環(huán)境規(guī)制、引致性研發(fā)與企業(yè)全要素生產率——對“波特假說”的再檢驗

孫學敏，王 杰

(1.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001；2.鄭州大學 現(xiàn)代產業(yè)與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，河南 鄭州 450001；3.河南財經政法大學 經濟學院，河南 鄭州 450002)

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環(huán)境規(guī)制、引致性研發(fā)與企業(yè)全要素生產率
——對“波特假說”的再檢驗

孫學敏1,2，王 杰3

(1.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001；2.鄭州大學 現(xiàn)代產業(yè)與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，河南 鄭州 450001；3.河南財經政法大學 經濟學院，河南 鄭州 450002)

以中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數據為研究樣本，分三個層次檢驗了“波特假說”的存在。首先運用Tobit模型檢驗了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)之間的關系，在此基礎上考察了由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)對企業(yè)全要素生產率的影響，最后檢驗了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產率的影響。結果表明：環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)研發(fā)，而且這種由環(huán)境規(guī)制引致的企業(yè)研發(fā)顯著促進了企業(yè)生產率的提升，對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率關系的檢驗進一步驗證了“波特假說”的存在；另外，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)的影響因污染強度和所有制不同存在明顯差別。

環(huán)境規(guī)制；引致性研發(fā)；全要素生產率；波特假說；污染強度；企業(yè)所有制

改革開放以來，中國經濟以年均約9.8%的增長速度創(chuàng)造了世界經濟增長的奇跡。但同時，高投入、高污染、高消耗的粗放型增長方式也導致了較為嚴重的資源環(huán)境問題，資源短缺以及生態(tài)環(huán)境的惡化不僅引發(fā)了環(huán)境領域的社會問題，也成為制約中國經濟進一步發(fā)展的瓶頸因素。如何改變這種“以環(huán)境換增長”的不可持續(xù)之路，已經成為中國政府的工作重點。那么，經濟發(fā)展與環(huán)境保護是否一定相悖，提高企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度就一定會制約企業(yè)的發(fā)展嗎？對這一問題的研究對于環(huán)境保護以及中國經濟的持續(xù)發(fā)展都具有重要的意義。

一、文獻綜述

環(huán)境規(guī)制是緩解和治理環(huán)境污染的重要手段，但環(huán)境規(guī)制帶來的經濟后果也成為學者們關注的重要問題。關于環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率之間的關系主要存在著以下觀點：一種觀點認為環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)的“遵循成本”，在資源和資本有限的條件下，企業(yè)要想達到環(huán)境規(guī)制的標準，就需要增加防止和治理污染的設備，從而就要縮減其他經營和投資活動，導致生產率下降[1-3]；另一種觀點認為，面對嚴格的環(huán)境規(guī)制標準，企業(yè)并不會“坐以待斃”，而是會通過采用新技術或者進行技術創(chuàng)新來改善生產工藝流程，從而降低環(huán)境污染，而這種由環(huán)境規(guī)制誘導的創(chuàng)新活動使得企業(yè)在達到環(huán)境規(guī)制標準的同時，生產率也得以進一步提高[4-5]，這也被稱為“波特假說”。當然，也有學者提出了中立的觀點，他們認為環(huán)境規(guī)制對企業(yè)成本的增加是長期存在的，但由于生產率由許多因素共同決定，環(huán)境規(guī)制對生產率的作用很小或者并不容易被觀察到，因此，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的影響是要根據環(huán)境規(guī)制的強度和方式來決定[6-9]。

上述文獻對環(huán)境規(guī)制與生產率關系的研究具有重要貢獻，但仍然存在一些不足之處。第一，由于國內研究多是運用行業(yè)或者省份數據，不僅無法準確測算企業(yè)全要素生產率，而且由于行業(yè)或者省份數據樣本較低，容易造成計量模型估計的不準確。第二，已有文獻多是將治污費用占增加值的比重作為環(huán)境規(guī)制的衡量指標，但環(huán)境規(guī)制涉及政策工具本身的性質，而規(guī)制者并不是在不同工具之間進行簡單的選擇，更通常的做法是不同工具的組合使用。因此，單一指標并不能完全代表環(huán)境規(guī)制。第三，現(xiàn)有文獻驗證了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的作用，但卻缺乏對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)，以及這種由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)與企業(yè)生產率之間關系的分析。波特假說的重要前提是存在環(huán)境規(guī)制刺激下的技術改變，但環(huán)境規(guī)制是否促進了企業(yè)研發(fā)？企業(yè)增加的研發(fā)多大程度上是由環(huán)境規(guī)制引致的，引致的研發(fā)又是否提高了企業(yè)生產率呢？因此，直接驗證環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的影響并不能準確反映波特假說。

綜上，本文在既有研究的基礎上，運用中國工業(yè)企業(yè)數據，并采取綜合指數方法更為準確的測算環(huán)境規(guī)制，通過環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)、環(huán)境規(guī)制引致性研發(fā)與企業(yè)生產率、環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率三個層次對波特假說進行再檢驗，并進一步從企業(yè)所在行業(yè)污染強度以及企業(yè)所有權屬性等角度分析環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率影響的差異性。另外，本文還考慮了環(huán)境規(guī)制的內生性問題，通過選擇合適的工具變量進行處理，糾正了以往采用普通最小二乘法可能產生的偏差問題。

二、模型構建、變量選擇與數據說明

(一)計量模型的設定

1．環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)的計量模型。本文首先考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)的影響，由于《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》中記錄的多數企業(yè)研究開發(fā)費用不存在或者為0，造成因變量企業(yè)研發(fā)出現(xiàn)大量的0觀測值，因此，本文采用Tobit模型：

lnRDijkt=α0+α1lnERIit+α×Controlsijkt+υj+υk+εijkt

(1)

其他能夠解釋企業(yè)研發(fā)活動的控制變量Xijkt的集合為：Controlsijkt=γ1sizeijkt+γ2qyklijkt+γ3exportijkt+γ4subsidyijkt+γ5ageijkt

(2)

其中，下標i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份。RD為企業(yè)研究開發(fā)費用；ERI表示環(huán)境規(guī)制(測算方法將在下文闡明)；vj和vk分別為行業(yè)效應和地區(qū)效應；εijkt為隨機擾動項?？刂谱兞恐?，size表示企業(yè)規(guī)模，qykl表示企業(yè)資本密集度，export表示企業(yè)是否出口虛擬變量，subsidy表示政府補貼，age為企業(yè)成立時間。

2．環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)與企業(yè)生產率的計量模型。環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)研發(fā)，那么由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)對企業(yè)生產率造成了什么樣的影響呢？本文將進一步考察這種引致性研發(fā)與企業(yè)生產率之間的關系，構建計量模型如下：

lnTFPijkt=β0+β1lnRD1ijkt+β×Controlsijkt+υj+υk+εijkt

(3)

其中，TFP為企業(yè)生產率；RD1表示由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)(其測算將在下文詳細闡明)；在控制變量中，主要考察其他能夠引致企業(yè)進行日常性研發(fā)創(chuàng)新的變量對企業(yè)生產率的影響，因此，控制變量Controls的集合同式(2)。

3．環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率的計量模型。最后，本文進一步考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的影響，計量模型如下：

lnTFPijkt=γ0+γ1lnERIjt+γ×Controlsijkt+υj+υk+εijkt

其中，TFP和ERI分別表示企業(yè)生產率和環(huán)境規(guī)制；控制變量Controls的集合同式(2)。

(二)控制變量的選擇

為了避免其他重要解釋變量的遺漏問題，本文加入以下控制變量：①企業(yè)規(guī)模(size)：用企業(yè)工業(yè)總產值與企業(yè)所在行業(yè)工業(yè)總產值的比值表示，“熊彼特假說”認為由于規(guī)模較小的企業(yè)在創(chuàng)新活動中并不占優(yōu)勢，導致創(chuàng)新動機也不強，而規(guī)模越大的企業(yè)越有利于技術創(chuàng)新，從而生產率也相對較高。②企業(yè)資本密集度(qykl)：用企業(yè)固定資產凈值年平均余額與企業(yè)從業(yè)人數的比值表示。通常情況，資本密集度較高的企業(yè)對設備更新以及研發(fā)投入都較為重視，而這些都可能促進企業(yè)生產率的提高[10]。③企業(yè)是否出口(export)：虛擬變量0和1，本文用是否存在出口交貨值來判斷企業(yè)是否出口，如果出口交貨值為0則為非出口企業(yè)，出口交貨值大于0則為出口企業(yè)。出口企業(yè)通過研發(fā)提高全要素生產率，也就是出口企業(yè)具有較高的創(chuàng)新傾向[11]。④政府補貼(subsidy)：用補貼收入與企業(yè)銷售額的比值來衡量。政府補貼對企業(yè)存在以下兩方面作用：一方面，政府補貼有助于企業(yè)改善研發(fā)條件，促進企業(yè)的研發(fā)活動；但另一方面，政府補貼也可能會削弱技術創(chuàng)新的動力，不利于企業(yè)生產率的提高。⑤企業(yè)成立時間(age)：指企業(yè)年齡，計算公式為企業(yè)成立時間=當年年份-企業(yè)開業(yè)年份+1。企業(yè)在成立之初，學習動力較足，成立時間越久，雖然研發(fā)創(chuàng)新活動也會增多，但有可能面臨生產設備等設施老化的問題，將引致生產率下降[12]。

(三)主要指標的界定和度量

1．環(huán)境規(guī)制(ERI)的測量。本文借鑒李玲等[8]的研究，采用綜合指數方法測算我國環(huán)境規(guī)制的綜合測量體系，并根據數據的可得性，將單項指標擴展到5個，分別為廢水排放達標率、二氧化硫去除率、煙塵去除率、粉塵去除率和固體廢棄物綜合利用率。

3．全要素生產率(TFP)的測算。本文采用目前較為流行的OP方法計算企業(yè)全要素生產率。第一步，在不考察資本時，估計出勞動的系數，并得出OLS擬合殘差；第二步，將第一步得出的擬合殘差作為因變量，把資本及投資作為自變量，得出資本的系數。第三步，運用Probit模型估算出企業(yè)生存概率，并將此概率作為自變量，結合勞動和資本的系數，進一步通過索洛殘值法得到全要素生產率。本文通過永續(xù)盤存法估算投資，并將15%作為折舊率的默認值。

(四)數據說明

本文計算企業(yè)生產率及各控制變量的數據來自2005-2011年《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》，主要對樣本數據進行了如下處理：第一步，剔除企業(yè)工業(yè)總產值、企業(yè)固定資產凈值年平均余額缺失的樣本；第二步，刪除不符合會計準則的企業(yè)樣本，比如，總資產小于流動資產、總資產小于固定資產凈值年平均余額以及累計折舊小于當期折舊的樣本；第三步，去除不滿足“規(guī)模以上”標準的觀測值，比如職工人數少于30人，主營業(yè)務收入少于500萬元，或者固定資產凈值年平均余額低于1 000萬元的樣本等[13]。計算環(huán)境規(guī)制指標的各項數據來自歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

三、實證結果及分析

(一)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)模型估計結果

表1第(1)列報告了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)的Tobit模型估計結果，從中可以看出，環(huán)境規(guī)制(ERI)的估計系數為正，且在1%檢驗水平上顯著，說明環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)研發(fā)，這符合波特假說的結論。另外，在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)模型中，Wald內生性檢驗的統(tǒng)計量為81 075.41，并且在1%水平上拒絕了環(huán)境規(guī)制是外生的原假設，說明環(huán)境規(guī)制是內生的。本文借鑒傅京燕等[14]的做法，使用1992-1994年中國工業(yè)兩位數行業(yè)的標準煤作為工具變量。表1第(2)列IV-Tobit估計結果顯示：環(huán)境規(guī)制(ERI)的估計系數顯著為正，進一步驗證了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)的促進作用。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模系數顯著為正，說明規(guī)模越大的企業(yè)技術創(chuàng)新的傾向越高；政府補貼系數也顯著為正，說明政府對企業(yè)研發(fā)活動的專項補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新具有正的促進作用；企業(yè)資本強度系數為正，且在1%水平上顯著，表明資本密集型企業(yè)技術創(chuàng)新能力較強；企業(yè)是否出口系數顯著為正，驗證了出口企業(yè)的技術創(chuàng)新能力較高；企業(yè)成立時間的估計系數顯著為正，說明企業(yè)成立時間越久，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動也會增多。

由以上回歸結果可知，環(huán)境規(guī)制促進了企業(yè)研發(fā)，那么由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)對企業(yè)生產率又造成了什么影響？下文將做進一步分析。

(二)引致性研發(fā)與企業(yè)生產率模型估計結果

表1第(3)列報告了引致研發(fā)對企業(yè)生產率的影響，從中可以看出，引致研發(fā)(RD1)的系數顯著為正，說明由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)與企業(yè)生產率之間是正向關系，企業(yè)通過技術創(chuàng)新改善了生產工藝或者提高了產品質量，這些都有利于企業(yè)生產率的提高。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模系數為正，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明企業(yè)規(guī)模越大越有利于企業(yè)生產率的提升；政府補貼顯著為負，說明政府補貼雖然降低了企業(yè)成本，有助于企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新，但這種由政府補貼促進的研發(fā)活動并沒有達到提高企業(yè)生產率的作用；企業(yè)資本密集度的估計系數為負，且通過了1%顯著性水平檢驗，這意味著資本密集型企業(yè)的生產率較低，其原因可能是由于一些企業(yè)雖然進行了設備更新和研發(fā)投入，但卻沒有充分發(fā)揮新技術和新設備的作用，從而并沒有起到提高生產率的作用；是否出口系數也顯著為負，說明雖然生產率較高的企業(yè)傾向于選擇出口，但若是出口企業(yè)的創(chuàng)新能力和學習能力不強，同樣不能達到提高企業(yè)生產率的作用；企業(yè)成立時間顯著為負，說明企業(yè)生產率隨著企業(yè)成立時間降低，與預期效果基本一致。

表1 全樣本估計結果

注：()內數值為糾正了異方差后的z統(tǒng)計量；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(三)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率模型估計結果

此后，本文還對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率的關系進行了檢驗，從表1第(4)列可以看出，環(huán)境規(guī)制(ERI)顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制顯著提高了企業(yè)生產率，也進一步驗證了“波特假說”的存在。從控制變量的估計系數可以看出，企業(yè)規(guī)模越大越有利于企業(yè)生產率的提升，但政府補貼、是否出口虛擬變量、資本勞動比率以及企業(yè)成立時間的估計系數都顯著為負。從環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)的模型估計結果中可以看出，政府補貼越高、出口企業(yè)、資本勞動比率越高以及企業(yè)成立時間越長都是有利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的，但從引致性研發(fā)與企業(yè)生產率的模型估計結果中也可以看出，這些變量引致的創(chuàng)新活動并沒有進一步達到提高企業(yè)生產率的作用，與引致性研發(fā)與企業(yè)生產率模型中各控制變量的估計結果基本一致。第(5)列工具變量法估計結果進一步驗證了前述研究結論。

(四)進一步的分類回歸分析

1．基于不同行業(yè)污染強度的再檢驗。由于環(huán)境規(guī)制對不同類別行業(yè)內的企業(yè)研發(fā)具有不同的影響，本文通過污染排放強度將工業(yè)行業(yè)部門分為重度、中度和輕度污染行業(yè)*本文按照王杰等[9]的劃分方法，將煤炭采選、黑金礦采、有金礦采、紡織業(yè)、造紙業(yè)、石油加工、化學纖維、化纖制造、非金制造、黑金加工、有金加工、電力生產劃分為重度污染行業(yè)；將石油開采、非金礦采、農副加工、食品制造、飲料制造、皮羽制品、文體用品、醫(yī)藥制造、塑料制品、金屬制品、交通設備、燃氣生產、水的生產劃分為中度污染行業(yè)；將煙草加工、服裝業(yè)、木材加工、家具制造、印刷業(yè)、橡膠制品、通用設備、專用設備、電氣機械、通信設備、儀器儀表劃分為輕度污染行業(yè)。，進一步驗證環(huán)境規(guī)制對處于不同類別行業(yè)的企業(yè)研發(fā)的影響。表2第(1)-(3)列環(huán)境規(guī)制對三大類別行業(yè)的企業(yè)研發(fā)影響的估計結果顯示：對于重度和中度污染行業(yè)，環(huán)境規(guī)制顯著促進了企業(yè)研發(fā)，而輕度污染行業(yè)環(huán)境規(guī)制并沒有促進企業(yè)研發(fā)的提高。造成這一現(xiàn)象的原因可能是由于重度和中度污染行業(yè)的環(huán)境污染較為嚴重，受到的環(huán)境規(guī)制比較嚴格，企業(yè)環(huán)境成本的增加迫使企業(yè)通過創(chuàng)新尋找節(jié)能減排技術，而輕度污染行業(yè)對環(huán)境的損害相對較小，隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，企業(yè)環(huán)境成本的提高超過了企業(yè)所能承受的限度，也就無法促進企業(yè)研發(fā)活動的增加。

環(huán)境規(guī)制對重度和中度污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)具有顯著的正向促進作用，但對輕度污染行業(yè)企業(yè)研發(fā)具有負向影響，因此，本文計算了重度和中度污染行業(yè)環(huán)境規(guī)制引致的企業(yè)研發(fā)，并將引致性研發(fā)作為自變量，進一步分析了這兩類行業(yè)環(huán)境規(guī)制的引致性研發(fā)對企業(yè)生產率的影響。表2第(4)-(5)列分別報告了重度以及中度污染行業(yè)環(huán)境規(guī)制引致性研發(fā)對企業(yè)生產率影響的估計結果，從中可以看出，由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)促進了企業(yè)生產率的提高。重度污染行業(yè)和中度污染行業(yè)的企業(yè)通過技術創(chuàng)新改善了生產工藝或者提高了產品質量，另外這種節(jié)能減排技術也有效降低了企業(yè)成本，提高了企業(yè)生產率。

表2第(6)-(8)列報告了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的估計結果，可以看出，重度污染行業(yè)和中度污染行業(yè)的環(huán)境規(guī)制的估計系數均為正，且通過了1%顯著水平檢驗，而輕度污染行業(yè)的環(huán)境規(guī)制估計系數卻為負，說明環(huán)境規(guī)制有利于重度污染行業(yè)和中度污染行業(yè)企業(yè)生產率的提升，但對輕度污染行業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產率的提高具有負向作用，這與環(huán)境規(guī)制無法促進輕度污染行業(yè)企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的結果是一致的。

2．基于企業(yè)所有權屬性差異的再檢驗。由于企業(yè)所有制性質在中國的特殊性，規(guī)章制度的制定對不同所有制企業(yè)的約束能力存在著差異，因此，本文進一步區(qū)分了企業(yè)所有制，分析了環(huán)境規(guī)制對民營企業(yè)和非民營企業(yè)研發(fā)的影響。表3第(1)-(2)列分所有制的估計結果顯示：環(huán)境規(guī)制促進了民營企業(yè)的研發(fā)，但對非民營企業(yè)研發(fā)的作用并不顯著。原因可能是民營企業(yè)不拘泥于現(xiàn)有體制，環(huán)境規(guī)制的提高增加了企業(yè)成本，但利潤最大化的目標以及不滿足環(huán)境規(guī)制標準就可能退出市場的風險迫使其尋找節(jié)能減排的技術，并在此基礎上選擇更有效率的生產工藝和經營方式。但環(huán)境規(guī)制對國有企業(yè)的進入和退出幾乎沒有影響，造成國有企業(yè)對環(huán)境污染問題的忽視，另外，環(huán)境成本對國有企業(yè)并不造成威脅，在這種情況下，環(huán)境規(guī)制就無法成為國有企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動力。對于外資企業(yè)，由于各地方的招商引資需求，一些“引資競賽”活動層出不窮，引資熱潮下忽視了對外資企業(yè)的環(huán)境規(guī)制，并且還可能對外資企業(yè)的進入給予特殊待遇，因此，環(huán)境規(guī)制對外資企業(yè)的影響并不顯著。

環(huán)境規(guī)制對民營企業(yè)研發(fā)具有正向影響，對非民營企業(yè)研發(fā)的促進作用不顯著，因此，本文僅計算了環(huán)境規(guī)制對民營企業(yè)的引致研發(fā)，并進一步分析了引致性研發(fā)對民營企業(yè)生產率的影響。表3第(3)列結果表明：

表2 區(qū)分行業(yè)污染強度的估計結果

注：()內數值為糾正了異方差后的z統(tǒng)計量；*、**和***分別表示10%，5%和1%的顯著性水平。

表3 區(qū)分企業(yè)所有權屬性的估計結果

注：()內數值為糾正了異方差后的z統(tǒng)計量；*、**和***分別表示10%，5%和1%的顯著性水平。

環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)明顯促進了民營企業(yè)生產率的提高。環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)成本，對民營企業(yè)而言，一定程度上降低了利潤，在利益的驅動下，企業(yè)會通過技術創(chuàng)新尋找節(jié)能減排的技術，企業(yè)進行這種研發(fā)的目標就是滿足環(huán)境規(guī)制的標準，并在此基礎上提高產品質量。因此，這種由環(huán)境規(guī)制引致的企業(yè)研發(fā)也是企業(yè)生產率提高的重要途徑。

表3第(4)-(5)列環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率關系的估計結果顯示：環(huán)境規(guī)制對民營企業(yè)生產率的估計系數顯著為正，但對國有企業(yè)和外資企業(yè)生產率的影響卻不顯著，說明環(huán)境規(guī)制有利于民營企業(yè)生產率的提升，而無法影響國有企業(yè)和外資企業(yè)的生產率，這與環(huán)境規(guī)制不能有效提高非民營企業(yè)創(chuàng)新能力的結果一致。

四、結論與啟示

本文運用中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數據，分三個層次實證檢驗了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)研發(fā)、環(huán)境規(guī)制引致性研發(fā)與企業(yè)生產率以及環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率之間的關系，結論表明：在環(huán)境規(guī)制的壓力或者刺激下，企業(yè)會進行研發(fā)創(chuàng)新，而這種由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)活動有益于企業(yè)生產率的提升，并且對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產率關系的實證分析也驗證了“波特假說”的存在。進一步區(qū)分行業(yè)污染強度以及企業(yè)所有權屬性差異后，估計結果說明環(huán)境規(guī)制對企業(yè)研發(fā)以及企業(yè)生產率的影響因污染強度和所有制不同存在明顯差別： 環(huán)境規(guī)制有利于促進重度污染和中度污染行業(yè)的企業(yè)研發(fā)以及企業(yè)生產率的提升，但對輕度污染行業(yè)的企業(yè)研發(fā)的作用恰恰相反。另外，環(huán)境規(guī)制有益于民營企業(yè)通過研發(fā)活動提高企業(yè)生產率，但對國有企業(yè)和外資企業(yè)的影響卻不顯著。

本文研究結論驗證了“波特假說”是適用我國企業(yè)的，但在提高環(huán)境規(guī)制水平時要考慮到行業(yè)污染強度以及企業(yè)所有權屬性。第一，對于重度和中度污染行業(yè)的企業(yè)，要制定嚴格的環(huán)境規(guī)制標準，刺激企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新選擇更有效率的生產工藝和流程，從源頭上控制住企業(yè)對環(huán)境的負外部影響，從而達到促進企業(yè)生產率的目的。第二，對于輕度污染行業(yè)，由于其對環(huán)境的損害相對較小，環(huán)境規(guī)制水平較低，企業(yè)適應了這種低環(huán)境規(guī)制強度下的發(fā)展模式，一旦提高環(huán)境規(guī)制水平不僅達不到促進企業(yè)技術創(chuàng)新的目的，相反增加的環(huán)境成本明顯超過了企業(yè)所能承受的范圍，企業(yè)生產率也較低。第三，中國民營企業(yè)約占企業(yè)總數的90%，對于推動中國經濟的發(fā)展具有重要意義，但大多數民營企業(yè)在利潤最大化的驅使下，再加上受到的環(huán)境監(jiān)管明顯不足，其生產和經營活動對環(huán)境造成了污染，要嚴格落實環(huán)境規(guī)制政策，既要堅決取締技術落后且嚴重污染環(huán)境的企業(yè)，還要補貼一些有發(fā)展前景的環(huán)保型企業(yè)，形成規(guī)制與激勵并存的環(huán)保機制。第四，國有企業(yè)在體制的保護和約束下，導致環(huán)境規(guī)制對其的作用并沒有充分發(fā)揮，不僅不利于環(huán)境保護，而且嚴重損害了國有企業(yè)的社會形象，國有企業(yè)應該嚴格遵守環(huán)境規(guī)制的標準，真正認識到承擔環(huán)保責任的必要性。另外，要加大對國有企業(yè)的改制力度，讓其在市場的監(jiān)管下自主承擔環(huán)境成本，并進一步在環(huán)境規(guī)制的刺激下通過技術創(chuàng)新提高企業(yè)生產率，讓市場決定國有企業(yè)的優(yōu)勝劣汰。對于外資企業(yè)，要盡量減少其特殊待遇，甚至加大對其環(huán)境保護的要求，讓技術和管理先進的外資企業(yè)在中國環(huán)境規(guī)制的壓力下，通過新技術減少對環(huán)境的損害，而不是僅僅將中國作為“污染避難所”。

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(責任編輯：張 叢)

Environmental Regulation, Induced R&D and Firms′ TFP—Porter Hypothesis Reexamined

SUN Xuemin1,2,WANG Jie3

(1.Business School of Zhengzhou University, Zhengzhou 450001,China;2.Modern Industry and Enterprise Development Strategy Research Center of Zhengzhou University, Zhengzhou 450001,China;3.School of Economics, Henan University of Economics and Law, Zhengzhou 450002, China)

We divide three sections to test the existence of Porter Hypothesis by using China′s industrial enterprises above designated size data.First, we test the relationship between environmental regulation and R&D by using Tobit model, and on this basis we calculate the induced R&D caused by environmental regulation, then analyze the effect caused by the induced R&D to the TFP.Finally, we test the influence of environmental regulation on TFP.The results show that environmental regulation promotes firms′ R&D, and this induced R&D significantly promotes firms′TFP, so the relationship between environmental and firms′ TFP confirmes the existence of Porter Hypothesis.In addition, the effect of environmental regulation on firms′ R&D varies with the firms′ pollution emission intensity and the firms′ ownership types.

environmental regulation；induced R&D；Total Factor Productivity(TFP)；Porter Hypothesis； pollution emission intensity；firm ownership

10.15896/j.xjtuskxb.201602002

2015-09-19

教育部人文社會科學研究專項項目(14JDGC027)；國家社會科學基金重大項目(13&ZD158)；河南省高等教育教學改革研究項目(2014SJGLX116)

孫學敏(1963- )，男，鄭州大學商學院教授，鄭州大學現(xiàn)代產業(yè)與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究中心主任。

F124.5

A

1008-245X(2016)02-0010-07