經濟新常態下環境規制對政治關聯喪失企業研發投入的影響

譚建偉 張智文

摘 要：隨著中國經濟發展進入新常態，在環境規制及政治關聯喪失的雙重背景下企業創新亟須改變，結合波特假說，綜合采用DID和DDD差分法檢驗經濟發展新常態背景下環境規制對政治關聯喪失企業研發投入的影響。研究結果表明：政治關聯喪失促進企業增加研發投入，政治關聯喪失層級越高，越能促進企業增加研發投入;在中國經濟發展進入新常態后，環境規制阻礙政治關聯喪失層級較高的企業增加研發投入，但總體上在短期內不能顯著促進政治關聯喪失企業增加研發投入;在經濟發達的東部地區，環境規制對政治關聯喪失企業研發投入具有顯著的負面影響。本文用實證檢驗進一步豐富了波特假說的理論框架。

關鍵詞：新常態;環境規制;政治關聯喪失;研發投入

[中圖分類號] F832 [文章編號] 1673-0186（2019）07-0053-012

[文獻標識碼] A ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2019.07.005

一、引言

黨的十九大報告將建設生態文明確認為“千年大計”，表明中國環境規制將長期處于較高水平，旨在利用環境規制政策解決“經濟高速增長”與“環境質量惡化”的兩難困境，實現環境改善和經濟增長的雙重紅利[1]。大量環境規制政策的出臺以及行政執法強度的增加大大提高了中國的環境規制水平，良好的環境規制政策應當實現經濟發展與環境保護“雙贏”[2]。實際上，“環境規制”是政府的規制行為，中國企業所面臨的環境規制壓力主要來源于政府出臺的環保政策與環保執法力度。當前中國的環境規制水平對企業正常生產經營造成重要影響，實質上對企業生產技術提出了更高的要求。波特假說認為，嚴格且合理的環境規制政策能夠激勵企業進行技術創新，抵消“遵循成本”，提高經營績效[3-4]。面對高強度的環境規制水平，企業應當積極進行技術革新，減少對環境的破壞。但在新興經濟體國家，法律、產權保護制度不完善，政府在資源分配過程中的作用非常活躍，以至于保持良好的政企關系成為避免企業產權遭受侵害、獲取稀缺資源的重要途徑。激烈的市場競爭使得企業熱衷于政治關聯而不是自身能力建設[5]。因此，尋求政治關聯成為中國企業發展的重要戰略手段[6]。

然而，自費斯曼（Fisman）提出“政治關聯”[7]以來，關于政治關聯作用的爭論從未停止。在中國，企業主要通過聘任具有政府任職經歷的政治人物或企業家通過當選為人大代表、政協委員成為政治人物建立政治關聯[8]，這些政治人物在企業發展的過程中發揮了巨大的作用。但隨著研究的不斷深入，政治人物從企業離職這一現象逐漸引起學者關注。最具代表性的是中國學者依據中組部頒布的“18號文”導致的具有官員背景的獨立董事辭職這一準自然實驗開展的政治關聯喪失的研究[9-11]。遺憾的是，通過對比發現，根據中國發展經驗進行的政治關聯的研究普遍集中在討論政治關聯帶來的長期經濟后果，但目前對于政治關聯喪失的研究卻局限于對企業市值的影響，并未進一步取得更加深入的研究成果。根據本文的統計，中國制造業上市公司自2011年至2018年分別出現322、395、538、1542、787、521、396、324家企業政治關聯高管離職，其中2014年數量激增的原因是中組部頒布的“18號文”導致的具有官員背景的獨立董事強制辭職。由此可見，政治關聯高管離職造成的企業政治關聯喪失已是常見的現象。

但自波特假說提出以來，學術界一直遵循環境規制影響創新的研究框架，少有研究考慮政治環境的影響。根據中國企業的成長環境，政治關聯作為有效的非正式制度[12]，能夠幫助企業緩沖環境規制政策壓力。但隨著制度變遷過程中政治關聯高管離職現象普遍出現，由此造成的政治關聯喪失無法使企業繼續依靠政治關系發展，同時面對高強度的環境規制壓力，或許會形成有效的創新激勵效應。本文基于當前中國企業面臨的這一現實情況，實證研究經濟發展步入新常態后環境規制對政治關聯喪失企業的研發激勵效應，進一步豐富環境規制影響企業創新的理論框架。

二、文獻回顧與理論假設

一直以來，以克魯格（Kruger）為代表的國際貿易學派的尋租理論被視為政治關聯的理論起源。克魯格（Kruger）提出一種簡單的尋租方式：企業聘任政府官員的親屬[13]。顯然，尋租行為為企業帶來好處的同時也會產生非生產性成本。對企業發展而言，尋租行為是一項長期策略，企業構建政治關聯的動機來源于長期獲利抵消成本的預期。對企業技術創新而言，政治關聯能夠幫助企業獲取更多有助于創新的資源[14]，例如知識資源、銀行貸款、政府補助、稅收優惠等等[15-18]。但這并不意味著政治關聯對企業創新具有絕對的正向影響。企業為獲取和維系政治關聯付出的尋租成本可能會擠占研發資源、抑制企業創新[19]。基于中國反腐敗的實證研究表明，尋求政治關聯與技術創新對企業而言是可相互替代的發展手段[20]。在轉軌經濟背景下，中國市場化程度雖然不斷提高，但政府干預十分有效。尋租被定義為政府干預獲利[21]，政治關聯在中國企業中普遍存在[22]，是中國企業賴以發展的重要手段。在這一現實情況下，技術創新對企業發展的重要性處于次要地位。

中國深入完善各項制度，市場化程度不斷加深，這對企業尋求政治關聯的動機起到一定的削弱作用。當前中國已經出臺了中組部“18號文”等嚴格約束政府官員到企業任職行為的規定，甚至對已退休的政府官員在企業任職作出了較為詳細的規定。這一系列規定的出臺釋放出重要信號，企業通過聘任政府官員建立政治關聯幾乎不可能。更為現實的情況是，具有政府任職履歷的企業高管離職現象頻發，造成所在企業政治關聯喪失。在政治關聯喪失后，尋租成本減少或消失，對研發投入的擠占減少，激勵企業重視創新，依靠創新謀求發展。因此，本文認為政治關聯喪失對企業產生創新激勵效應，促使這些企業的研發投入明顯高于其他企業。據此提出如下假設：

假設一：政治關聯喪失促進企業增加研發投入，政治關聯喪失層級越高，越能促進企業增加研發投入。

自2014年以來，中國GDP增速開始放緩，意味著中國經濟發展進入新常態。中國經濟發展進入新常態的特征之一是：環境承載能力已達到或接近上限，必須推動形成綠色低碳循環發展新方式。進而，面對經濟發展回落并長期處于新常態的事實，中國政府總結以往的發展經驗，為提高經濟發展質量，開始注重保護環境，這使得企業的生產經營受到環境規制的巨大影響。為減少生產經營對環境的破壞，企業應當通過技術創新改善生產工藝。所以，以波特假說為分析框架展開的大量實證研究探討了環境規制與技術創新的關系，但卻存在爭議，可以大致分為三類：第一類是肯定波特假說的研究，這部分研究認為環境規制能夠有效促進企業創新[23-25];第二類是否定波特假說的研究，這部分研究認為環境規制不能顯著影響企業創新[26-28];第三類研究認為環境規制對技術創新的影響具有不確定性[29-31]。

以往關注中國情境下環境規制強度變化影響企業技術創新的研究并未考慮到新常態這一宏觀經濟特征，導致使用中國樣本對“波特假說”進行檢驗存在局限性。波特假說強調環境規制的嚴格性，在新常態背景下，中國政府利用環保政策和環保執法兩項工具極大地提高了環境規制強度，形成了自上而下的巨大規制壓力，使中國當前的環境規制足夠嚴格。作為政治關聯的重要作用之一，為企業提供“政治保護傘”能夠在一定程度上緩解環境規制政策的壓力，但政治關聯喪失會導致企業失去對環保政策的緩沖能力。企業同時面對環境規制增強與政治關聯喪失兩項壓力，重新調整創新戰略是必然選擇，但是創新戰略的調整需要一定的時間，企業更有可能會首先嘗試選擇使用市場中現有的技術來應對環境規制政策，不會在短期內顯著促進政治關聯喪失企業增加研發投入。原本具有較高政治關聯層級的企業，具有較大的政治影響力，對環保政策的抵御作用比低政治關聯層級企業更強，但在政治關聯喪失后，為應對環境規制的支出也更多，間接排擠研發投入。據此，本文提出假設二。

假設二：在中國經濟發展進入新常態后，環境規制不能顯著促進政治關聯喪失企業增加研發投入，但卻顯著阻礙政治關聯喪失層級較高的企業增加研發投入。

在基于中國發展經驗的實證研究中，環境規制對企業創新的影響受到地域效應的干預，主要體現在環境規制對企業創新的推動作用在東部地區非常顯著，但在中部、西部地區并不明顯[32]。東部地區制度完善、經濟發達，是促進中國經濟發展的最主要的地區。經濟發展增速放緩要求中國在大力發展經濟的同時應當重視環境保護，根據環境庫茲涅茨曲線，當前中國處于該曲線右側所描述的環境污染遞減的走勢，因而為環境規制工具的使用創造了條件，能夠有效發揮創新激勵效應。但在中部和西部地區，經濟發展相對落后，雖然也要重視環境保護，但是在錦標賽制的官員晉升體制下，經濟發展仍然是最重要的考量之一，環境規制難以刺激企業進行技術創新。

波特假說在強調環境規制嚴格性的同時注重環境規制的合理性。東部地區的環境比中西部地區更為復雜，且東部地區環境承載力受到更大考驗，受制造業影響更大，污染更為嚴重。因此，東部地區環境規制政策更為嚴格，執法力度更大。這有可能造成企業急于采取市場現有技術應對環保政策，而由此產生的經營成本并不歸屬于企業的研發投入，甚至會占用研發投入，從而對企業技術創新造成消極影響。據此，本文提出如下假設三：

假設三：在經濟發達的東部地區，環境規制對政治關聯喪失企業的研發投入具有顯著的負面影響。

三、變量、數據與模型

（一）變量

鄧曉飛等在研究具有“官員”背景的獨立董事辭職時提出了“政治關聯喪失（ Loss of political connection）”這一概念[9]，但其不足之處在于只考慮了使用具有“官員”背景的獨立董事的辭職來界定政治關聯喪失，并未考慮其他具有政治背景的高管辭職。因此，本文以具有政治背景的高管離職作為界定企業政治關聯喪失的標準，將出現此類高管離職的企業賦值為1，未出現則賦值為0。在政治關聯經濟后果的研究中，經常用高管政治背景所具有的等級衡量政治關聯層級，本文對高管政治背景的考察主要集中在高管的政府任職經歷、人大代表或政協委員等身份兩個方面，這兩方面均具有明確且相對一致的等級劃分規則。根據高管最后的政府任職等級，按照國家級、省部級、廳局級、縣處級和鄉科級，分別賦值5、4、3、2、1，對于人大代表和政協委員，按照全國、省、市、縣區四級分別賦值4、3、2、1。根據這一賦值規則確定企業政治關聯喪失層級。中國企業當前所面臨的環境規制（Environmental regulation）起源自經濟發展進入新常態后政府產生的環保意識，可以明確地將環境規制強度增加的時間節點確定在2014年之后（中國經濟發展自2014年首次出現GDP增速下降，進入新常態），政府大大加強環保立法和執法強度，設置虛擬變量，處于2015—2018年時賦值為1，處于2011—2014年賦值為0。按現有研究，本文采用文獻中廣泛使用的企業研發活動投入資金與營業收入的比值來衡量研發投入（R&D investment）。

在控制變量的選取方面，主要考慮影響企業研發投入的內外部因素。通常，企業業績表現越好，企業可用于研發的資金越多，本文使用營業收入（Business income）、主營業務收入增長率（Main business revenue growth rate）和總資產收益率（Roa）衡量企業業績表現。資產負債率（Asset liability ratio）反映企業負債水平的同時體現出企業的活力，合理的負債有利于企業發揮財務杠桿的作用擴大研發規模，提高研發效率。存貨周轉率（Inventory turnover ratio）常被用于考察企業經營能力，存貨周轉率越高，表明企業存貨變現能力越強，占用資金周轉速度越快，越有利于企業調整研發資金安排。流動比率（Liquidity ratio）、速動比率（Quick ratio）和產權比率（Equity ratio）用于衡量企業短期和長期償債能力，較強的償債能力會使企業研發投入不容易受到債務制約。活躍的董事會有助于做出有利于研發的決策，本文使用董事會會議次數衡量董事會活躍程度。在市場化水平較高的地區，產品競爭壓力大，對企業研發的要求較高，市場化水平較低的地區則反之，本文使用王小魯、樊綱、余靜文編著的《中國分省份市場化指數報告（2016）》中各省份市場化指數進行衡量。此外，本文還涉及控制企業性質的影響和行業效應（表1）。

（二）數據

根據行業性質與環境污染現狀，制造業是造成環境污染最主要的行業，所以本文采用中國A股上市的制造業企業2011—2018年研發和財務數據。研發數據來自Wind數據庫，財務數據均來自CSMAR數據庫。考慮到高管離職對企業的影響存在滯后性，因此考察2011—2018年中國A股上市公司政治關聯高管的離職情況，高管政治背景數據來自CSMAR上市公司人物特征數據庫，通過逐一比對確定離職的政治關聯高管及其信息。

在數據整理的過程中剔除缺失值，考慮到使用大量財務數據，剔除金融保險行業企業和ST企業數據，因為這兩類企業的財務數據具有特殊性，干擾實證結果，最后對連續變量做1%和99%水平的winsorize縮尾處理。

（三）模型

本文主要使用回歸的方法進行假設檢驗。對于假設一，構建如下OLS（普通最小二乘法）回歸方程：

rdii，j=α0+β1lpci，j-1+β2llpci，j-1+β3controli，j+β4naturei，j+β5industryi，j+ε

rdii，j表示i公司在j年研發投入，lpci，j-1表示i公司在j-1年是否出現政治關聯喪失，llpci，j-1表示i公司在j-1年政治關聯喪失層級。考慮到政治關聯喪失對企業研發投入影響的滯后效應，采取lpci，j（政治關聯喪失）與llpci，j（政治關聯喪失層級）前一年的數據進行回歸。control表示控制變量，nature代表企業性質，industry表示行業。由于lpci，j（政治關聯喪失）與llpci，j（政治關聯喪失層級）具有高度的近似共線性，所以在回歸過程中分別放入這兩個變量。

對假設二的檢驗主要是考察政治關聯喪失企業與非政治關聯喪失企業在環境規制強度增加前后研發投入的變化，因此，適合用雙重差分法進行檢驗。本文將2015—2018年視作中國政府加強環境規制的實驗期，將2011—2014年視作未加強環境規制的基期。構建如下差分模型：

rdii，j=α0+β1lpci，j-1·eri，j+β2llpci，j-1·eri，j+β3lpci，j+β4llpci，j+β5eri，j+β6controli，j+β7naturei，j+β8industryi，j+ε

lpci，j·eri，j與llpci，j·eri，j是lpci，、llpci，j分別與eri，j的交互項，β1與β2代表處理效應，為避免多重共線性，將lpci，j（政治關聯喪失）、llpci，j（政治關聯喪失層級）及其各自與eri，j（環境規制）的交互項分別進行回歸。本文根據llpc（政治關聯喪失層級）賦值的五個層級，將賦值為4和5的認定為高政治關聯喪失層級組，重新賦值為1;將賦值為1、2和3的認定為低政治關聯喪失層級組，重新賦值為0，再與er（環境規制）組成交互項，下文亦如此。

為檢驗假設三提出的地域效應，設置地域變量local，根據中國國情，如果企業位于東部地區，則賦值為1，如果位于中西部地區，則賦值為0。中國東部地區與中西部地區制度環境和生態環境存在差異，可能會導致環境規制政策的作用產生差異。本文使用三重差分法，檢驗在制度環境差異下環境規制對政治關聯喪失企業研發投入的影響，為此構建如下模型：

rdii，j=α0+β1locali，j·lpci，j-1·eri，j+β2locali，j·llpci，j-1·eri，j+β3locali，j·lpci，j-1+β4locali，j·eri，j+β5lpci，j-1·eri，j+β6locali，j·llpci，j-1+β7llpci，j-1·eri，j+β8locali，j+β9lpci，j-1+β10llpci，j-1+β11eri，j+β12controli，j+β13naturei，j+β14industryi，j+ε

locali，j·lpci，j·eri，j與locali，j·llpci，j·eri，j是lpci，j、llpci，j分別與locali，j、eri，j的交互項，在這一模型中，主要通過觀察β1與β2的顯著性和符號來確定檢驗結果。與上述兩模型一致，將lpci，j、llpci，j及其各自的交互項分開回歸，以避免多重共線性。

四、結果

（一）描述性統計與相關性分析

表2是對變量進行描述性統計和Pearson相關性分析的結果。lpc（政治關聯喪失）均值為0.388，說明出現政治關聯喪失的企業數據占總樣本數據的38.8%;llpc（政治關聯喪失層級）均值為3.757，說明樣本企業中政治關聯喪失的層級普遍較高。在本文收集到的數據中，rdi（研發投入）存在部分極端值，為保證數據統計描述的合理性，僅保留研發投入占比在1以下的數據，計算均值為0.070，表示企業研發投入占營業收入比值的平均水平為7%，意味著中國制造業企業研發投入水平較低。llpc（政治關聯喪失層級）是在lpc（政治關聯喪失）數據基礎上進一步賦值而來的，所以數據量只有3 584個，并且無法對lpc（政治關聯喪失）與llpc（政治關聯喪失層級）進行相關性分析。

er（環境規制）與rdi（研發投入）在1%的水平上顯著正相關，說明環境規制越強，研發投入越高;er（環境規制）與income（營業收入）、mbrgr（主營業務收入增長率）顯著正相關，說明環境規制越強，企業營業收入越多、主營業務收入增長率越高，支持波特假說。lpc（政治關聯喪失）與rdi（研發投入）之間未呈現出顯著的相關性，但llpc（政治關聯喪失層級）與rdi（研發投入）顯著正相關，說明政治關聯喪失層級越高，越有利于企業增加研發投入;lpc（政治關聯喪失）、llpc（政治關聯喪失層級）與income（營業收入）均顯著正相關，即政治關聯喪失與企業業績表現正相關。對于本文研究的幾個主要變量之間的關系，接下來采用回歸的方法進行檢驗。

（二）假設檢驗結果

表3是為驗證假設一進行回歸的結果，Model 1和Model 2是將lpc（政治關聯喪失）與llpc（政治關聯喪失層級）分開回歸，控制企業性質與行業的影響，F檢驗值分別為13.19和58.59，均在1%的水平上顯著，表明自變量和因變量在總體上具有顯著的線性關系。lpc（政治關聯喪失）與llpc（政治關聯喪失層級）的系數分別在5%和1%的水平上顯著為正，說明政治關聯喪失能夠促進企業研發投入，政治關聯喪失層級越高，企業研發投入越多，驗證假設一。

表4是使用雙重差分法對假設二進行檢驗的結果，是在驗證假設一的回歸模型中加入er（環境規制）以及er（環境規制）分別與lpc（政治關聯喪失）、llpc（政治關聯喪失層級）的交互項分別進行回歸。F檢驗值分別為12.40和50.95，均在1%的水平上顯著，表明自變量和因變量在總體上具有顯著的線性關系。er（環境規制）在Model 3和Model 4的回歸結果中均與rdi（研發投入）顯著正相關（Coef.=0.229，p<0.01;Coef.=0.398，p<0.01），表明自中國經濟發展進入新常態后的環境規制強度能夠顯著促進企業增加研發投入。lpc·er（政治關聯喪失與環境規制交互）的系數雖然為正，但并不顯著，說明環境規制對政治關聯喪失企業研發投入無顯著影響，驗證假設二。llpc·er（政治關聯喪失層級與環境規制交互）的系數為負（Coef.=-0.155），并且在10%的水平上顯著，說明環境規制僅對政治關聯喪失層級較高的企業研發投入產生顯著的負面影響。

表5是對假設三的檢驗結果，F檢驗值分別為11.01和45.88，均在1%的水平上顯著，表明自變量和因變量在總體上具有顯著的線性關系。local·lpc·er（地域變量政治關聯喪失環境規制交互）的系數顯著為負（Coef.=-0.347，p<0.1），表明環境規制對處于東部地區的政治關聯喪失企業的研發投入具有顯著的負面影響，驗證假設三。local·llpc·er（地域變量政治關聯喪失層級環境規制交互）的系數并未通過顯著性檢驗（p>0.1），說明環境規制對東部地區政治關聯喪失企業的研發投入不受政治關聯喪失層級的影響。

五、 結論

基于中國經濟發展實情與政治環境，本文在波特假說的理論分析框架中加入了經濟發展新常態與政治關聯喪失兩個因素，探究新常態背景下環境規制對政治關聯喪失企業研發投入的影響，獲得以下結論：政治關聯喪失促進企業增加研發投入，政治關聯喪失層級越高，越能促進企業增加研發投入;在中國經濟發展進入新常態后，環境規制阻礙政治關聯喪失層級較高的企業增加研發投入，但總體上在短期內不能顯著促進政治關聯喪失企業增加研發投入;在經濟發達的東部地區，環境規制對政治關聯喪失企業的研發投入具有顯著的負面影響。

隨著制度的不斷完善，政治關聯的作用逐漸弱化，政治關聯高管離職現象普遍出現，削減了企業的尋租成本，激勵企業更加重視技術創新，從而增加研發投入。當中國經濟發展進入新常態后，中央政府對環境保護的高度重視，環境規制異常嚴格，通過行政執法強制企業改良生產，減少對環境的污染。部分制造業企業在政治關聯喪失后面對嚴格的環境規制壓力，無法依靠政治關聯緩沖規制政策的執行，最理性的做法是利用市場現有的技術條件應對環保政策，維持正常生產，然后從長遠考慮調整創新策略，增加研發投入，尋求生產技術的革新，盡量擺脫環境規制壓力。因此，當前較為嚴苛的環境規制不能在短期內顯著促進政治關聯喪失企業增加研發投入。但由于觀察期較短，無法進一步考察新常態背景下的環境規制對政治關聯喪失企業研發投入的長期影響。對于政治關聯喪失層級較高的企業，在無法依賴政治關系抵御環保政策的情形下，需要付出更多的成本來應對規制壓力，從而阻礙企業增加研發投入。進一步考慮環境規制在中國存在的地域效應，在經濟發達的東部地區，環境污染更為嚴重，地方政府的環境規制力度更大，促使企業更迅速地進行整改。因此東部地區企業更有動機利用市場現有技術改善生產。環保政策越嚴格，企業為應對環保壓力投入的資金越多，在短期內主要包括支付行政罰款和購置環保設施兩個方面，無形中對技術研發投入產生排擠作用。尤其是政治關聯喪失企業在失去政治資源后無法抵御環保政策的壓力，環境規制對其研發投入產生的負面影響更顯著。

本文揭示了政治關聯喪失對企業技術創新的積極作用，表明中國政治環境正逐步向有利于企業發展的方向轉變。中國政府應當堅持減少官員私下干預企業經營的大政方針，讓企業在更加市場化的競爭環境中充分發揮活力，實現更加健康的成長。中國進入新常態后產生的環境規制已經突破了波特假說認為的合理性，彰顯了中國政府強有力的宏觀調控能力以及追求環境改善和經濟增長雙重目標的決心。現實中環境改善的突出表現證明中國政府環保政策的正確性，激勵那些原本具有較高層級政治關聯的企業更加重視環境保護和技術創新。同時，中國政府應當注意環保政策的均衡性，切勿因東部環保政策的嚴苛而將制造業企業引至中西部后形成對環境新的破壞。中國政府當前的技術創新激勵政策具有有效性，為盡快促進企業進行環保技術創新，應通過政策手段進一步加大對制造業企業環保技術改造的引導和激勵力度，縮短企業技術革新周期，為中國經濟發展提供新動力。

參考文獻

[1] ?孫文遠，楊琴.環境規制強度的測量：方法與前沿進展[J].生態經濟（中文版），2017（12）：132-138.

[2] ?李強，聶銳.環境規制與區域技術創新——基于中國省際面板數據的實證分析[J].中南財經政法大學學報， 2009（4）：18-23+143.

[3] ?Porter M E. America's Green Strategy[J]. Scientific American， 1991（4）： 168.

[4] ?Porter M E， Linde C V D. Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J]. Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）： 97-118.

[5] ?楊其靜. 企業成長：政治關聯還是能力建設[J]. 經濟研究， 2011（10）：54-66+94.

[6] ?黨力，劉誠，楊思瑤. 反腐敗影響了企業捐贈嗎？——基于政治關聯視角的微觀解釋[J]. 中央財經大學學報， 2017（1）：115-128.

[7] ?Fisman R. Estimating the Value of Political Connections[J]. American Economic Review， 2001， 91（4）：1095-1102.

[8] ?鄧建平，曾勇. 政治關聯能改善民營企業的經營績效嗎[J]. 中國工業經濟，2009（2）：98-108.

[9] ?鄧曉飛，辛宇，滕飛.官員獨立董事強制辭職與政治關聯喪失[J].中國工業經濟，2016（2）：130-145.

[10] ?葉青，趙良玉，劉思辰.獨立董事“政商旋轉門”之考察：一項基于自然實驗的研究[J].經濟研究，2016（6）：98-113.

[11] ?羅進輝，謝達熙，陳華陽. 官員獨董：“掠奪之手”抑或“扶持之手”[J].管理科學，2017（4）：83-96.

[12] ?逯東，萬麗梅，楊丹.創業板公司上市后為何業績變臉？[J].經濟研究，2015（2）：132-144.

[13] ?Kruger A O. The Political Economy of the Rent-Seeking Society[J]. American Economic Review， 1974， 64（3）：291-303.

[14] ?Mcmillan J， Woodruff C. The Central Role of Entrepreneurs in Transition Economies[J]. Journal of Economic Perspectives， 2002， 16（3）：153-170.

[15] ?楊戰勝，俞峰.政治關聯對企業創新影響的機理研究[J].南開經濟研究，2014（6）：32-43.

[16] ?Claessens. S.. E. Fcijen and L. Laeven. Political Connections and Preferential Access to Finance： The Role of Campaign Contributions[J]. Journal of Financial Economics. 2008， 88（3）： 554-580

[17] ?Faccio， M. Political Connected Firms[J]. American Economy Review， 2006， 01： ?24-25.

[18] ?Faccio M. Differences between Politically Connected and Nonconnected Firms： A Cross‐Country Analysis[J]. Financial Management， 2010， 39（3）： 905-928.

[19] ?Chen C J P， Li Z. Rent Seeking Incentives， Political Connections and Organizational Structure： Empirical Evidence from Listed Family Firms in China[J]. City University of Hong Kong Working Paper， 2005.

[20] ?黨力，楊瑞龍，楊繼東. 反腐敗與企業創新：基于政治關聯的解釋[J]. 中國工業經濟， 2015（7）：146-160.

[21] ?Anderson G M， Rowley C K， Tollison R D. Rent Seeking and the Restriction of Human Exchange[J]. Journal of Legal Studies， 1988， 17（1）： 83-100.

[22] ?張祥建，郭嵐.政治關聯的機理、渠道與策略：基于中國民營企業的研究[J].財貿經濟，2010（9）：99-104.

[23] ?Brunnermeier S B， Cohen M A. Determinants of environmental innovation in US manufacturing industries[J]. Journal of Environmental Economics & Management， 2003， 45（2）： 278-293.

[24] ?Berman E.， Bui L. Environmental Regulation and Productivity： Evidence from Oil Refineries[J]. Review of Economics & Statistics， 2001， 83（3）： 498-510.

[25] ?Domazlicky B R， Weber W L. Does Environmental Protection Lead to Slower Productivity Growth in the Chemical Industry？[J]. Environmental & Resource Economics， 2004， 28（3）：301-324.

[26] ?Becker R A. Local environmental regulation and plant-level productivity[J]. Ecological Economics， 2011， 70（12）： 2516-2522.

[27] ?Levinsohn J， Petrin A. Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J]. Review of Economic Studies， 2003， 70（2）： 317-341.

[28] ?Barbera A J， Mcconnell V D. The impact of environmental regulations on industry productivity： Direct and indirect effects[J]. Journal of Environmental Economics & Management， 1990， 18（1）：50-65.

[29] ?Alpay E， Buccola S， Kerkvliet J. Productivity Growth and Environmental Regulation in Mexican and U.S. Food Manufacturing[J]. American Journal of Agricultural Economics， 2002， 84（4）： 887-901.

[30] ?Boyd G A， Mcclelland J D. The Impact of Environmental Constraints on Productivity Improvement in Integrated Paper Plants[J]. Journal of Environmental Economics & Management， 1999， 38（2）：121-142.

[31] ?Lanoie P， Patry M， Lajeunesse R. Environmental regulation and productivity： testing the porter hypothesis[J]. Journal of Productivity Analysis， 2008， 30（2）： 121-128.

[32] ?王國印，王動.波特假說、環境規制與企業技術創新——對中東部地區的比較分析[J].中國軟科學，2011（1）：100-112.

Absrtact： Based on the fact that China's economic development has entered the new normal and the loss of environmental regulation and political connection， the innovation of enterprises needs to be changed urgently， combined with Porter hypothesis. DID and DDD difference methods are used to test the influence of environmental regulation on the loss of R&D investment in politically related enterprises under the background of the new normal of economic development. The results show that the loss of political connection promotes enterprises to increase R&D investment， and the higher the level of political relationship loss， the more can promote enterprises to increase R&D investment; After China's economic development enters the new normal， environmental regulation hinders enterprises with higher levels of political connection loss from increasing R&D investment， but on the whole， it is not significant in the short term. Promote the loss of political association enterprises to increase R&D investment， in the eastern region of economic development， environmental regulation has a significant negative impact on the loss of R&D investment of political affiliated enterprises. This paper further enriches the theoretical framework of Porter hypothesis by empirical test.

Key Words： New normal; Environmental regulation; Loss of political connection; R&D investment