环保投入能提高企业生产率吗——基于企业创新中介效应的实证分析

陈 琪

一、引 言

改革开放四十多年来，中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，高速增长阶段主要关注 GDP，而高质量发展阶段更关注“绿色环保”，从追求“金山银山”变为更要有“绿水青山”。企业作为国民经济的微观个体，既是生产主体，也是资源消耗和污染排放主体。据统计，中国企业的生产经营活动导致了80%的环境污染问题(沈红波等，2012)，依据“谁开发谁保护，谁污染谁治理，谁破坏谁恢复”的原则，企业理应担负起环境保护与污染治理的主体责任。但是，由于自然资源的公共物品属性和环境污染的负外部性，企业作为以盈利为目的的主体，普遍认为环保投入会挤占生产性投资，并且周期长、经济效益低，因此缺乏主动进行环保投入的意愿(唐国平等，2013)。那么，在环保压力日益增大的环境下，企业在环保方面的投入能否在满足环境规制的同时提高其生产率，达到环境与经济的“双赢”？同时，作为实现经济高质量发展关键动因的创新，是否在环保投入与生产率的关系中起到中介传导作用？对这些问题的回答有助于企业正确认识环保投入与经济绩效的关系，可以为其正确选择科学的环境管理战略提供参考；也可以为政府制定恰当的环境规制，以达到激发企业在主动进行环保的同时提升生产率而提供经验证据支持。

关于企业环境保护与经济绩效的关系问题早已吸引学术界和实务界人士的广泛关注，但是至今尚未得到一致结论，研究结果有正相关、负相关、不相关关系，还有非线性关系。究其原因，一方面是不同学者基于不同国别的研究样本不同，另一方面是由于受数据限制，对微观环保行为的测度不易，学者们在各自研究中使用的环境管理替代变量不同。以往研究中多采用环境绩效作为自变量，如公司的污染物排放量(King和 Lenox，2001；Wagner，2005)、环境排名(Al-Tuwaijri 等，2004；Barnett 和 Salomon，2012)等。但是，环境绩效是企业为保护环境所做努力的事后结果，受不同因素的影响很大，达到同样环境绩效所需要的环境成本取决于企业内部特征和诸如技术、管理政策、所处行业的知识溢出等外部条件，因而关注环境绩效并不能准确回答企业在环境保护上所做的事前努力能否增进经济绩效的问题。因此，本文参考 Nakamura(2011)和Pekovic 等(2018)的做法，使用企业层面的环保投入数据，以期准确捕捉企业为环境可持续发展所作出的努力。

中国学者对以环保投入衡量的环境规制经济后果的现有研究集中在地区层面(原毅军和谢荣辉，2016；袁宝龙和李琛，2018)和行业层面(张成等，2010；沈能，2012)，目前仍缺乏微观层面的研究成果，只有张三峰和卜茂亮(2011)利用2006 年中国12 个城市企业的调查问卷数据，验证了环保投入与企业生产率之间的显著正向关系。微观环保投入数据难以取得可能是研究成果缺乏的主要原因，随着深交所《上市公司社会责任指引》(2006)和上交所《上市公司环境信息披露指引》(2008)的发布，近年来《企业社会责任报告》披露数量逐渐增多，为本文的研究提供了可以获得的数据来源。因此，本文在全部 A 股上市公司中手工收集了 2008—2017 年在《企业社会责任报告》(或《企业可持续发展报告》《企业环境报告书》)中披露环保投入金额的公司样本，研究了中国情境下环保投入的经济后果。研究表明，环保投入与企业生产率之间具有“U 型”曲线关系，并且企业创新在二者的“U 型”关系中起到了部分中介传导作用。

本文的贡献有三个：第一，丰富了中国情境下企业环保投入经济后果微观视角的研究成果。国内现有相关文献中，李玲和陶锋(2012)、李斌等(2013)、原毅军和谢荣辉(2016)等人的研究打破了以往对环境规制与生产率关系的线性假设，均得出二者之间的非线性关系，这些文献对环境规制与生产率关系的研究有重要贡献，但实证检验多是基于行业或地区层面，会因样本不足及自由度低而易导致模型估计偏差的问题(王杰和刘斌，2014)；并且行业或省际加总数据也无法为宏观环境政策的制定提供微观证据(张三峰和卜茂亮，2011)。本文基于企业视角研究了环保投入对生产率的影响，丰富了企业微观层面的研究成果，也可以为评价与调整环境规制政策提供微观实证数据支持与参考。第二，采用全要素生产率(TFP)作为企业经济绩效的衡量变量，为检验波特假说提供了相对客观的经验证据。现有少量针对环保投入经济后果的研究多是以财务绩效(ROA)为因变量(潘飞和王亮，2015)，而 ROA 指标易受企业会计政策影响，相比之下，TFP 可以客观反映企业的竞争力；张三峰和卜茂亮(2011)用问卷数据研究了企业环保投入与生产率的关系，但是数据只有一年。本文基于上市公司大样本数据，以TFP 为因变量的实证检验使得环保投入经济后果的研究结论更加可靠。第三，本文验证了创新在环保投入与生产率关系之间的中介效应。现有研究多是从生产率或技术创新单方面视角研究环保投入的经济后果，单纯检验了“强版”或“弱版”波特假说。Lanoie 等(2011)首次检验了波特假说的因果链条，但只是用两阶段回归分别验证了环境规制和环境创新的正相关关系以及环境创新与企业绩效的正相关关系；袁宝龙和李琛(2018)基于地区数据分别检验了用工业污染治理设施运行费用衡量的环境规制对创新的影响以及创新对生产率的影响，但以上文献都未检验企业创新的中介效应。本文基于环保投入-企业创新-生产率的思路检验了“波特假说”的完整因果链条，并且验证了企业创新在环保投入与生产率之间的中介效应及该效应大小，可以为中国企业通过重视创新提高环保投入的经济绩效提供经验支持。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

（一）文献回顾

学术界关于企业环保投入对经济绩效影响的研究结论大体可以归纳为三种观点：一是基于新古典经济学的“传统假说”，二是基于动态分析机制的“波特假说”，三是基于内外部环境变化的“不确定假说”。“传统假说”认为环保投入将会挤占企业的生产性投资，增加成本负担，从而降低企业生产率(Walley 和 Whitehead，1994；Jaffe 等，1995；Ambec 和 Cohen 等，2013)。早期的实证研究多支持环保投入与生产率负相关的结论。如 Gray(1987)将美国 450 家制造企业 1973—1978 年间的污染控制运营成本与全要素生产率进行回归，发现30%的生产率下降归因于控污成本；Dufour 和Lanoie 等(1998)以1985—1988 年加拿大魁北克省19 个制造行业为样本，研究了污染控制设备投资占总成本比例的变化和全要素生产率增长的关系，研究表明二者是负相关关系；Gray 和Shadbegian(1995、2005)利用美国造纸、石油和钢铁三个行业1979—1990 年的数据，实证发现减污成本高的企业生产率低。

与“传统假说”观点相反，“波特假说”基于动态观点的分析，认为污染就是资源的浪费，适当的环境规制可以激发企业创新，通过生产过程创新和产品创新，为企业带来“先动优势”，产生“创新补偿”效应，一方面可以通过废物回收利用降低治污成本，另一方面可以通过重新设计生产过程，提高资源利用率，减少污染产出，从源头上降低成本，部分或全部弥补环境成本，进而提高生产率(Porter，1991；Porter 和 van der Linde，1995)。

环境规制引致的环保投入对企业创新的促进作用已得到大量实证研究的验证。如Jaffe 和 Palmer(1997)利用美国制造业 1975—1991 年的面板数据，同时考察治污成本对R&D 支出和专利的影响。其研究发现，治污成本对R&D 支出有滞后的显著正向影响，治污成本每增加 1%，R&D 支出增加 0.15%，但是行业的创新成果(成功申请的专利数)与治污成本间关系微弱。学者们进一步将创新限定在环境专利上，得出了更加稳定的正相关关系，如Brunnermeier 和Cohen(2003)用美国146 家制造企业1983—1992年的面板数据进行研究，发现污染控制运营成本对成功申请环境专利数有微小但是显著的正向影响。Hascic 等(2008)用五种环境技术专利(空气污染、水污染、废物处理、噪声保护和环境监控)衡量技术创新，发现污染控制支出能够促进环境技术创新。国内学者的研究也得到了基本一致的结论。赵红(2008)以中国 30 个省份大中型工业企业1996—2004 年间的面板数据为样本的研究表明，污染治理成本与滞后一至两期的R&D 投入强度、专利授权数量及新产品销售比例都显著正相关，证明环保投入在一定程度上促进了中国企业技术创新。

虽然针对环保投入对生产率影响的实证研究结果并不一致，但是近年来二者之间的正向关系也得到了越来越多的验证(Berman 和 Bui，2001；Hamamoto，2006；张三峰和卜茂亮，2011)，只是生产率的提高可能存在滞后(Lanoie 等，2008；Bostian 等，2016；Lundgren 和 Zhou，2017)。前期的研究多采用普通多元回归的方法，而任胜钢等(2019)巧妙地利用准自然实验的研究方法，得出排污权交易机制可以提高企业全要素生产率，且政策效应的影响滞后两年的结论。

第三种观点“不确定性假说”则认为环境规制与生产率的关系不确定，因为企业面临的内外部环境具有很大的不确定性，环境规制的具体实施、企业做出的策略性反应等多种不确定因素都会影响环保投入与生产率之间的关系(Wagner，2004；Brännlund，2008；张红凤，2008)。近期一些文献证明了二者的非线性关系，可以归为“不确定假说”的范畴，在一定程度上解释了以往研究结论的不一致性。例如：Pekovic 等(2018)以法国公司为样本，研究了企业环保投入与净利润的关系，发现二者之间为“倒 U型”关系。徐保昌和谢建国(2016)通过理论模型分析了排污费征收对生产率的影响，并以中国制造企业为样本实证检验了排污费与企业生产率的“U 型”关系。原毅军和谢荣辉(2016)的研究也发现排污费与工业绿色生产率之间呈“U 型”关系。

梳理相关文献后可以看出，对“波特假说”的检验一直是各国学者的研究热点，对环保投入与创新之间的正相关关系基本得到一致结论，但是关于环保投入对生产率最终影响的研究仍未达成一致结论，而且缺乏环保投入对生产率影响机制的研究。近期的研究更多地考虑了企业环保投入与经济绩效的非线性关系(徐保昌和谢建国，2016；原毅军和谢荣辉，2016；Pekovic 等，2018)，可以在很大程度上解释研究结论不一致的原因，但是不同学者以不同国家公司为样本的研究仍然得出了不同结论。究其原因，一方面可能是由于各国的环境污染和企业环保投入情况不同，另一方面可能是环保投入的涵盖内容不同。相对于国外大量基于微观企业层面的研究成果而言，国内的相关研究仍然匮乏。因此，本文拟从企业微观层面，采用企业披露的环保投入总额数据，研究中国情境下“波特假说”的因果链条关系，以期弥补相关研究的不足。

（二）理论分析与研究假说

20 世纪90 年代Porter 和van der Linde(1995)提出的“波特假说”，得到了越来越多的实证检验支持。“波特假说”认为，环境污染是和原材料、能源等资源浪费相联系的，因此，严格的环境规制会刺激企业创新，从而部分或全部抵消规制遵循成本，提高生产率，增强企业竞争力。Porter 和van der Linde(1995)分析了环境规制下创新补偿的发生路径：第一种创新是企业研究怎样在污染发生时进行有效处理，包括如何减少有害物质的产生和怎样改善二级处理。这种创新只能降低污染控制成本，其他方面不能改变；第二种创新是企业在关注环境影响的同时，关注产品和过程的改进，某些情况下，这种创新补偿可以超过遵循成本，进而提高企业竞争力。这种创新补偿具体又可分为产品创新补偿和过程创新补偿两类。产品创新补偿指在降低污染的同时，生产的产品质量更好、更安全，而且因为使用了替代性材料或减少包装，使得产品成本更低，产品可回收利用，降低了使用者的处置成本。过程创新补偿则指在降低污染的同时，通过对生产过程更好的监督和维护，可以提高产量和减少停工时间；通过使用替代材料，可以节约原材料，并从源头上降低污染；通过资源再利用，充分利用副产品，可以降低能源消耗，降低材料储备成本，废物再利用还可以降低废物处置成本或者创造更安全的工作环境。这些补偿之间通常会相互联系，一个补偿的发生通常会连接另外几个补偿共同发生，进而为企业带来更高的资源生产率。

由上述“波特假说”可知，企业的环保投入在降低污染排放的同时，可以激发企业的技术创新，带来“创新补偿”优势。一方面，企业购置新的环保设施，或者进行环保技术和绿色产品的研发投资，可以带来技术水平的提高；另一方面，企业在主动进行环境管理的情况下，生产活动的复杂化和综合性需要重构生产与服务流程。在这个过程中需要更多的协调与合作，企业的组织管理能力也会因此而增强，所形成的组织能力或内部实践是资源基础观下的重要资产(Hart，1995)，因而企业的技术效率也会提高。因此，企业在实施前瞻性环境战略前提下主动投入环保，可以在节能减排、防污治污的过程中提升技术水平和提高技术效率，从而共同促进生产率的提高。

但是，受企业内部特征和外部环境的影响，环保投入对企业经济绩效的影响存在多种可能。中国目前实施的仍是以“命令-控制型”为主的环境规制，因此企业的环保投入也明显以“节能降耗、降污减排”为导向，环保投入的主要内容是“环保设施与系统的投入与改造支出”及“污染治理支出”(唐国平和李龙会，2013)。这些用于“末端治理”的环保投入无疑会挤占生产性投资，额外提高生产成本，进而降低企业利润。尽管部分规制遵循成本会由刺激创新带来的收益所弥补，但是由于企业环保投入中用于“环保技术研发与改造支出”和“清洁生产支出”的比例偏低(唐国平和李龙会，2013)，环保投入对企业经济绩效的净影响仍然可能为负(Lanoie 等，2011)。虽然如此，这种负向影响可以在一定条件下发生变化。

当环境规制引致的环保投入强度较低时，相对于进行研发创新采用清洁生产技术等，企业更倾向于投入一定资金进行污染“末端治理”，以应对环境规制。这一情形下，一方面环保投入将挤占生产性资金，提高生产成本，在生产资料不变的情况下将会减少产品产出，企业生产率必然下降；另一方面，环保投入又加剧了企业研发的融资约束，降低了创新的概率，进一步阻碍了生产率提高。因此，在环保投入强度未达到激励企业研发创新的程度时，随着一定范围内环保投入强度的增加，环保投入对提高生产率的阻碍作用会加剧。随着环境规制日趋严厉，在遵循环境规制的合法性压力下，企业环保投入作为环境合规成本必然不断增加，当超过一定门槛界限时，环境成本的增加和持续经营的压力会倒逼企业寻求创新，通过改善生产技术来降低成本、提高生产效率的意愿和动机无疑会增强(任胜钢等，2019)。相较于投入大量资金用于污染治理，企业可能更倾向于将资金投入到清洁生产、环保技术研发等“前端预防”类型，从而激发企业创新。一方面，在生产要素固定的情况下，企业采用新技术将会提高新产品的产出；另一方面，通过采用环保技术进行清洁生产可以降低原材料及能源消耗，从而降低生产成本，最终促进生产率提高。另外，当环境规制强度增大到超过一定“门槛”值后，一些高耗能企业可能会退出市场，从而使得市场集中度提高，留存下来的企业会更重视技术创新以提高其市场竞争力(沈能和刘凤朝，2012)。因此，本文认为，环保投入对生产率的影响并非简单线性关系，而是取决于不同环保投入强度下“遵循成本”与“创新补偿”两种效应的强弱，因此应该呈现出“U 型”曲线关系。

根据上述分析，本文提出如下假设。

假设 1：环保投入与企业生产率是“U 型”的非线性关系。较低水平的环保投入强度会降低企业生产率，当环保投入强度超过“门槛”界限后，环保投入会促进企业生产率提升。

由“波特假说”可知，环境规制引致的企业环保投入提升，在降低污染的同时可以激发企业创新，补偿规制遵循成本，从而提升企业生产率水平。因此，本文认为，企业环保投入可以通过创新这一中介变量，影响企业生产率。具体分析如下：在环境规制合法性压力下，企业需将部分资金投入环保。首先，在环保投入强度较低的情况下，大部分环保支出用于“末端治理”，这些支出的直接效应是提高生产成本，间接效应是加大了研发支出的融资约束，导致创新水平下降，产出相对减少，进而降低生产率；其次，在环保投入强度提高到一定水平的情况下，随着环境合规成本提高，企业用于“前端预防”的环保支出比例会相应提高，这些用于环保技术研发、清洁生产及环保设备改造等的前瞻性环保投入，一方面可以产生提高创新概率的直接效应，另一方面，日益增加的成本压力也会倒逼以追求利润最大化为目标的企业降低成本，激发其主动采用清洁生产以降低污染处置成本、追求新技术开发以提高生产效率，从而产生激发创新的间接效应，企业环保投入将会通过直接效应和间接效应提高企业创新水平，企业创新会带来技术水平进步和技术效率提升，并最终促进生产率的提高。因此，在政府不断提高环境规制合法性的压力下，企业会随之调整环保投入，在环保投入强度较低的情况下，环保投入通过削弱创新而降低企业生产率；在环保投入强度较高的情况下，环保投入通过提高创新水平而促进企业生产率提高。这一传导机制如图1 所示。

图1 企业创新中介效应传导机制

据此，本文提出如下假设。

假设2：企业创新在环保投入与生产率的“U 型”关系之间具有中介效应。

三、研究设计

（一）样本与数据来源

本文所需的企业环保投入数据来源于企业社会责任报告(或可持续发展报告、环境报告)。随着深交所《上市公司社会责任指引》(2006)和上交所《上市公司环境信息披露指引》(2008)的发布，企业社会责任报告披露数量不断增加，为本文的研究提供了可得数据来源。因此，本文数据使用年份始自 2008 年。又因本文研究涉及专利数量，目前专利数量披露截至 2016 年，文中专利数量相比生产率有一期滞后，故本文数据使用年份至2017 年。因此，本文以我国A 股上市公司2008—2017 年的非平衡面板数据作为初选样本，首先剔除金融业公司样本、ST 和 ST*公司样本，然后剔除未披露环保投入金额以及相关数据缺失的样本，最终得到1136 个样本。文中环保投入数据全部为手工搜集和整理，其他变量数据来自国泰安数据库和万得数据库。本文的数据处理采用 Stata15.0 软件完成，对主要连续变量在 1%和 99%分位数上进行了 Winsorize处理，以剔除异常值对回归结果的影响。

（二）变量测量

1. 环保投入(EPI)。环保投入可以定义为公司为保护环境所作出的所有努力(Nakamura，2011)。结合中国上市公司在社会责任报告中披露的环境保护信息，本文所指的企业环保投入包括：环保技术研发投入、清洁生产投入、环保设备购建与改造投入、污染治理投入、生态保护投入、环境管理支出等。其中，环保技术研发投入是指企业在开发环保新技术、新产品方面的投入；清洁生产投入是指企业实施清洁生产所进行的投入，涉及物料、能源和中间产品的回收与循环利用；环保设备购建与改造投入是指企业在购建新的环保设备或对原环保设备进行改造时的投入；污染治理投入是指企业在治理废气、废水、固体废弃物及噪声污染方面投入的减排治理资金和环保设备运行费用；生态保护投入是指企业用于生态环境建设与维护方面的投入；环境管理支出包括环境管理体系认证支出、清洁生产审核费、环评费、环保教育、培训与宣传方面的支出、环境税、排污费等。

本文采用环保投入的相对形式，用“环保投入/营业收入”来表示企业环保投入强度，以消除企业规模的影响。为避免将环保投入及其平方项同时放入回归模型可能引起的多重共线性问题，本文将环保投入进行中心化处理，即先计算出所有样本的 EPI平均值，再用各样本的EPI 值减去该平均值，得到经中心化处理的EPI 值，平方后得到的取值即为经中心化处理后的EPI 平方值。

2. 企业生产率(TFP_LP、TFP_OP 和TFP_ACF)

本文采用全要素生产率(TFP)作为企业生产率的替代指标。全要素生产率有多种计算方法，相对于通过常规 OLS 法计算的 TFP 来说，OP 法(Olley 和 Pakes，1996)和LP 法(Levinsohn 和Petrin，2003)可以较好地解决内生性和样本选择偏误问题(鲁晓东和连玉君，2012)。近年来，Ackerberg 等(2015)指出 LP 法和 OP 法在估计中仍然存在不可识别和内生性问题，提出了改进的ACF 法以提高估计的准确性。为保证研究结论的稳健性，本文在采用 LP 法估算全要素生产率的同时，还采用 OP 法和 ACF 法估算全要素生产率进行稳健性检验。具体来说，本文在 LP 法估算过程中，采用营业收入衡量企业的产出，采用企业员工总数衡量劳动投入，采用购买商品、接受劳务实际支付的现金衡量中间投入，采用资本性支出衡量资本投入；在 OP 法估算过程中，除了采用和LP 法下相同的营业收入、员工人数、资本性支出、购买商品、接受劳务实际支付的现金外，还使用了固定资产、企业年龄、企业性质以及是否退出市场①以公司简称和所处行业为基准，如果两者同时发生变化则认为原有的公司退出了市场。等变量。在采用 ACF法估算时，所用变量与 LP 法类似，参考使用了 Vincenzo 和 Gabriele(2017)文中的prodest 程序。

3. 企业创新(PApply 和PGrant)

国内外学者对企业创新普遍采用的度量指标包括研究与开发支出、专利申请数量及授权专利被引次数等(Acharya 和 Xu，2017)。由于本文的解释变量为环保投入，而企业的环保投入数据中包括环保技术研发投入，因此本文无法使用研究与开发支出度量企业创新；而“波特假说”中所说的创新不仅指技术创新，也包括产品或服务设计方面的创新(Ambec 和 Cohen 等，2013)，因此本文用全部专利数量衡量环境规制引致的创新是合适的。同时，由于中国尚未形成完备的专利引用数据库，因此借鉴袁建国等(2015)、朱晨赫等(2017)的做法，采用专利申请数量和专利授权数量作为衡量企业创新的变量。同时参考王永钦等(2018)的做法，将专利数量取对数以消除量纲影响。

4. 控制变量

参考已有相关研究，本文选取的控制变量包括：产权性质 State、企业规模 Size、盈利能力Roa、托宾Q 值TobinQ、资产负债率Lev、企业年龄Age、经营活动现金流Cfo、机构投资者持股比例Ins、股权集中度First 和股权制衡度Balance。同时控制了企业所处行业和年度。

变量名称、符号和定义如表1 所示。

表1 变量定义

（三）模型设定

考虑到环保投入对企业生产率的影响存在滞后性，因此本文分别以先导1 期和先导2 期的全要素生产率为因变量，设定模型(1)来检验假设1。

其中，TFPit+1和 TFPit+2分别表示先导1 期和先导2 期的全要素生产率，E PIit为当期的环保投入，Controlit是一系列控制变量，包括产权性质 State、企业规模 Size、盈利能力 Roa、托宾 Q 值 TobinQ、资产负债率 Lev、企业年龄 Age、股权集中度 First、股权制衡度 Balance、经营活动现金流量 Cfo、机构投资者持股比例 Ins，∑Year 和∑Ind 分别表示年度固定效应和行业固定效应，εit为随机扰动项。

四、环保投入对企业全要素生产率的影响

（一）描述性统计

表 2 列示了研究变量的描述性统计结果。环保投入 EPI 的均值为 0.0113，中位数为 0.0032，说明多数企业的环保投入在均值以下，中国企业的环保投入强度偏低。LP法、OP 法和 ACF 法计算的全要素生产率 TFP 的最大值分别为 20.7552、7.9181 和8.2924，最小值分别为 15.7223、5.7486 和 3.0073，标准差分别为 1.1148、0.3981 和0.9614，表明样本企业的生产率存在较大差异。专利申请数量和授权数量表示的企业创新也存在较大差异。这为本文的研究提供了良好的条件。

表2 主要变量描述性统计

（二）环保投入与生产率的回归结果

尽管本文在模型设定时已经考虑了环保投入与生产率之间的内生性，将生产率先导1 至2 期，但是仍然无法完全消除二者因果关系中的内生性问题。为解决该问题，本文进一步选取各省份的环保投入均值(EPI_mean)作为工具变量，用两阶段最小二乘法(2SLS)对主回归进行估计。因各省份的环保投入均值是用各省份所有样本公司的环保投入总额/营业收入总额计算的，故该工具变量与企业层面的环保投入高度相关；又因各地区的环保投入均值在不同时间存在差异，该差异相对于微观企业数据是外生的，因而可以作为有效工具变量以解决环保投入与生产率之间的内生性问题。为全面考察环保投入对企业生产率的影响，本文将环保投入的一次项和二次项依次加入模型，以观察环保投入及其二次项的系数变化。表 3 中报告了两阶段最小二乘法的回归结果。从第(1)列和第(4)列中第一阶段回归结果可以看出，工具变量 EPI_mean 和EPI_mean2的回归系数至少在5%的水平上显著，表明各地区的环保投入均值确实影响各企业的环保投入。同时，本文对工具变量的有效性进行了统计检验，在只有环保投入一个内生解释变量时，采用一个工具变量的第一阶段回归后F 统计量为14.2799，大于10；在加入环保投入平方项后，模型存在两个内生解释变量，引入两个工具变量的第一阶段回归后最小特征值统计量(Minimum eigenvalue statistic)为23.6203，也大于10，说明不存在弱工具变量问题，本文工具变量的选择是恰当的。

根据表 3 第(2)列～第(3)列、第(5)列～第(6)列以生产率为因变量的第二阶段回归结果，可以得到以下结论。

1. 在线性拟合情况下，环保投入阻碍了企业生产率的提升。表 3 中第(2)列和第(3)列分别报告了环保投入对先导1 期和先导2 期的全要素生产率的影响，可以看出，环保投入的回归系数均在1%的水平上显著为负，说明在样本均值意义上，环保投入阻碍了生产率的提升。

2. 环保投入与企业生产率呈显著“U 型”曲线关系。表3 中第(5)列和第(6)列的回归结果显示，环保投入一次项的回归系数均在1%水平上显著为负，环保投入的二次项分别在10%水平上与先导1 期和先导2 期的全要素生产率正相关。这表明环保投入对生产率的影响呈“U 型”，当环保投入强度越过“门槛”后才会“倒逼”企业生产率提高。本文的假设 1 通过检验。利用第(5)列和第(6)列计算，先导 1 期和先导 2 期生产率的环保投入“U 型”拐点分别为 0.1497[19.7720/(2×66.0583)]和 0.1355[20.0614/(2×74.0157)]。以先导 1 期的生产率为例，其他变量不变的情况下，当环保投入强度由均值 0.0113 上升到拐点 0.1497，即上升约 14 个百分点时，生产率将下降85%；而当环保投入强度超过拐点 0.1497，增加同样幅度到 0.2881 时，生产率将增长85%，可见具有经济显著性。

3. 其他控制变量中，企业规模、资产负债率、第一大股东持股比例及经营活动现金流量的回归系数显著为正，说明企业规模、资本结构、股权集中度及现金流都对生产

率有显著的促进作用，与王杰和刘斌(2014)、程晨(2017)等的研究结果一致。同时，为了进一步排除由于特定行业在特定年份的非系统性波动对研究结果产生的影响，参考Giroud 和 Mueller(2019)的研究，本文又控制了行业与年度的交乘项，回归结果保持不变，见表4。

表3 环保投入与生产率的2SLS回归结果——LP法

表4 环保投入与生产率的2SLS回归结果——LP法(行业与年度的交乘项)

为检验回归结果的稳健性，本文又分别采用OP 法和ACF 法测算的全要素生产率作为因变量，用2SLS 检验环保投入对企业生产率的影响，回归结果如表5 所示。简化起见，表5 中只列示了第二阶段的回归结果。可以看出，环保投入对采用OP 法和ACF法计算的先导1 期和先导2 期的企业生产率依然具有显著的“U 型”影响。

表5 环保投入与生产率的2SLS回归结果——OP法和ACF法

（三）分样本回归结果

1. 分产权性质类型子样本回归结果

表3～表5 的主回归结果说明，环保投入对企业生产率存在“U 型”影响，只有超过一定强度的环保投入才能“倒逼”生产率的提高。然而，不同所有制类型企业的环保投入对生产率的影响是否存在差异？仅从总体层面的考察无法反映不同所有制特征下研究假设是否成立(徐保昌和谢建国，2016)。因此，本文根据实际控制人性质将样本划分为国有企业和非国有企业两大类型，通过子样本回归进一步进行考察，回归结果见附录中表1①请读者扫描本文二维码，点击“附录”获取。下同。。

根据附录表 1 的回归结果可以看出：国有和非国有类型企业环保投入的回归系数均显著为负，环保投入二次项的系数均显著为正，说明环保投入与生产率均呈“U型”关系，较低强度的环保投入阻碍了企业生产率的提高，超过一定强度后才能对生产率起到促进作用。这也证明环保投入对生产率的影响并不存在所有制异质性。

2. 分行业类型子样本回归结果

对于不同行业类型的企业，环保投入对企业生产率的影响是否存在差异呢？本文根据原环保部在《上市公司环境信息披露指南》中所指的重污染行业对样本企业进行了分类。

由附录中表 2 的回归结果可以看出，重污染行业和非重污染行业样本企业环保投入的系数均在1%的水平上显著为负，环保投入二次项的回归系数均在5%的水平以上显著为正。这一结果也说明不同行业的环保投入对企业生产率的影响不存在差异，进一步证明了本文研究结果的稳健性。

（四）进一步的稳健性检验

1. 加入外生事件交乘项的检验

2012 年国务院批复了由原环境保护部、发展改革委、财政部三部委联合制定的《重点区域大气污染防治“十二五”规划》(简称《规划》)，这是我国第一部大气污染综合性防治规划，其实施必然引起社会各界关注，也会使得企业对环保投入更加重视。本文利用这一外生事件，构造时间虚拟变量与环保投入的交乘项，在一定程度上可以检验环保投入与生产率之间关系的稳健性。用 Postit表示《规划》的出台，定义 2012年以前为0，2012 年及以后为1，观察环保投入及二次项(EPI、EPI2)与Postt乘积的系数，如果交乘项系数不显著，则说明《规划》的出台并未影响环保投入与生产率的关系。由附录中表 3 的回归结果可以看出，EPIi×Postt、EPIi2×Postt的系数均不显著，表明本文研究结论是稳健的。

2. 分位数回归

为了进一步验证环保投入强度增大对企业生产率的影响，本文选取 25%、50%和75%三个分位点分别对主回归模型进行了分位数回归(程晨和王萌萌，2016)。分位数回归结果见附录中表 4。其结果显示，在每个分位点上，环保投入的估计系数均显著为负，而环保投入二次项的系数均显著为正，进一步证明了环保投入对企业生产率的“U型”影响。

五、基于企业创新中介效应的机制考察

如前文理论分析所述，企业环保投入可能通过企业创新形成了与生产率之间的“U 型”关系。借鉴张祥建等(2015)、申晨等(2018)检验“U 型”关系中介效应的做法，本文运用温忠麟等(2014)提出的修正的中介效应检验方法，建立如下三个回归方程：

其中，c 为自变量 X 对因变量 Y 的总效应，c′为 X 对 Y 的直接效应，a 为 X 对中介变量M 的效应，b 是控制了X 的影响后M 对Y 的影响，ab 为经过中介变量M 传导的中介效应，即间接效应。

为了检验企业创新的中介效应，建立如下模型：

表 6 列示了中介效应检验的过程，第(1)列是模型(2)的回归结果，第(2)列和第(4)列分别以专利申请数量和专利授权数量作为企业创新的衡量变量，是模型(3)的回归结果，第(3)列和第(5)列是模型(4)的回归结果。结合表6 和表7 中介效应的检验结果，可以看出，首先，环保投入与生产率的“U 型”关系显著，按中介效应立论；其次，依次检验环保投入对企业创新的影响及企业创新对生产率的影响，二者系数都显著，说明间接效应显著，而且环保投入对生产率的直接效应也显著；ab 与 c′的系数符号相同，说明企业创新在环保投入与生产率的“U 型”关系中具有部分中介效应，中介效应占总效应的比重见表7。假设2 通过检验。

表6 环保投入与生产率——基于企业创新中介效应的回归结果

表7 环保投入与生产率——基于企业创新的中介效应检验结果

六、研究结论与启示

自1991 年哈佛商学院教授Michael Porter 针对环境规制对企业竞争力的影响提出“波特假说”以来，各国学者围绕这一话题进行了大量的研究，但是至今仍未得到一致结论。虽然近年来越来越多的实证研究验证了“波特假说”的存在，但是对其中因果链条关系的研究仍很缺乏。并且，中国学者的研究多集中于行业、地区等中观层面，基于企业微观层面的研究成果仍然匮乏。本文根据已有文献，利用中国上市公司数据实证检验了以环保投入衡量的环境规制与企业创新、企业生产率之间的关系以及环保投入通过企业创新影响其生产率的因果链条关系。实证结果表明：首先，企业环保投入与生产率之间存在“U 型”曲线关系，较低强度的环保投入阻碍生产率的提高，而当环保投入强度超过一定门槛界限，则会提高企业生产率；其次，企业创新在环保投入与生产率的“U 型”关系中具有部分中介效应。本文基于企业创新的中介效应视角探究了环保投入与企业生产率的关系，检验了中国情境下“波特假说”的因果链条关系，为评价环境政策效果提供了微观经验证据。本文的研究结论可以为政府制定恰当的环境规制、企业选择正确的环境管理战略提供有益的参考。

首先，本文提出并验证了环保投入与企业生产率的“U 型”曲线关系，表明环境规制下企业环保投入的增加在达到一定强度前会损害企业生产率，但在达到一定强度后则会促进企业生产率的提升。因此，政府一方面应制定恰当的环境规制，另一方面要加快由命令控制型环境规制向排污权交易、环境税等形式的市场激励型环境规制转变，引导企业的环保投入达到一定强度，尽快跨越“门槛”界限，进入环保投入刺激创新、提高生产率的上升阶段。同时，因为环保投入对生产率的促进存在滞后性，环保投入在短期内可能造成企业经济效益降低，政府应避免因此而放松规制等短视行为，制定持续性环境规制，引导企业对未来规制形成理性预期，抑制其应对规制的策略性行为。

其次，本文验证了环保投入-企业创新-生产率的因果关系链条，突出了企业创新的中介作用，检验了中国情境下的“强版”波特假说。因此，面对不断加强的环境规制，企业应克服追求眼前利益的短视行为，审时度势采取积极环境战略，加大环保投入强度，增强创新能力。在环保投入的内容上，应注重“前端预防”，更多地将环保资金用于创新性活动，如环保技术研发、绿色产品研发和清洁生产等，而不只是被动地用于事后降污减排的“末端治理”，这样才能实现通过促进企业创新发挥中介效应，最终提高生产率的正向效应。

本文的研究也存在一定局限性。第一，由于本文的样本取自我国 A 股上市公司，然而许多公司未在企业社会责任报告中披露环保投资额的具体数据，造成样本量的大量减少，较少的样本量可能导致实证研究结论的可靠性受到一定程度的影响；第二，环保投入的具体类别对企业生产率的影响不同，但是由于上市公司披露的环保信息格式不统一，很多公司未清晰披露环保投入金额的具体项目，因此本文未能进一步对环保投入进行分类研究，在一定程度上影响了研究结论的精确性。