鄧學衷

(長沙理工大學 經(jīng)濟與管理學院，湖南 長沙 410004)

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減排管制強度與企業(yè)投資行為
——來自重污染上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

鄧學衷

(長沙理工大學 經(jīng)濟與管理學院，湖南 長沙 410004)

環(huán)境管制強度會引發(fā)企業(yè)投資行為的策略回應。文章以2008年至2011年我國重污染行業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，基于企業(yè)所處行業(yè)和地區(qū)省份的減排管制政策，研究減排管制強度對企業(yè)投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，減排管制強度能激勵企業(yè)增加投資，促進環(huán)境友好技術創(chuàng)新，且沒有導致企業(yè)生產(chǎn)設備投資的“擠占效應”。同時，研究結論為進一步明確我國企業(yè)減排的分類激勵政策、推進企業(yè)綠色改造升級提供了參考依據(jù)。

減排管制；減排補貼；企業(yè)投資；環(huán)境友好技術創(chuàng)新

在市場經(jīng)濟體國家和地區(qū)，環(huán)境管制一直被作為推動企業(yè)技術創(chuàng)新、減少環(huán)境負面影響的有效手段。在綠色發(fā)展理念下，我國政府采取了污染治理與提高減排管制強度雙管齊下的政策，到2013年，我國環(huán)境污染治理投資總額為9 037.2億元，占GDP的1.67%；但減排管制強度與直接的污染治理投資不同，它是通過引導企業(yè)的投資行為實現(xiàn)企業(yè)長期減排目標，獲得企業(yè)轉型升級與清潔生產(chǎn)相統(tǒng)一的效果。在理論上，提高環(huán)境管制強度將導致企業(yè)投資行為的變化，而這些變化又與一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展階段相聯(lián)系。因此，檢驗減排管制強度與企業(yè)投資行為的變化，既有助于企業(yè)在戰(zhàn)略層面構建綠色升級的財務激勵機制，又是環(huán)境監(jiān)管機構進一步運用減排政策引導企業(yè)投資方向和技術創(chuàng)新的參考點。

一、理論分析與研究假說

已有的研究證實，環(huán)境管制強度對企業(yè)投資行為的影響是復雜的。Pablo del Río等對2000-2006年西班牙工業(yè)企業(yè)的研究證實，政府有效地強制執(zhí)行現(xiàn)有的管制以提高環(huán)境管制強度，可以促使企業(yè)增加環(huán)境技術投資[1]。Andrea等通過對歐洲制造行業(yè)1998-2007年的研究證實，環(huán)境管制對企業(yè)各類投資均有不同程度的積極反應，隨著環(huán)境管制強度的提高企業(yè)投資會增加，但增加的幅度逐漸減弱[2]。但是，Wayne & Ronald的實證研究指出，提高環(huán)境管制強度可以引導新建公司選擇低污染技術投資，但對現(xiàn)有企業(yè)而言，較高的經(jīng)營維持成本使得環(huán)境管制強度與企業(yè)每年的投資支出基本沒有關系[3]。Ulph & Ulph認為，嚴格的環(huán)境管制對企業(yè)投資行為的影響存在相互矛盾的關系：一方面，提高環(huán)境管制強度可以鼓勵企業(yè)增加環(huán)境友好技術的研發(fā)支出；另一方面，嚴格的環(huán)境管制增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，導致企業(yè)減少產(chǎn)量，引起企業(yè)投資不足[4]。

總體來說，隨著環(huán)境管制強度的提高，企業(yè)會增大投資，以便擺脫環(huán)境污染稅、排污權交易許可對企業(yè)經(jīng)營的約束，同時又可以獲得環(huán)境管制機構的減排補貼，直接增加財務收益。因此筆者以此為依據(jù)提出假設1：

H1：減排管制強度與企業(yè)投資支出水平正相關。

企業(yè)R&D投資是推動企業(yè)環(huán)境友好技術創(chuàng)新、改進工藝流程的直接動力。在競爭性市場中，Ian W. H. Parry證實，污染排放稅比排污許可權能更有效地激勵企業(yè)投資減排技術[5]。Nori Tarui等提出，環(huán)境友好技術外溢會降低競爭對手的成本，隨著環(huán)境政策隨污染程度不斷調整，引導企業(yè)投資環(huán)境友好技術的諸多政策工具中，污染排放稅的激勵效果最好[6]。以R&D投資為基礎的環(huán)境友好技術創(chuàng)新，不僅是污染預防和治理的持續(xù)改進，更重要的是改進流程，提高資源能源的利用效率，重新確立企業(yè)以環(huán)境友好技術為依托的內在競爭力[7]，獲得生態(tài)溢價。從價值創(chuàng)造來看，波特與Ki-Hoon Lee 等指出，在國際環(huán)境協(xié)議要求下，企業(yè)的環(huán)境R&D投資影響環(huán)境業(yè)績與財務業(yè)績的關系，遵循環(huán)境管制提升企業(yè)價值[8]。因此，通過環(huán)境技術創(chuàng)新提高污染治理效果是企業(yè)適應環(huán)境管制強度的基本路徑。以此為依據(jù)，提出假設2：

H2：減排管制強度與企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新正相關。

在相同的污染管制情境下，不同企業(yè)的減排能力和減排成本存在異質性[9]。當一個企業(yè)在減排方面花費了大量資金，就會減少其他生產(chǎn)性資金的投入，企業(yè)的減排設備投資增加，可能擠占企業(yè)其他生產(chǎn)性設備投資量。Jaffe等對美國制造企業(yè)的研究證實，環(huán)境管制機構的污染減排管制給企業(yè)造成額外的成本負擔，隨著成本的增加會引起“擠出效應”，使企業(yè)減少其他方面的投資[10]。Wayne & Ronald的研究表明，污染減排投資與生產(chǎn)性非減排投資顯著負相關，一個企業(yè)在減排方面花費大量資金就會擠出非減排生產(chǎn)性投資，企業(yè)投資減排新設備的能力主要取決于企業(yè)的利潤水平[3]。Nathan E. Hultman等對印度、巴西企業(yè)的研究證實，預期財務收益是管理者做出CDM投資的基本動機[11]。基于此，提出假設3：

H3：減排管制強度與企業(yè)生產(chǎn)性設備投資負相關。

由于企業(yè)技術能力的差異，環(huán)境管制機構為了鼓勵企業(yè)的環(huán)境技術研發(fā)，往往提供一定的政府補貼。我國政府對企業(yè)減排和綠色發(fā)展的補貼包括財政貼息、研究開發(fā)補貼、政策性補貼等。Geoffrey Heal等證實，企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新存在外溢效應，當邊際減排成本隨投資增加時，可能引起企業(yè)在減排技術方面的過度投資[12]。從企業(yè)實踐看，在減排技術合作中增加環(huán)境R&D補貼，是非常有效的政策激勵[12]。Enrico Saltari 等指出，在減排補貼的情境下，由于減排資本的補貼依賴于企業(yè)收益的現(xiàn)值，隱含的污染成本抵消了補貼政策的收益，并可能引起企業(yè)減少投資；當減排補貼能增加企業(yè)的財務收益時，企業(yè)就產(chǎn)生了投資環(huán)境友好技術的激勵[13]。基于此，筆者提出假設4：

H4：減排補貼與企業(yè)環(huán)境友好技術創(chuàng)新正相關。

二、樣本選擇、變量定義與模型構建

(一)樣本選擇與變量定義

本文選擇我國重污染行業(yè)的上市公司為研究對象。根據(jù)國家統(tǒng)計局六大高耗能行業(yè)的界定及《上市公司環(huán)境信息披露指南》中的重污染行業(yè)的定義以及環(huán)境保護部〔2008〕373號關于印發(fā)《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》中對污染行業(yè)的規(guī)定，本文將重污染行業(yè)界定為塑料制造業(yè)，電力、蒸汽熱水的生產(chǎn)和供應業(yè)，石油和天然氣開采業(yè)，煤炭采選業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，造紙印刷業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，紡織業(yè)，橡膠制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)等12個具體行業(yè)類型。

本文選擇了2008年至2011年樣本數(shù)據(jù)，剔除資料不全、數(shù)據(jù)缺失以及財務虧損的企業(yè)，獲得1 117個樣本公司。樣本公司的數(shù)據(jù)來自滬深交易所及相應年度的《中國環(huán)境年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計公報》，其他財務數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

與大多數(shù)研究一致，本文用資產(chǎn)負債表中的無形資產(chǎn)凈額和研究開發(fā)支出之和與上期末企業(yè)總資產(chǎn)之比，作為企業(yè)減排技術創(chuàng)新能力的替代變量。企業(yè)投資總額與新企業(yè)技術創(chuàng)新研發(fā)支出之差被用來度量企業(yè)生產(chǎn)設備投資。此外，借鑒已有的研究，將企業(yè)成長能力、自由現(xiàn)金流量、資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、政府補貼、現(xiàn)有技術能力作為控制變量。在相同的減排管制情境下，企業(yè)已有的技術能力差異會導致減排成本的顯著不同。在主流的研究中，用專利申請數(shù)度量企業(yè)已有的技術能力是比較可靠的[14]?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，研究使用三種專利申請數(shù)和授權數(shù)來度量企業(yè)的現(xiàn)有技術能力。各個變量的具體含義及其度量方法如表1所示。

(二)減排管制強度的度量

減排管制強度的度量沒有一致的標準。已有研究中，單位污染物的排污費征收額[15]，一省治理工業(yè)污染的總投資與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營成本的比值及治理工業(yè)污染的總投資與工業(yè)增加值的比值[16]等指標均被用于度量減排管制強度。Sonia Ben Kheder 和 Natalia Zugravu認為環(huán)境監(jiān)管強度是一個綜合指標，他們用每十億美元GDP獲得ISO14001證書的企業(yè)數(shù)、能源效率、政府簽署的多邊環(huán)境協(xié)議數(shù)量、每百萬人口中國際非政府組織(INGO)的成員數(shù)四個指標并賦予相應的權重度量環(huán)境管制強度[17]。但是，這些度量減排管制強度的方法并沒有針對具體企業(yè)行為。對某個具體的企業(yè)而言，減排成本要受到自身技術能力和財務能力的制約，同時又受到行業(yè)與所處的地域省份關于減排指標的影響，因而其合規(guī)的減排監(jiān)管強度既與它所處的行業(yè)相關，又與它所在的省份相聯(lián)系。因此，本文用綜合指標來度量企業(yè)必須合規(guī)的減排管制強度：綜合考慮不同省份和不同地區(qū)的三廢達標率、單位產(chǎn)值污染治理額、單位產(chǎn)值研究與實驗經(jīng)費支出，并借鑒Sonia Ben Kheder 等人的研究按照這些指標的其影響程度分別賦予0.5，0.25和0.25的權重進行計算，具體指標度量如表2所示。

附注：i,t為i公司第t年度數(shù)據(jù)；i,t-1為i公司第t-1年度數(shù)據(jù)

(三)回歸模型的構建

為了檢驗H1、H2、H3與H4，本文建立回歸方程(1)和(2)如下：

f(Ii,t/Ki,t-1,R&Di,t/Ki,t-1,Pri,t/Ki,t-1)=β0+β1ERSi,t+β2X+εi,t

(1)

R&Di，t/Ki，t-1=β0+β1Subi，t+β2Fri，t-1+β3Tobin′Qi，t-1+β4CFi，t-1/Ki，t-1+β5TLi，t+β6Sizei，t-1+εi，t

(2)

其中，方程(1)中的X為多個控制變量構成的向量，包括Fri，t-1、Tobin′Qi，t-1、CFi，t-1/Ki，t-1、TLi，t、Sizei，t-1、Subi，t。i代表企業(yè)，t代表年份，ε為隨機擾動項。

三、實證結果及分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計特征

表3列出了變量的描述性統(tǒng)計特征，樣本企業(yè)投資(Ii，t/Ki，t-1)支出的均值為0.09，標準差為0.09，表明樣本企業(yè)的投資呈穩(wěn)定狀態(tài)；研發(fā)支出(R&Di，t/Ki，t-1)的均值為0.06，且標準差為0.07，說明樣本企業(yè)的技術創(chuàng)新投入總體上比較平穩(wěn)；生產(chǎn)性設備投資(Pri，t/Ki，t-1)的最大值為0.66，最小值是-0.55，標準差為0.11，說明樣本企業(yè)的生產(chǎn)性設備投資有較大的差異。減排管制強度(ERSi，t)的均值為1.06，說明減排管制的強度在不同行業(yè)和地區(qū)省份之間有較大的差異，而這種差異直接影響企業(yè)減排成本。資產(chǎn)負債率(Fri，t-1)的均值為0.50，說明企業(yè)的資產(chǎn)負債率處于合理的區(qū)間；成長能力(Tobin′Qi，t-1)的均值為1.93，標準差為1.32，說明樣本企業(yè)成長機會有較大的差異。自由現(xiàn)金流量(CFi，t-1/Ki，t-1)的均值為0.07，表明樣本企業(yè)的現(xiàn)金流不充足。此外，樣本企業(yè)所在行業(yè)的專利申請數(shù)(TLi，t)、政府減排補貼(Subi，t)均有明顯的差異。

表3 變量的描述性統(tǒng)計結果

表4列出了所有變量間的Pearson相關系數(shù)矩陣?？梢钥闯?，企業(yè)投資(Ii，t/Ki，t-1)支出、研發(fā)支出(R&Di，t/Ki，t-1)與減排管制強度(ERSi，t)顯著正相關，表明減排管制強度可以提高企業(yè)投資水平，促進環(huán)境技術創(chuàng)新；生產(chǎn)性設備投資(Pri，t/Ki，t-1)與減排管制強度(ERSi，t)負相關；研發(fā)支出(R&Di，t/Ki，t-1)與政府減排補貼(Subi，t)正相關。同時，其他解釋變量之間的不存在高度的相關性，表明解釋變量間存在共線性的可能性很小。

表4 變量間的Pearson相關系數(shù)矩陣

注：***、**、*分別表示結果在1%，5%，10%的水平上顯著(雙尾)。

(二)回歸結果及分析

表5報告了模型的回歸檢驗結果。從結果可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)投資(Ii，t/Ki，t-1)支出(模型1)與減排管制強度在10%的水平上顯著正相關，表明減排管制強度有利于引導企業(yè)增加投資，支持了假設1。研發(fā)支出(R&Di，t/Ki，t-1)(模型2)與減排管制強度在1%的水平上顯著正相關，說明減排管制強度對企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新有導向性的激勵作用，支持了假設2；同時，該結果也進一步支撐了假設1，隨著節(jié)能減排政策措施的不斷完善，企業(yè)投資進行環(huán)境友好技術創(chuàng)新的激勵增強。生產(chǎn)性設備投資(Pri，t/Ki，t-1)(模型3)與減排管制強度(ERSi，t)負相關，系數(shù)為-4.5%，但不顯著；說明目前情況下，我國的減排管制強度沒有明顯的擠占企業(yè)生產(chǎn)設備投資的效應，假設3沒有得到支持。研發(fā)支出(R&Di，t/Ki，t-1)(模型4)與政府減排補貼在5%的水平顯著正相關，

表5 回歸檢驗結果

注：***、**、*分別表示結果在1%，5%，10%的水平上顯著，括號內數(shù)字為t值。

說明減排補貼對企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新有直接的激勵作用，支持了假設4。

另外，從模型的控制變量來看，出現(xiàn)了“反托賓”現(xiàn)象，可能的原因是：托賓Q值較大的企業(yè)屬于基礎產(chǎn)業(yè)，其資產(chǎn)的專用性使得進退的難度較大；而托賓Q值相對較低的企業(yè)主要在競爭性行業(yè)，托賓Q可能處在失靈區(qū)。企業(yè)現(xiàn)有的技術能力(TLi，t)與企業(yè)投資規(guī)模負相關，說明技術能力差的企業(yè)需要大量的投資進行技術升級。企業(yè)的成長能力(Tobin′Qi，t-1)、自由現(xiàn)金流量(CFi，t-1/Ki，t-1)均與企業(yè)研發(fā)支出顯著正相關，與預期結果一致。企業(yè)的現(xiàn)有技術能力及企業(yè)規(guī)模(Sizei，t-1)與研發(fā)支出顯著負相關，可能是規(guī)模較大、技術能力強的企業(yè)比較容易達到環(huán)境管制機構的減排指標，與中小企業(yè)相比，其減排成本具有明顯優(yōu)勢，這類企業(yè)缺乏進一步環(huán)境技術創(chuàng)新的動力。

四、穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結果的可靠性，本文采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：首先，以(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金)/總資產(chǎn)替換企業(yè)投資支出，以企業(yè)銷售收入增長率(GSRi，t)替換企業(yè)的托賓Q值對模型(1)重新進行回歸；以企業(yè)的固定資產(chǎn)增長率替換企業(yè)的生產(chǎn)設備投資，企業(yè)的銷售收入增長率(GSRi，t)替換托賓Q值對模型(3)重新回歸。其次，參照DiegoPrior等的穩(wěn)健性檢驗方法[18]，將樣本企業(yè)分為東部與中西部兩組，分別進行回歸。穩(wěn)健性檢驗結果如表6所示。

表6的結果表明，企業(yè)的投資支出與減排管制強度正相關，并在10%的水平上顯著；企業(yè)研發(fā)投資與減排管制強度分別在1%和10%的水平上顯著正相關；企業(yè)研發(fā)支出與政府減排補貼在5%的水平上顯著正相關；企業(yè)的生產(chǎn)設備投資與減排管制強度負相關，但不顯著。同時，控制變量系數(shù)的符號也沒有發(fā)生實質性的改變，說明模型回歸的結果是可靠的。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

注：***、**、*分別表示結果在1%，5%，10%的水平上顯著，括號內數(shù)字為t值。

五、結論及政策啟示

本文基于企業(yè)所處行業(yè)和地區(qū)省份的減排管制政策，研究了減排管制強度對企業(yè)投資支出、環(huán)境友好技術研發(fā)投資支出、生產(chǎn)性設備投資支出等企業(yè)投資行為的影響。研究結果發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)的總投資支出與減排管制強度顯著正相關，說明減排管制強度有利于引導企業(yè)增加投資；在現(xiàn)有減排管制條件下，技術能力較差的企業(yè)的投資水平不足，需要增加投資進行技術升級。(2)減排管制強度對企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新有導向性的激勵作用。但是，規(guī)模大和技術能力強的企業(yè)比較容易達到環(huán)境管制機構的減排標準，與中小企業(yè)相比，其減排成本具有明顯優(yōu)勢，這類企業(yè)反而缺乏進一步進行環(huán)境技術創(chuàng)新的動力。同時，減排補貼對企業(yè)的環(huán)境友好技術創(chuàng)新有直接的激勵作用。而且，在目前情況下，我國的減排管制強度沒有明顯的擠占企業(yè)生產(chǎn)設備投資的效應。

本文的研究結論為節(jié)能減排激勵政策的進一步細化提供了啟示：為了加快我國企業(yè)的綠色改造升級，提高減排管制強度有利于激勵企業(yè)進行環(huán)境友好技術創(chuàng)新。但是，技術能力較好的規(guī)模企業(yè)由于減排成本的優(yōu)勢，在環(huán)境技術創(chuàng)新方面可能動力不足。因而在政策工具的選擇上，技術能力較好的規(guī)模企業(yè)可以側重于排污權交易；中小規(guī)模企業(yè)的綠色改造涉及到企業(yè)流程、生產(chǎn)技術和產(chǎn)品的全面轉型升級，應成為政府減排補貼的重點支持對象。

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Emission Regulatory Intensity and Corporate Investment Behavior: Empirical Evidence from Heavy Pollution Listed Corporations

DENGXue-zhong

(SchoolofEconomicsandManagement,ChangshaUniversityofScienceandTechnology,Changsha,Hunan410114,China)

Environmental regulatory intensity leads to the strategic response of corporate investment behavior. Based on the data of A-share listed company from 2008 to 2011 in heavy pollution industry and emission policy of industry and region provinces, this paper examines the impacts of emission regulatory intensity on corporate investment behavior. The result shows that emission regulatory intensity can stimulate corporations to increase investment, and promote the innovation of environmental friendly technologies. However, it did not result in the"crowding-out effect"of corporate investment. These conclusions provide a reference for improving the emission policy, and promoting the green transformation and upgrading of enterprises in China.

emission regulation; emissions allowances; corporate investment; innovation of environmentally friendly technologies

2016-08-09基金項目：國家社科基金項目(10BGL065)；中國會計學會招標項目(2015KJB038)成果作者簡介：鄧學衷(1966-)，男，湖南武岡人，教授，管理學博士，主要從事社會和環(huán)境管理會計研究。

第31卷第5期2016年9月長沙理工大學學報(社會科學版)JOURNALOFCHANGSHAUNIVERSITYOFSCIENCE&TECHNOLOGY(SOCIALSCIENCE)Vol．31No．5Sept．2016

F205；F275；F224

A

1672-934X(2016)05-0107-08

10.16573/j.cnki.1672-934x.2016.05.018