At present, many researchers have discussed the impact of environmental supervision, executive characteristics and external media attention on green technology innovation. Foreign studies on government supervision mainly focus on enterprise information disclosure, investment decision-making and government subsidies, while domestic studies mainly focus on enterprises' environmental information disclosure, environmental performance and environmental investment. In general, there are few studies on government environmental supervision at home and abroad. And few studies have explored the relationship between government environmental supervision and enterprise green technology innovation. Therefore, this paper focuses on the impact of government environmental supervision on enterprise green technology innovation, and analyzes the impact mechanism from the perspective of internal control and the mechanism of marketization level.
According to theoretical analysis and references to previous literature, this paper puts forward five research hypotheses. It uses the unbalanced panel data of industrial enterprises listed on A-shares in 120 cities in China from 2012 to 2019,and sets the PITI index as the proxy variable for government environmental supervision,and the number of green patent applications as a proxy variable for green technology innovation. From the perspective of internal control, this paper systematically examines the impact and mechanism of government environmental supervision on enterprise green technology innovation, and also analyzes the moderating role of marketization level in the process of government environmental supervision affecting enterprise green technology innovation. It is found that, first, government environmental supervision has a significant positive impact on enterprise green technology innovation. This conclusion is still valid after many robustness tests. Second, internal control plays a mediating role in the process of government environmental supervision affecting enterprise green technology innovation. Third, the level of marketization can negatively moderate the relationship between government environmental supervision and enterprise green technology innovation.
The contributions of this paper are mainly reflected in three aspects.First, from the perspective of internal control, this paper studies the relationship between government environmental supervision and enterprise green technology innovation, broadening the research perspective of existing literature on green technology innovation. Second, at the micro-level, government environmental supervision is linked with green technology innovation, which enriches the research on the environmental governance effect of government supervision. Third,internal control and marketization level are introduced as mediating variables and moderating variables, respectively, to further explore the factors and mechanism of government supervision affecting green technology innovation, which provide theoretical reference and a practical basis for improving the environmental supervision mechanism.
The following policy recommendations are proposed. Firstly, the government should strengthen the construction of the institutional environment and moderately improve environmental supervision. It is vital to strengthen government environmental supervision so as to improve the level of green technology innovation of enterprises. The government should gradually improve the environmental supervision system, and continuously improve the efficiency and effectiveness of environmental supervision by building accountability systems and completing policy tools. Secondly, it is shown that the innovation resources and innovation motivation of enterprises in regions with low marketization levels are insufficient. Therefore, the government should constantly improve and standardize the market environment, so that enterprises can obtain innovation resources easily, enhance innovation motivation, and ultimately improve the level of green technology innovation. Thirdly, enterprises are advised to strengthen internal control and improve the internal control system. Government environmental supervision will encourage enterprises to improve their internal control, which will then increase their green technology innovation. Therefore, as a process that is conducive to improving production efficiency and economic benefits, and reducing the risk of R&D activities, internal control should be given more attention.
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推动中国经济社会绿色化、低碳化,是加快绿色发展方式转型、实现高质量发展的关键环节。2020年9月22日,习近平主席在第七十五届联合国大会一般性辩论会上宣布,中国二氧化碳排放力争于2030年前达到峰值,努力争取2060年前实现碳中和。中共二十大报告指出,“实现碳达峰碳中和是一场广泛而深刻的经济社会系统性变革,立足我国能源资源禀赋,坚持先立后破,有计划分步骤实施碳达峰行动”。
企业作为社会经济发展的推动者,在经济发展与环境保护方面发挥的作用不容小觑。内生增长理论认为,技术创新是经济增长的原动力[1],而绿色技术创新可以帮助企业获取环保效益与经济效益[2]。由于技术创新具有投入高、周期长、收益不确定等特点,企业绿色技术创新意愿较低。因此,需要加大政府支持力度以增强企业创新意愿,如政府环保补助、税收优惠等。政府环境监管是指政府通过行政、法律等手段减少环境污染,减轻或消除环境损害,进而预防及遏止环境恶化,维护环境利益,实现环境正义的行为[3]。有学者研究指出,地方政府重视环境问题有助于企业绿色创新[4]。谢东明等[5]通过对A股重污染企业实证研究发现,地方政府加强环境监管是该类企业增加环保投资的重要驱动因素。因此,政府环境监管能够规范企业环境行为、强化企业环保意识,以及促进绿色技术创新,但鲜有文献深入探讨政府环境监管对企业绿色技术创新的影响及作用机制,难以为企业绿色技术创新提供理论指导和实践参考。
政府环境监管属于外部约束机制,可以通过内部控制这一内部治理机制影响企业经营与管理决策。李志斌[6]研究发现,内部控制对企业环境信息披露具有正向影响,且上述影响在重污染行业更显著;许瑜等[7]研究发现,在外部因素媒体关注对企业创新绩效的影响过程中,内部控制发挥中介作用,由此说明内外部治理因素结合对企业创新绩效的重要性。
探讨政府环境监管与企业绿色技术创新的关系需要进一步思考:政府环境监管如何影响企业绿色技术创新?企业内部控制、市场化水平能否对两者关系产生影响?如有影响,是何种影响?本文针对上述问题展开深入研究。
关于绿色技术创新的内涵,杨东等[8]认为,绿色技术创新是遵循生态原理、生态经济规律,通过节约资源与能源达到生态负效应最小化的技术、工艺和产品的总称。具体来说,绿色技术创新主要包括绿色产品设计、绿色材料、绿色工艺、绿色设备、绿色回收处理、绿色包装等技术创新[9]。国内外学者基于不同视角对绿色技术创新展开了深入研究,本文主要围绕政府监管、企业绿色技术创新和内部控制方面进行相关文献梳理。
国外相关研究主要集中在企业信息披露、投资决策和政府补贴方面。Kothari[10]、Bushee等[11]研究发现,为了监管证券市场中的歧视性信息披露(Selective Disclosure),2000年美国证券交易委员会(SEC)出台的《公平披露规则》(Reg FD)限制管理者在正式公开披露信息前向投资者泄露信息,从而确保企业在信息披露顺序方面更加公平;Frost[12]研究发现,政府颁布的强制性报告准则会影响企业环境信息披露;Leiter等[13]研究发现,严格的环境管制会对行业投资决策产生影响;Gray等[14]研究发现,当环境监管较为严格时,治污减排投资会挤占企业生产性投资;Yumi等[15]发现,较为宽松的国际监管环境会促使政府加大企业补贴力度,而企业会利用政府补贴进行有利于渐进式创新的开发研究,较少开展有利于突破式创新的基础研究。
国内关相关研究主要集中在企业环境信息披露、环境绩效和环保投资等方面。张学刚等[16]较早将政府监管与污染问题联系起来,并通过博弈分析探讨政府环境监管与企业污染治理的关系;沈洪涛等[17]研究发现,地方政府不仅能够通过加强环境监管促进企业环境信息披露,而且可以通过舆论监督促进环境信息披露;赵莉等[18]以政府监管作为调节变量进行研究,结果表明,较高的政府监管力度能够缓解环境信息披露对债务融资成本的影响;沈洪涛等[19]以2014年生态环境部的环保约谈作为准自然实验,发现被约谈地区企业环境绩效虽得到改善,但未能增加企业环保投资;谢东明等[5]发现,地方政府环境监管能够促进企业环保投资显著增加,且中央政府垂直监管能够进一步提升地方政府监管效率。也有学者从政府出台的重要环保政策出发,研究其对绿色创新的影响。例如,Zeng等[20]采用双重差分模型,检验垂直监管对区域绿色转型的促进作用;Li等[21]基于微观视角研究发现,中央环保督察能够显著促进中国上市公司实质性绿色创新。现有绿色技术创新的文献主要关注环境规制、高管特征等方面[22-24]。
综上所述,国内外关于政府环境监管的研究有限,且较少探究其与企业绿色技术创新的关系。鉴于此,本文以公众环境研究中心(以下简称为IPE)公布的2012—2019年120个城市沪深A股上市公司为研究样本,分析政府环境监管对企业绿色技术创新的影响,并进一步探讨内部控制、市场化水平的作用机制。本文研究贡献主要体现在以下方面:第一,从企业内部控制视角出发,探讨政府环境监管与企业绿色技术创新的关系,拓宽现有相关研究视角;第二,基于微观层面将政府环境监管与企业绿色技术创新联系起来,以丰富政府监管环境治理效应研究内容;第三,引入内部控制、市场化水平分别作为中介变量和调节变量,进一步探究政府环境监管对企业绿色技术创新的作用机制,可为完善环境监管机制提供理论参考与实践依据。
制度理论认为,合法性评价标准在企业正式行动前就已经包含在正式制度、非正式规范之中,而且这种合法性能够为企业带来利益相关者认同或所需资源。因此,企业需要避免合法性受到损害。为了获得合法性,企业需要重视绿色创新。
根据“波特假说”,适度的环境监管可以促进企业创新活动。虽然企业绿色创新需要耗费大量的人力、物力以及其它资源,但其带来的创新收益能够抵消创新过程中所耗费的成本,从而增强企业盈利能力。Ambec等[25]研究发现,政府监管是压力,但会驱使企业开展治污减排活动;席龙胜等[26]研究发现,政府监管强度越大,高管环保认知对绿色技术创新的促进作用越强。基于上述分析,本文提出如下假设:
H1:政府环境监管对企业绿色技术创新具有显著正向影响。
任何企业在发展过程中都会受外部环境(如政府监管和媒体关注等)和内部条件的影响。政府监管属于强制性“硬约束”,基于合法性理论,当政府对企业施加环境监管压力时,为了满足监管要求、维护自身利益,企业会加强内部控制建设。政府环境监管强度较高,意味着政府要求辖区企业合法合规程度较高,这一定程度上能够确保企业内部控制目标的实现。上述情况下,政府与企业不再是单纯的监督和被监督关系,两者相辅相成,共同促进企业朝着更好的方向发展。综上,政府环境监管有利于企业内部控制水平提升。基于此,本文提出如下假设:
H2:政府环境监管对企业内部控制具有显著正向影响。
内部控制由董事会、管理层和其他员工共同实施,是旨在提高企业经营效率和效果、财务报告可靠性,以及确保企业遵守相关法律法规的过程。关于内部控制与创新的关系,学界主要持“内部控制悖论”和“内部控制促进论”两种观点。其中,内部控制悖论认为,内部控制过度可能会使组织陷入保守甚至僵化状态,严重阻碍企业创新活动。内部控制促进论认为,内部控制能够发挥创新激励作用。例如,韩少真等[27]发现,内部控制可以通过降低技术创新成本、缓解代理问题以及降低创新风险3条路径促进技术创新。
在财务舞弊频频发生的背景下,美国国会加速通过了《萨班斯—奥克斯利法案》,之后建立了以财务报告为导向的企业内部控制体系。我国出台了《企业内部控制基本规范》,建立了以促进企业实现发展战略目标为导向的全面风险管理制度。因此,从监管初衷看,我国企业对待风险的态度是中性的。应动态管控风险,通过各种控制措施将其控制在最低水平,而不是将风险视为危险和损失[28]。内部控制虽然是约束机制,却能够规范企业行为,为创新活动提供内部条件合规性。因此,内部控制不会阻碍企业创新活动开展。
从信息传递方面看,内部控制可以有效促进信息沟通和传递,降低企业内部信息不对称程度,减少部门间利益冲突,增强协同创新意识,从而确保创新项目顺利实施。
在企业投资、信息披露和企业社会责任方面,内部控制能够提高企业投资效率并增加环保投资[29-30]。Huang等[31]认为,内部控制有利于企业绿色信息披露,而且内部控制5要素中的内部环境、信息与沟通对绿色信息披露的影响尤为显著。此外,内部控制水平较高的企业通常会主动承担社会责任,以树立良好的企业形象。来自利益相关者的正反馈能够激励企业开展更多技术创新活动,而且内部控制水平较高意味着企业创新过程中的风险会降低,从而促进创新效率提升[32]。基于上述分析,本文提出如下假设:
H3:内部控制对企业绿色技术创新具有显著正向影响。
企业治理受内外两方面因素影响,片面地强调单一因素难以达到有效治理目的。在面对外部压力时,企业生态创新响应能力会因其内部能力不同而存在差异。现有研究发现,外部驱动因素能够通过内部驱动因素对生态创新产生影响。因此,实现生态创新不能仅依靠外部因素,还要重视内部驱动因素的作用[33]。目前,鲜有研究将内部控制与政府环境监管作为影响因素纳入同一分析框架,以探讨二者与企业绿色技术创新的关系。基于上述分析,本文提出如下假设:
H4:内部控制在政府环境监管对企业绿色技术创新的影响过程中发挥中介作用。
市场化是指建立政府调节的市场经济体制,并形成统一的市场体系和市场运行机制。上述机制以市场需求为导向,通过公平竞争实现资源合理配置和效益最大化。在市场经济条件下,市场化水平成为实现地区创新协调发展与经济高质量增长的重要外部因素[34]。我国社会主义市场经济体制下,各地区资源禀赋、经济发展水平、历史因素、管理者执政水平不同,导致各地区市场化水平存在差异。地区市场化水平较高意味着市场在资源配置过程中的作用显著,企业能够享受到更多优质服务,因而有利于技术创新活动开展。相应地,在市场化水平较高地区,政府行政干预力度较小,故会弱化政府环境监管对企业绿色技术创新的影响。基于此,本文提出如下研究假设:
H5:市场化水平负向调节政府环境监管与绿色技术创新的关系。
综上所述,本文构建研究框架如图1所示。
图1 理论框架
Fig.1 Research framework
本文选取的工业企业是国民经济行业分类目录下的工业行业企业,具体包括采矿业、制造业和电力、热力、燃气及水生产和供应业。在此基础上,本文以IPE发布的2012—2019年120个城市沪深A股上市工业企业为研究对象,剔除ST、*ST和其它变量缺失样本,最终获得1 764家上市公司,共9 985个样本值。为消除极端值的影响,本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。
政府环境监管相关数据来自IPE发布的120个城市污染源监管信息公开指数(以下简称为“PITI指数”)报告。PITI指数的最新数据仅公布至2019年,故本文选取2012—2019年作为研究区间。企业绿色技术创新相关数据来自中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库;内部控制相关数据来自DIB内部控制与风险管理数据库(以下简称“迪博数据库”);市场化水平相关数据来自中国分省份市场化指数数据库,该指数的最新数据公布至2019年。
(1)企业绿色技术创新。企业绿色专利能够较好地反映绿色技术创新能力,尤其是科技含量较高的绿色发明专利。发明专利从申请到授权需要18～36个月的审查时间,相较于专利授权数据,专利申请数据能够更真实地反映企业绿色创新水平。因此,本文选取1+绿色发明专利申请量的自然对数作为企业绿色创新衡量指标。数据来源为中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库,该数据库根据《国际专利分类绿色清单》对上市公司发明专利申请的分类号进行统计,并列出了绿色发明专利申请量。
(2)政府环境监管。本文选取我国120个城市PITI指数衡量政府环境监管。PITI是旨在促进环境信息公开的指数,通过设置5个一级指标和8个二级指标的综合评价项目构建指数,能够较好地反映各城市环境监管强度。由于该指数仅涉及全国120个城市,故本文筛选注册地属于上述120个城市的工业企业,并采用相应的PITI指数衡量企业所受政府监管强度。
(3)内部控制。本文选取内部控制作为中介变量,并采用迪博数据库中的内部控制指数衡量。该指数将内部控制五大目标划分为基础、 经营、战略3个层级,可以全面衡量我国上市公司内部控制水平。
(4)市场化水平。本文选取市场化水平作为调节变量,采用中国分省份市场化指数数据库中的市场化指数衡量。该指数具有可比性,能够真实反映各省份市场化程度及变化。
(5)控制变量。现有研究中,控制变量一般包括企业基本特征、治理特征和财务表现3个方面。参考前人研究,本文选取企业上市年限(AGE)、产权性质(SOE)、第一大股东持股比例(TOP1)、代理成本(Agency)、总资产报酬率(ROA)、资产负债率(LEV)和企业成长性(Growth)作为控制变量。相关数据来自CSMAR数据库。
本文研究变量如表1所示。
表1 研究变量及说明
Table 1 Research variables and description
变量类型变量名称符号变量测量数据来源被解释变量绿色技术创新Patentln(1+绿色发明专利申请量)CNRDS数据库解释变量政府环境监管GESPITI指数公众环境研究中心(IPE)中介变量内部控制IC内部控制指数/100DIB内部控制与风险管理数据库调节变量市场化水平Market各省份的市场化指数中国分省份市场化指数数据库数据库控制变量上市年限AGE上市年限产权性质SOE国企为1,否则为0第一大股东持股比例TOP1企业第一大股东持股占比(%)代理成本Agency(销售费用+管理费用)/营业收入 (%)CSMAR数据库总资产报酬率ROA企业总资产报酬率 (%)资产负债率LEV企业资产负债率 (%)成长性Growth企业销售收入增长率 (%)行业industry行业固定效应年份year年份固定效应
以绿色技术创新作为被解释变量,参照温忠麟等[35]的研究成果,本文构建模型(1)～(6)。其中,模型(1)、模型(2)分别探究政府环境监管、内部控制对绿色技术创新的影响;模型(3)检验政府环境监管对内部控制的影响;模型(4)用以验证政府环境监管能否通过内部控制影响企业绿色技术创新,即内部控制的中介作用;模型(5)和模型(6)检验市场化水平在政府环境监管对企业绿色技术创新影响过程中的调节作用。
Patent=α0+α1GES+α2Control+μ+γ+ε
(1)
Patent=α0+α1IC+α2Control+μ+γ+ε
(2)
IC=α0+α1GES+α2Control+μ+γ+ε
(3)
Patent=α0+α1GES+α2IC+α3Control+μ+γ+ε
(4)
Patent=α0+α1GES+α2Market+α3Control+μ+γ+ε
(5)
Patent=α0+α1GES+α2Market+α3GES*Market+α4Control+μ+γ+ε
(6)
在上述模型中,Patent代表绿色技术创新,GES表示政府环境监管,IC表示内部控制,Market为市场化水平,Control表示控制变量,μ、γ分别为行业和年份固定效应,ε表示随机扰动项。
本文主要变量描述性统计结果如表2所示。由表2可知,中国120个城市工业企业整体绿色技术创新水平较低且存在较大差异。绿色技术创新(Patent)的均值和方差分别为0.429、0.821,最小值和中位数均为0,最大值为3.85。政府环境监管(GES)的均值为58.69,方差为13.92,说明不同城市政府环境监管强度具有较大差异。内部控制(IC)的中位数为6.655,最大值为8.203,说明有50%样本企业内部控制(IC)值介于6.655～8.203之间(较高水平),但最小值为0,说明部分企业内部控制水平较低。调节变量市场化水平(Market)的情况与内部控制(IC)类似,均值为9.496,中位数和最大值分别为9.75、11.49,说明大部分样本企业所处地区市场化水平较高,与现实相符。相较于低市场化水平地区,高市场化水平地区经济发展较好,工业企业数量较多。
表2 主要变量描述性统计结果
Table 2 Variable descriptive statistics
变量样本量均值标准差中位数最小值最大值Patent9 9850.4290.821003.850GES9 98558.6913.9261.602280.80IC9 9856.4211.2176.65508.203Market9 9859.4961.4969.7504.75011.49AGE9 98516.296.93614533SOE9 9850.3240.468001TOP19 98534.4614.4432.738.77073.06Agency9 98517.4412.0614.231.89662.43ROA9 9854.2585.8813.910-19.7321.01LEV9 98539.8719.3938.805.71686.73Growth9 98515.2331.5610.54-44.48175.1
各变量间相关系数如表3所示。由表3可知,各相关系数均小于0.8,各变量VIF值均小于2,且VIF均值为1.41,说明不存在多重共线性问题。政府环境监管(GES)与绿色技术创新(Patent)相关系数为0.060,说明政府环境监管对企业绿色技术创新具有显著正向影响。当面临更严格的环境监管时,为了达到环境监管要求,企业会加大研发投入,从而促进绿色发明专利产出增加。政府环境监管(GES)与企业内部控制(IC)的相关系数为0.065,说明当外部环境监管强度较大时,企业会更加重视内部控制建设。内部控制(IC)与绿色技术创新(Patent)的相关系数为0.074,说明当企业内部控制水平提高时,绿色技术创新产出会增加。上述相关性分析结果初步验证了政府环境监管、企业内部控制与企业绿色技术创新间的关系,为下文通过回归分析验证各变量间的关系奠定了基础。
表3 变量间相关系数
Table 3 Variable correlation coefficients
变量PatentGESICMarketAGESOETOP1AgencyROALEVGrowthPatent1GES0.060∗∗∗1IC0.074∗∗∗0.065∗∗∗1Market0.026∗∗∗0.566∗∗∗0.061∗∗∗1AGE0.058∗∗∗-0.244∗∗∗-0.065∗∗∗-0.283∗∗∗1SOE0.110∗∗∗-0.192∗∗∗-0.021∗∗-0.312∗∗∗0.559∗∗∗1TOP10.025∗∗-0.032∗∗∗0.094∗∗∗-0.037∗∗∗0.008 000.205∗∗∗1Agency-0.099∗∗∗-0.006 00-0.041∗∗∗-0.002 00-0.133∗∗∗-0.199∗∗∗-0.095∗∗∗1ROA0.023∗∗0.081∗∗∗0.401∗∗∗0.111∗∗∗-0.169∗∗∗-0.149∗∗∗0.108∗∗∗0.030∗∗∗1LEV0.183∗∗∗-0.084∗∗∗-0.132∗∗∗-0.150∗∗∗0.383∗∗∗0.329∗∗∗0.049∗∗∗-0.333∗∗∗-0.389∗∗∗1Growth0.018∗0.061∗∗∗0.170∗∗∗0.034∗∗∗-0.112∗∗∗-0.106∗∗∗-0.030∗∗∗-0.049∗∗∗0.279∗∗∗-0.003 001
注：*表示 p<0.1,**表示 p<0.05,***表示 p<0.01;下同
(1)政府环境监管对企业绿色技术创新的影响。表4列(1)～(4)为政府环境监管(GES)对企业绿色技术创新(Patent)影响的回归结果。列(1)为混合OLS模型,列(2)、列(3)分别加入行业和年份固定效应,列(4)同时加入行业和年份固定效应。模型回归结果显示,政府环境监管(β分别为0.005、0.004、0.005、0.004,p<0.01)对企业绿色技术创新具有显著正向影响。由此,H1得到验证。
表4 政府环境监管、内部控制与企业绿色技术创新检验结果
Table 4 Test results of government environmental supervision, internal control and green technology innovation
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)PatentPatentPatentPatentPatentICPatentGES0.005∗∗∗0.004∗∗∗0.005∗∗∗0.004∗∗∗0.006∗∗∗0.004∗∗∗IC0.055∗∗∗0.052∗∗∗AGE-0.005∗∗∗-0.001-0.005∗∗∗-0.001-0.001-0.005∗∗-0.000SOE0.164∗∗∗0.174∗∗∗0.168∗∗∗0.175∗∗∗0.155∗∗∗0.164∗∗∗0.167∗∗∗TOP1-0.001-0.001-0.001-0.001-0.0010.003∗∗∗-0.001Agency-0.001∗∗0.003∗∗∗-0.002∗∗∗0.003∗∗∗0.003∗∗∗-0.004∗∗∗0.003∗∗∗ROA0.016∗∗∗0.021∗∗∗0.016∗∗∗0.021∗∗∗0.017∗∗∗0.077∗∗∗0.016∗∗∗LEV0.009∗∗∗0.009∗∗∗0.009∗∗∗0.009∗∗∗0.009∗∗∗-0.0000.009∗∗∗Growth-0.000-0.001∗∗∗-0.001∗∗-0.001∗∗∗-0.001∗∗∗0.003∗∗∗-0.001∗∗∗_cons-0.170∗∗∗-0.283∗∗∗-0.283∗∗∗-0.385∗∗∗-0.484∗∗∗5.939∗∗∗-0.695∗∗∗r20.0550.1350.0580.1380.1400.2050.143r2_a0.0550.1320.0570.1330.1350.2000.138industryYESYESYESYESYESyearYESYESYESYESYES
(2)政府环境监管、内部控制与企业绿色技术创新的关系。表4列(5)～(7)主要验证政府环境监管(GES)、内部控制(IC)和企业绿色技术创新投入(RD)间的关系。由列(5)(6)可知,内部控制(IC)(β=0.055,p<0.01)对企业绿色技术创新(Patent)具有显著正向影响,政府环境监管(GES)(β=0.006,p<0.01)对内部控制(IC)具有显著正向影响。由此,验证了H3和H2。由列(7)可知,内部控制(IC)(β=0.052,p<0.01)在政府环境监管(GES)对绿色技术创新(Patent)的影响过程中发挥中介作用,且为部分中介作用(β=0.004,p<0.01)。由此,H4得到验证。
(3)市场化水平的调节作用。为了验证市场化水平在政府环境监管与企业绿色技术创新间的调节作用,本文引入市场化水平与政府环境监管的交互项(Market*GES)并进行回归分析。表5列(1)表明,加入市场化水平(Market)后,政府环境监管(GES)对企业绿色技术创新(Patent)的影响显著为正(β=0.004,p<0.01)。由列(2)可知,加入市场化水平与政府环境监管的交互项(Market*GES)后,政府环境监管(GES)(β为0.015,p<0.01)对绿色技术创新(Patent)的影响显著为正,但交互项(β为-0.001,p<0.01)对绿色技术创新(Patent)的影响显著为负。现实中,市场化水平较高地区,市场在地方经济发展中发挥主导作用,政府对企业的干预力度较小。因此,市场化水平在政府环境监管对企业绿色技术创新的影响过程中发挥负向调节作用。由此,H5得到验证。
表5 市场化水平的调节作用检验结果
Table 5 Moderating effect test results of marketization level
变量(1)(2)GES0.004∗∗∗0.015∗∗∗Market0.0090.073∗∗∗Market∗GES-0.001∗∗∗AGE-0.001-0.001SOE0.180∗∗∗0.178∗∗∗TOP1-0.001-0.001Agency0.003∗∗∗0.003∗∗∗ROA0.020∗∗∗0.020∗∗∗LEV0.009∗∗∗0.009∗∗∗Growth-0.001∗∗∗-0.001∗∗∗_cons-0.435∗∗∗-1.006∗∗∗r20.1380.139r2_a0.1330.134industryYESYESyearYESYES
(1)市场化水平异质性。市场化水平的中位数为9.75(见表2),据此将样本企业划分为低市场化水平组、高市场化水平组,样本量分别为5 176、4 809,回归结果如表6列(1)(2)所示。结果表明,政府环境监管对绿色技术创新的显著正向影响仅存在低市场化水平组,而在市场化水平较高组,政府环境监管对企业绿色技术创新的影响不显著。
表6 异质性分析结果
Table 6 Heterogeneity analysis results
变量低市场化水平组高市场化水平组国有企业非国有企业GES0.006∗∗∗0.0020.007∗∗∗0.003∗∗∗AGE-0.0020.001-0.010∗∗∗0.001SOE0.206∗∗∗0.077∗0.0000.000TOP1-0.001-0.000-0.000-0.001Agency0.0010.006∗∗∗-0.006∗∗∗0.005∗∗∗ROA0.024∗∗∗0.018∗∗∗0.025∗∗∗0.020∗∗∗LEV0.008∗∗∗0.009∗∗∗0.006∗∗∗0.010∗∗∗Growth-0.001∗∗∗-0.001∗∗-0.001∗∗-0.001∗∗∗_cons-0.416∗∗∗-0.331∗∗∗0.099-0.381∗∗∗N5 1764 8093 2406 745r20.1440.1610.1570.149r2_a0.1350.1510.1450.143industryYESYESYESYESyearYESYESYESYES
(2)企业所有制异质性。根据企业所有制将样本企业分为国有企业组和非国有企业组,回归结果见表6列(3)(4)所示。由表4列(4)可知,政府环境监管对企业绿色技术创新的影响系数β为0.004(p<0.01)。在国有企业组和非国有企业组,政府环境监管对企业绿色技术创新的影响系数β分别为0.007、0.003,且p值均小于0.01。由此说明,相较于非国有企业,政府环境监管对国有企业绿色技术创新的影响更显著。此外,国有企业绿色技术创新的均值为0.56,大于非国有企业绿色技术创新的均值0.37。
(1)剔除直辖市样本。由于行政区划分的特殊性,直辖市政府环境监管与其它地级市有所不同。因此,本文剔除直辖市样本。重新进行回归分析,结果见表7列(1)。结果显示,政府环境监管对企业绿色创新的影响显著为正。
表7 稳健性检验结果
Table 7 Robustness test results
变量剔除直辖市样本解释变量滞后一期替换被解释变量Tobit模型PatentPatentPercentPatentGESt-10.004∗∗∗GES0.004∗∗∗0.114∗∗∗0.004∗AGE0.000-0.002-0.167∗∗∗0.007SOE0.159∗∗∗0.210∗∗∗8.600∗∗∗0.347∗∗∗TOP1-0.002∗∗-0.001-0.063∗∗-0.003Agency0.004∗∗∗0.004∗∗∗0.150∗∗∗0.001ROA0.019∗∗∗0.025∗∗∗0.682∗∗∗0.021∗∗∗LEV0.009∗∗∗0.009∗∗∗0.246∗∗∗0.008∗∗∗Growth-0.001∗∗-0.000-0.025∗∗-0.002∗∗∗_cons-0.349∗∗∗-0.402∗∗∗-3.575-1.795∗∗∗N8 0908 1129 9859 985r20.1430.1500.086r2_a0.1380.1440.081industryYESYESYESYESyearYESYESYESYES
(2)被解释变量滞后一期。考虑到政府环境监管强度变化与企业绿色技术创新活动的滞后性,本文将核心解释变量(GES)滞后一期,并对经过滞后处理的8 112条数据进行分析,结果见表7列(2)。结果显示,政府环境监管对绿色技术创新的影响仍显著为正。
(3)替换被解释变量。本文采用企业绿色发明专利申请量占绿色发明专利、绿色实用新型专利申请量之和的比重(Percent)衡量绿色技术创新,回归结果见表7列(3)。结果表明,政府环境监管对绿色技术创新发挥促进作用,与基准回归结果一致。
(4)Tobit模型。样本中,部分企业绿色发明专利申请量为0,可能会导致回归结果出现偏差。因此,本文采用Tobit模型重新估计政府环境监管对企业绿色技术创新的影响,结果如表7列(4)所示。结果显示,政府环境监管(GES)的影响系数为0.040(p<0.1)。由此表明,替换模型后,政府环境监管对企业绿色技术创新仍发挥促进作用。
本文以2012—2019年中国120个城市沪深A股上市工业企业为研究对象,探讨政府环境监管对企业绿色技术创新的影响,揭示企业内部控制的中介作用,以及市场化水平的调节作用,得出如下研究结论:
(1)政府环境监管对企业绿色技术创新具有显著正向影响。在深入推进我国生态环境治理体系建设过程中,政府环境监管发挥关键作用。作为强制性外部监督机制,来自政府的合法性压力会促使企业关注环境污染问题。随着政府环境监管力度加大,企业绿色技术创新投入和产出均呈现增长趋势。对于未达到政府环境监管要求的企业而言,其面临罚款、责令停产停业等处罚。同时,受罚企业的形象和声誉会受到负面影响,这些无形损失对企业同样重要。因此,为了防止自身利益受损,企业会实施绿色技术创新行为。
(2)内部控制在政府环境监管对企业绿色技术创新的影响过程中发挥中介作用。具体而言,面对外部环境变化,企业会健全内部控制制度以确保控制目标实现。较高的内部控制水平不仅能够降低企业创新活动风险,而且可以促使企业积极主动地承担社会责任,进而对企业绿色技术创新产生积极影响。
(3)市场化水平负向调节政府环境监管与企业绿色技术创新的关系。具体而言,市场经济条件下,市场在资源配置过程中发挥决定性作用,政府的主要作用是维持公平竞争环境、防范市场失灵。相较于低市场化水平地区,高市场化水平地区政府环境监管力度较小,该地区企业对政府调控的依赖程度较低。因此,市场化水平在政府环境监管对企业绿色技术创新的影响过程中发挥负向调节作用。
(1)政府应加强制度环境建设,尤其对于非国有企业,应适度加大环境监管力度。本文进一步证实,政府环境监管对企业绿色技术创新、内部控制均具有显著正向影响。异质性分析结果表明,相较于非国有企业,政府环境监管对国有企业绿色技术创新的影响更显著。“双碳”背景下,政府应加大对非国有企业的环境监管力度,逐步完善环境监管体系,通过构建问责体系与问责机制,不断提高环境监管效率。
(2)在市场化水平较低地区,应进一步深化市场化改革,从而提高当地市场化水平。本文发现,市场化水平负向调节政府环境监管与企业绿色技术创新的关系。分组回归结果表明,仅在市场化水平较低地区,政府环境监管才能对企业绿色技术创新发挥显著促进作用。在市场化水平较低地区,企业创新资源和创新动力相对不足。因此,政府应不断完善和规范市场环境,帮助企业获取创新资源、增强创新动力,最终促进企业绿色技术创新水平提升。
(3)企业应加强内部控制建设,优化内部控制体系。本文发现,政府环境监管能够敦促企业提高内部控制水平,从而促进企业绿色技术创新水平提升。因此,合理的政府环境监管下,作为有利于企业提高生产经营效率与经济效益、降低研发活动风险的内部因素,内部控制应受到企业高度重视。
本文存在以下局限:第一,本研究采用PITI指数衡量政府环境监管,该指数虽然具有系统性、及时性、完整性等优点,但仅涉及全国120个城市,一定程度上限制了样本选取范围,未能全面展示所有地级市政府监管状况。未来可以对政府立法水平、执法力度方面进行深入研究。第二,本研究主要基于企业内部控制视角探究政府环境监管对企业绿色技术创新的作用机制,实践中可能存在其它内部因素发挥中介作用。因此,未来可基于其它研究视角,进一步分析政府环境监管对企业绿色技术创新的影响。
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