环境规制、融资约束与企业绿色创新——来自长三角制造业的经验证据

王 维， 孟庆军， 陈逸航， 郭诗恬

(河海大学 商学院， 南京 211100)

企业作为市场创新主体，是环境规制的主要作用对象，一系列环境规制政策的实施必然会给其生产经营产生较大的影响。随着各行业的绿色发展的压力与机遇不断增加，企业必须要改善经营发展模式，在环境规制约束范围内积极开展创新活动。然而，绿色创新发展绝非一日之功，过程中需要大量、持续、稳定的资金流支持。中国金融市场实现快速发展，对国家发展战略的响应也较为积极，推出各类绿色金融产品。但由于受地区差异、资质限制等因素影响，仍有较多企业面临较强的融资约束。融资难、融资贵问题未得到实质性解决，使企业绿色创新无法顺利进行。因此，探究环境规制、融资约束以及企业绿色创新三者之间关系具有重要的理论和现实意义。本文选取 2013—2018 年沪深 A 股181家面板数据作为样本，对这三者的作用机理进行实证分析，以期为企业绿色发展，继而服务于生态文明建设和经济高质量发展提供建议。

1 文献回顾与研究假设

1.1 环境规制与企业绿色创新

环境规制会对企业技术创新产生影响已得到学术界的普遍认同，但环境规制强度对企业技术创新究竟产生何种影响，目前还未形成统一定论。归纳起来，大致分为以下3种观点。

1.1.1 环境规制抑制了企业技术创新

持此种观点的学者大多以新古典经济学为理论基础。新古典经济学认为，环境规制政策会带来额外的污染治理成本，增加企业的成本负担。非但不能促进企业加大技术创新研发投入，反而存在“挤出效应”，会挤压原有创新投入，从而抑制了企业技术创新。余得生等[1]探究环境规制、融资约束与企业创新之间的关系发现：环境规制和融资约束均对企业创新有着显著的负向作用，即随着环境规制强度以及融资约束水平的提高，企业创新能力会下降。任胜钢等[2]选取2011—2015年中国制造业企业的面板数据，研究发现ISO14001标准认证会促进绿色创新，但环境执法力度显著负向调节两者关系。环境规制在执行过程中存在扭曲效应，不再能实现环境和效率的双赢[3]。

1.1.2 环境规制促进了企业技术创新

该种观点支持“波特假说”，认为适当的环境规制长期内会提升技术创新能力，改善企业经营业绩，业绩增加会抵消因环境规制而产生的额外成本[4]。波特假说将“创新补偿”和“先动优势”理论相融合。“创新补偿”理论如上所述，环境规制趋严产生的额外治理成本，会从企业通过技术创新产生的额外收益中得到补偿，从而有利于企业长远发展。“先动优势”理论认为，若企业能通过环境规制影响进行技术创新，并能够实现技术到产品的转化，便会产生更高质量的绿色产品。相较于同行业其他企业，率先拥有巨量的环境市场份额，从而获得行业内的比较优势。彭新[5]、 覃予等[6]以工业制造业为研究对象，发现环境规制既能增加企业技术创新投入强度，又能显著提升技术创新绩效。邓玉萍等[7]、徐佳等[8]实证分析了“节能低碳”政策带来的环境规制效应对企业绿色创新能力的影响。研究结果显示，“节能低碳”政策对企业绿色创新能力有显著的促进作用，并且这一结论在一系列稳健性检验和排他性检验后仍然成立。曹洪军等[9]结合组织绿色学习理论，研究了环境规制、组织绿色学习与企业绿色创新三者之间的内在关系，研究表明，环境规制对组织绿色学习和企业绿色创新有显著的正向影响，而且市场激励型环境规制正向影响作用更强。

1.1.3 环境规制与企业创新非简单的线性关系

随着学者们对该领域问题的深入研究，有关环境规制与企业创新的关系有了更多差异性结论。学者们发现，考虑不同地区、时间、行业、环境规制类别等因素，会产生不同的结论。陈宇科等[10]、水会莉等[11]研究了不同环境规制对不同地区企业绿色技术创新的影响效果，结果表明：各种环境规制工具对绿色技术创新的影响存在较大差异，并存在地区异质性。王珍愚等[12]、于连超等[13]研究环境规制对企业绿色技术创新的影响特征与作用机理，分析绿色专利类型、企业所有制性质与行业类型的异质性，发现环境规制对企业绿色创新有先抑制后促进的“U”型影响特征。

因此基于以上分析可知，随着学者们的研究不断深入，对环境规制与企业绿色创新关系的结论不尽相同，但大部分学者比较赞同波特假说的基本观点，由此提出假设1。

H1：环境规制对企业绿色创新具有促进作用。

1.2 融资约束与企业绿色创新

根据信息不对称理论，企业外源性融资成本要高于内源性融资成本，较高的外源融资成本使融资约束问题随之出现。因为对于外部投资者而言，企业技术创新活动有着更明显的信息不对称特点。相较于一般投资，技术创新具有投资风险高、周期长等特点。这会导致投资者要求更高的投资回报率，推高融资成本，加剧融资约束。

对于融资约束与企业技术创新，国内外学者也做出了较多有益研究。学者们普遍认为，融资约束会对企业技术创新产生抑制作用。叶翠红[14]、杨国忠等[15]基于中国沪深两市制造业上市公司绿色专利数据和微观财务数据，发现融资约束是抑制企业绿色创新的重要因素，且这一抑制作用较一般创新活动更为严重。李惠蓉等[16]、魏志华等[17]从融资约束的视角研究实体企业金融化影响企业创新的作用机制，表明融资约束导致研发资金缺乏，阻碍了企业创新。余明桂等[18]研究发现融资约束是抑制民营化企业创新的重要因素。进一步检验发现，融资约束对民营化企业创新的抑制作用主要存在于金融发展水平较低的地区，而在金融发展水平较高的地区，这种抑制作用并不明显。万佳彧等[19]将数字普惠金融2011—2018年市级数据与中国上市企业数据进行匹配，实证检验了融资约束在数字金融与企业创新活动之间的中介效应。研究发现：数字金融发展会显著缓解企业的融资约束，而融资约束放松会对企业创新产生显著正向影响。基于此，提出假设2：

H2：融资约束对企业绿色创新具有抑制作用。

1.3 环境规制、融资约束与企业绿色创新

目前，相关研究多集中在环境规制与企业创新、融资约束与企业创新两者关系的研究中，鲜有将三者放于一起进行全面分析与研究。在为数不多有关三者的研究中，也得出了不尽相同的结论。娄昌龙等[20]选取2019—2013年重污染行业上市公司的经验证据，研究表明环境规制对企业技术创新的影响不确定，融资约束具有调节效应。许林等[21]、于连超等[22]研究发现环境信息披露、管理体系建立对企业融资约束缓解具有促进作用。苗苗等[23]、杨蓉等[24]等发现加强环境规制力度，能够显著提升企业创新能力。融资约束在环境规制与企业技术创新的关系中起到显著的部分中介作用[25]。余得生等[1]选取2014—2018年沪深A股上市公司的数据，研究发现环境规制和融资约束均对企业创新有着显著的负向作用，融资约束在环境规制与企业创新的关系中存在着部分中介效应。许长新等[26]研究发现环境规制与企业技术创新呈现“U”型关系。融资约束在过程中存在调节效应[27]。基于以上分析，提出假设3。

H3：融资约束对环境规制与企业绿色创新具有负向调节效应。

综合以上分析，学术界关于环境规制、融资约束和企业创新的相关研究给出许多值得借鉴参考的结论，为该领域研究做出了重要贡献。然而，通过进一步梳理文献发现，有关环境规制的研究多从宏观角度出发，探究其对地区、国家发展的影响，而对微观企业影响的研究相对较少。此外，将三者置于统一研究框架下进行全面研究不多。并且相关研究主要针对企业一般创新进行探讨，对绿色创新的研究少之又少。鉴于此，本文立足长三角地区，运用多元线性回归模型，研究长三角地区制造业企业环境规制、融资约束与绿色创新能力的关系。

2 模型设计

2.1 样本选取与数据来源

考虑到样本的准确性和全面性，根据《国民经济行业分类(2017)》，本研究选取31个制造业细分行业上市公司作为研究对象。同时，考虑到数据的可得性和适应性，以2013—2018年作为研究的时间区间。选取长三角地区沪深A股181家制造业上市公司数据作为研究样本。数据筛选时，剔除ST、*ST以及变量数据缺失的样本公司。为消除极端值异常值对获取数据进行了Winsorize缩尾处理。数据来源于自然资源保护协会(NRDC)官网、国泰安数据库(CSMAR)和中国研究数据服务平台(CNRDS)。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量：企业绿色创新(GRD)

现有文献主要采取绿色全要素生产率和绿色专利申请(授权)数量两种方法来衡量企业绿色技术创新水平。由于企业层面的环境数据难以获取且缺失严重，且绿色专利申请数量能够较好地反映企业的环保技术水平。本文参考李依[28]等的研究，使用企业绿色专利申请数量衡量企业绿色创新水平。基于世界知识产权组织(WIPO)发布的绿色专利分类清单确定绿色专利的种类和IPC分类号，从CNRDS数据库获取企业的绿色发明专利和绿色实用新型专利的申请数量，并将两者加总得到企业的绿色专利申请数量作为解释变量。之所以选择申请数量而不是授权数量，主要考虑到专利授权存在滞后性问题， 一项专利从申请到授权往往需要1～2年，此外专利在申请过程中实际已对企业绿色创新能力产生作用。因此，选择申请量更为合理。

2.2.2 解释变量：环境规制(PITI)

纵观现有文献，关于环境规制的测度并没有设定统一的标准，现有对环境规制的衡量主要采用以下3个方法：命令型环境规制、投资型环境规制和费用型环境规制。但上述环境规制的代理变量都存在以偏概全的弊端，因此也有学者通过编制综合指标来衡量环境规制程度。由于城市污染信息越公开意味着来自各方的监管压力更大，因此参考许长新等[26]的做法选用由公共环境研究中心(IPE) 和自然资源保护协会(NRDC) 编制的污染源监管信息公开指数(PITI)作为体现地方环境规制程度的指标。污染源监管信息公开指数(PITI)总分100分，从环境监管信息、互动回应、企业排放数据和环境影响评价信息4个方面，对地方污染源监管信息公开程度进行评价。

2.2.3 调节变量：融资约束(SA)

对于融资约束程度的大小，有综合财务指标的KZ指数、投资-现金流敏感性系数、WW指数等多种不同的衡量方法，但这些指标中包含多种财务指标，都需要考虑内生性问题，得到的融资约束程度会有较大偏差。因此，采用Hadlock等[29]提出的融资约束测度方法，以稳健性更强的SA指数作为代理变量。SA指数以公司规模(Z)和公司年龄(A)作为构建变量，其计算公式为SA=-0.737Z+0.043Z2-0.04A。若SA指数为负且绝对值越大，即SA值越小，表示企业面临的融资约束程度越高，即SA是一个负向指标。

2.2.4 控制变量

为了使研究结论更加可靠，对其他可能影响企业价值的变量进行控制，具体包括资产负债率、净资产收益率、股权集中度、股权制衡度、企业年龄。变量定义见表1。

表1 变量定义

2.3 模型设计

GRD=β0+β1PITIi,t+β2LEVi,t+β3ROEi,t+

β4SCRi,t+β5SRi,t+β6AGEi,t+εi,t

(1)

GRD=β0+β1PITIi,t+β2SAi,t+

β3PITIi,t×SAi,t+β4LEVi,t+β5ROEi,t+

β6SCRi,t+β7SRi,t+β8AGEi,t+εi,t

(2)

式中：i表示第i个样本企业；t表示观测值的时间；βj为各变量系数；εi,t为随机扰动项。

模型(1)用于验证环境规制与企业绿色创新之间的关系，模型(2)用来验证融资约束与企业绿色创新的关系及其调节效应。

1998年8月28日，是恒生指数期货8月合约的结算日，国际炒家们手里有大批期货单子到期必须出手。若当天股市、汇市能稳定在高位或继续向上突破，炒家们将损失数亿甚至10多亿美元的血本，反之港府之前投入的数百亿港元就等于扔进了大海。上午10点交易开始后，成交额开始大幅上升，无论有多少抛售，香港政府都照单全收。随着下午4点整的钟声响起，显示屏上不断跳动的恒指、期指、成交金额最终分别锁定在7829点、7851点和790亿三个数字上，创下了香港市场单日最高交易纪录。曾荫权随即宣布：在打击国际炒家、保卫香港股市和港币的战斗中，香港政府已经获胜。

3 实证结果及分析

3.1 描述性统计

各变量描述性统计见表2。PITI指数的最大值为75.9，最小值为38.9，说明不同地区企业之间面临的环境规制强度有较大差别；企业融资约束指数平均值为3.759，但融资约束绝对值最大为4.114，最小值为3.398，说明不同制造业企业所面临的融资约束有较大不同；企业绿色创新平均值为1.74(取对数后)，说明样本绿色创新水平整体较高，但最大值为3.989，最小值仅为0，反映不同企业间绿色创新能力差距明显；股权集中度的最大值与最小值相差较大，平均值为34.152%，可以看出不同企业的股权结构存在较大的差异；在研究的样本企业中，资产负债率均值为0.324，整体资产负债程度较小，但个体差异明显；股权制衡均值为1.879，说明第二到第十大股东对第一大股东的制衡度效果有限。样本企业平均年龄为标准差为5.103，年龄最大值与最小值相差18，说明行业内各企业年龄相差明显。

表2 变量描述性统计

3.2 相关性分析

对各变量进行Person相关性分析，结果见表3。由分析结果可知，并未有较为突出告知。环境规制与企业绿色创新在1%的水平上呈显著正相关关系，相关系数为0.257，说明环境在一定程度上促进了企业绿色创新，初步验证假设1成立；融资约束是一个负向指标，融资约束为负值且原值越小，表示融资约束越大。由相关性分析结果可知，融资约束绝对值越大，即融资约束程度越大，企业绿色创新越弱。融资约束与企业绿色创新在1%的水平上呈显著负相关关系，初步验证假设2成立。相关系数均保持在0.3之内，并未由较高突出数值。此外，为排除模型多重共线性存在，对各变量方差膨胀因子进行计算。上述变量VIF值均在2上下，远小于判断边界值10，因此模型不存在多重共线性。

表3 相关性分析结果

3.3 回归分析

回归分析结果见表4。由模型(1)结果可知，不考虑调节变量存在，环境规制对企业绿色创新的影响系数为0.029，在1%的水平上显著，验证了环境规制对企业绿色创新具有显著的正向作用。环境规制力度加强有力提升了企业绿色创新能力。假设1验证成立。回归分析模型(2)显示，企业融资约束绝对值与企业绿色创新能力成负相关关系，且在1%水平上显著。融资约束SA指数为负指标，SA原值为负且数值越小表示融资约束越强。因此，绝对值原值大者表示受到的融资约束大。故由回归结果可推得：绝对值越大，即融资约束越大，企业绿色创新能力越弱。融资约束显著抑制了企业绿色创新，假设2验证成立。回归分析模型(2)同时还引入了环境规制和融资约束的交乘项，来检验融资约束的调节效应。结果表明，融资约束的存在，使得环境规制对企业绿色创新能力的促进作用有所削弱。在5%水平上显著，说明融资约束对企业绿色创新的负向调节作用较为明显。假设3验证成立。

表4 回归结果

3.4 考虑产权性质的异质性分析

从企业产权性质角度考虑，国有企业和非国有企业在落实国家政策主动性、融资难度、经营转换效率等方面存在较为明显差异。为此，依照企业产权性质将样本数据划分为国有企业组和非国有企业组。通过对数据进行分组回归，获取对比性回归分析结果。分组回归结果见表5。

表5中列(1)、(2)和(3)、(4)报告了国有企业和非国有企业的回归结果。从列(1)、(2)中可知环境规制与企业绿色创新能力在1%水平上显著正相关。引入融资约束指数SA和交互项后，SA与交互项与GRD都呈负相关关系，均在1%水平上显著。说明融资约束增强会抑制企业绿色创新能力提升，融资约束对环境规制与绿色创新能力的正相关关系具有负向调节作用。从列(3)、(4)中可知，环境规制与企业绿色创新能力仍然在1%水平上均显著正相关。引入调节变量和交互项后，环境规制与企业绿色创新能力在显著性水平和相关关系均未发生变化。融资约束与企业绿色创新呈正相关关系。此时，融资约束的调节效应也不再显著。对比两类企业回归结果，在环境规制与企业绿色创新关系上，得到相同的结果。但在引入调节变量SA和交互项后，国有企业相关变量与总样本数据回归结果基本一致。而非国有企业融资约束对企业绿色创新起到了促进作用。交互项的调节效应也不再显著。这可能是由于非国有企业因融资成本和难度较国有企业更高，对资金紧张的反应度高。国家对绿色创新的政策性引导，使得对绿色创新欠积极的非国有企业融资约束增强，有效倒逼了其更加积极地进行绿色创新，以适应国家发展战略和市场需求。

表5 异质性分析结果

3.5 稳健性检验

在实证检验中，由于模型设定可能存在问题造成变量之间存在内生性、异方差等问题从而使得回归结果不稳健，出现“伪回归”的现象，因此需对模型进行稳健性检验。稳健性检验通常的做法有变量替换法、变量补充法、分样本回归法、调整样本期法、改变样本容量法等。为了进一步确保研究结果的可信性，下面采用各企业的环境治理效能(EN，三废治理相对量)这一指标对模型(1)、模型(2)中的解释变量PITI进行替换来开展稳健性检验。回归的结果见表6。由表中数据可知，环境规制与绿色创新能力显著性水平有所下降，但仍在5%水平上显著正相关。引入调节变量SA和交乘项后，二者显著性水平又略微下降，但仍在10%水平上显著。此外，调节变量SA与GRD在1%水平上与GRD显著负相关。说明融资约束增大会显著抑制企业绿色创新能力提升。交互项与GRD呈负相关关系，但不再显著。因此，研究结论被认为是较为稳健的。

表6 稳健性检验结果

4 研究结论与建议

4.1 研究结论

4.1.1 城市环境规制力度对企业绿色创新具有显著的促进作用

模型系数为0.029在1%水平显著，说明地方政府加强环境规制力度能够正向刺激企业绿色创新，提高绿色专利研发积极性，促进企业生产效率和质量提升。这一结果同时说明生态环境保护与企业创新能够达到双赢状态，为“弱波特假说”在我国的适用性提供了来自微观层面的实证证据。

融资约束程度越大时，企业进行外部融资的难度以及相关的融资成本更大。模型系数为-1.989在1%水平显著，表明资金获取难度大，这会显著降低企业绿色创新投资意愿及能力，对创新的重视程度也会大打折扣。反之，企业受融资约束影响较小时，融资支持绿色创新能力显著增强。

4.1.3 融资约束条件下环境规制对绿色创新具有负向调节效应

交乘项系数为-0.039，在5%水平上显著。融资约束作为调节因素，使得环境规制对绿色创新的促进作用被削弱。融资约束会增加环境规制对绿色创新的“遵循成本效应”和减弱“创新补偿效应”，因此对绿色技术创新产生负向调节效应。

4.1.4 产权性质不同会产生差异性实证结论

对于国有企业和非国有企业而言，环境规制升级都会显著促进企业绿色创新能力提升，两类企业对环境规制都有着积极正向的反应，会努力朝“生产经营绿色化”发展。但融资约束对国有企业绿色创新能力产生抑制作用，模型系数为-0.122，具有“困难阻力性”。而对非国有企业产生正向作用，模型系数为0.005，具有“困难激励性”。调节效应方面，融资约束对国有企业环境规制与绿色创新关系具有负向调节效果，而对非国有企业而言，这种调节效应却不复存在。

4.2 研究建议

4.2.1 政府有义务和能力引导企业绿色创新

1)采取环境规制化措施，推动绿色发展。严格政策性法规制度、加大工业污染治理投资力度，通过加大执法检查力度约束企业的排污行为。同时，要做到“硬规则、软方式”相结合。地方政府在加强环境规制的同时，还应当为企业创新提供合理的保障，尤其对企业环保研发活动给予政策支持和保护，对企业环保创新行为给予一定的政策支持、税收减免、财政补贴等。

2)推动金融市场化发展，拓宽融资渠道。企业的创新投资活动离不开金融市场的支持。为减轻融资约束的负向调节效应，政府应当加快金融市场化进程，不断完善金融市场体制，坚持金融创新，拓宽企业融资渠道，努力降低企业的融资成本。加大对绿色技术创新的支持力度，引导社会资金流入污染治理、绿色技术研发等领域，鼓励银行及非银行金融机构加大对绿色创新项目的支持力度，为绿色项目提供融资优惠和便利。

3)环境规制要对不同类型企业分类分因施策。环境规制对国有企业和非国有企业的约束和行为引导具有积极意义，但影响程度有所差异。地方政府应认真分析本地区不同产权类型企业对环境规制反应特点，认真倾听企业对相关规制的想法诉求，做到分类、分因施策，提升环境规制措施针对性、有效性。

4.2.2 金融机构与企业互利合作促进绿色创新

1)探索创新绿色金融模式。金融机构在企业融资方面发挥了主力军作用。金融机构要积极响应国家战略导向及地方政府政策导向，积极创新，探索绿色债券的模式，依托地方特色及企业绿色创新需求设置多层次绿色融资券等融资工具。金融如水，应更好发挥“金融水库”的资源配置作用。

2)开展绿色投贷联动业务。绿色创新具有长周期高风险的特点，金融机构往往对于此类资金提供慎之又慎。通过开展投贷联动业务，平衡金融机构经营风险，提高金融机构支持绿色创新意愿，有效增加对绿色科创企业的金融供给，发展互利合作。

3)建立绿色创新评估体系。对企业绿色创新能力质量难以评估，往往导致绿色金融支持无法落地。因此，金融机构要积极建立合理有效的绿色创新评估体系，增强绿色创新风险识别能力，实现对企业优质绿色创新融资需求的满足，提升金融支持精度和效能。

4.2.3 企业应发挥能动作用开展绿色创新

1)遵守国家法规，深化绿色创新。企业应当进行绿色技术创新，同时追求经济效益和社会效益。为谋求技术进步，更好地减少环境污染和资源消耗，企业应当更多地进行实质性创新，进行“高质量”创新，形成良好的创新氛围。

2)完善研发管理，提高创新效率。在了解国家政策和市场需求双导向后，选择明确的绿色创新方向和路径，尽可能地减少创新失败成本投入。同时，加强对企业内部创新制度体系的构建和完善。合理制定创新计划和把控研发资金，实时跟进创新进展。当遇到创新困难时，及时调整解决，保证创新进程连续性。

3)树立企业形象，缓解融资压力。企业除了改善经营状况和财务状况，还应多与投资人、债权人进行沟通。这既是向市场展现企业自身实力，又是向社会和公众展示企业承担环保责任的态度和努力，以企业创新绩效和可持续发展能力提高，充分吸引投资者，提高融资能力和发展可持续性。