郁建興，高翔.地方發展型政府的行為邏輯及制度基礎[J].中國社會科學，2012（5）：95-112.

[11] 包群，邵敏，楊大利.環境管制抑制了污染排放嗎？[J].經濟研究，2013 （12）：42 - 54.

[12] 沈洪濤，周艷坤.環境執法監督與企業環境績效：來自環保約談的準自然實驗證據[J].南開管理評論，2017，20（6）：73 -82.

[13] Suchman M C. Managing legitimacy， strategic managementand institutional approaches[J]. Academy of Management Re-view， 1995， 20（3）：571-610.

[14] 陳華，王海燕，陳智.公司特征與碳信息自愿性披露——基于合法性理論的分析視角[J].會計與經濟研究，2013， 27（4）：30-42.

[15] 沈洪濤，馮杰.輿論監督、政府監管與企業環境信息披露[Jl.會計研究，2012（2）：72-78.

[16] 畢茜，于連超.環境稅的企業綠色投資效應研究——基于面板分位數回歸的實證研究[J].中國人口·資源與環境，2016，26（3）： 76-82.

[17] Porter M，Linde C V D.Towards a new conception of the en-vironment-competitiveness relationship.[J]. Journal of Eco-nomic Perspectives， 1995， 9（4）：97-118.

[18] Gunningham N. Compliance， enforcement， and regulatory ex-cellence[M]. Washington： Brookings Institution Press， 2017：178-180.

[19] 朱新力，李芹.行政約談的功能定位與制度建構[J].國家行政學院學報，2018 （4）：91- 97.

[20] Ayres I，Braithwaite J. Responsive regulation[M]. Oxford：Oxford University Press，2013：437 - 438.

[21]王鋒正，陳方圓.董事會治理、環境規制與綠色技術創新——基于我國重污染行業上市公司的實證檢驗[J].科學學研究，2018（2）：361- 369.

[22] 于連超，張衛國，畢茜.盈余信息質量影響企業創新嗎？[J].現代財經（天津財經大學學報），2018， 38（12）：128-145.

[22] 鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運資本管理與企業創新可持續性[J].經濟研究，2013 （1）：4-16.

[23] Guariglia A， Liu P. To what extent do financing constraintsaffect Chinese firms' innovation activities？ [J]. InternationalReview of Financial Analysis， 2014， 36（C）：223-240.

[24] Hadlock C， Pierce J. New evidence on measuring financialconstraints： moving beyond the KZ index[J]. Review of Fi-nancial Studies， 2010， 23（5）：1909-1940.

[25] Holmstrom B. Agency costs and innovation[J]. Journal of E-conomic Behavior&.Organization， 1989， 12（3）：305-327.

[26] 程軍，劉玉玉.國家審計與地方國有企業創新——基于經濟責任審計的視角[J].研究與發展管理，2018，30（2）：82-92.

[27] 于連超，張衛國，畢茜.環境稅的創新效應研究[J].云南財經大學學報，2018， 34（7）：78-90.

[28] Baron R M，Kenny D A. The moderator-mediator variable dis-tinction in social psychological research： conceptual， strategic，and statistical considerations[J]. Journal of Personality andSocial Psychology，1986 ，51（6）：1173 - 1182.