杜 剑 江美玲 杨 杨

1.贵州财经大学会计学院 2.贵州财经大学大数据应用与经济学院

一、引言

“十四五”规划提出，要大力发展绿色经济，构建市场导向的绿色技术创新体系，实施绿色技术创新攻关行动，推动绿色转型。企业既是经济发展的推动者，也是环境问题的主要制造者，在平衡经济发展与环境保护之间具有重要作用。然而，由于参与环境保护的成本远高于其带来的收益，企业主动进行环境治理意愿低。所以，发挥政府监管作用对提高企业保护生态环境的效应至关重要，企业进行生态环境保护的一个重要表现就是进行绿色创新。那么通过加强地方政府的环境监管是否会促进企业进行绿色创新呢？如果促进，那么地方政府环境监管促进企业绿色创新的作用机制是什么？

中国经济发展处于转型阶段，协调好经济发展与保护生态环境之间的关系尤为重要。绿色创新是协调环境保护与经济增长的关键因素，不仅有利于保护环境实现经济高质量发展目标，还有利于促进企业长期发展。绿色创新作为企业进行环境治理的一种方式，不仅能使企业环境违规成本减少，还能推进企业生产绿色环保型新产品，有利于其提前占据新市场，扩大市场份额，取得绿色竞争优势，最终促进企业绩效增长。而企业进行绿色创新的成本与收益并不对等，往往呈现出投入资金多、周期长、收益不确定性等情况，因此企业进行绿色创新的意愿低，必须加强外部支持和监督以改变这种现象。现有研究认为，通过提供绿色金融支持、提高媒体关注度、实施环境规制等都会影响企业绿色创新。王馨等发现实施绿色信贷政策能够有效降低创新成本，提高企业投资效率促进绿色创新；张玉明等揭示媒体报道对绿色创新也具有促进作用；学者研究发现，低碳城市试点政策实施等环境规制能够诱发企业的绿色创新活动。显然探讨影响企业绿色创新的因素对提高企业参与生态环境建设动机具有重要意义，但基于地方政府监管角度的研究还比较匮乏。

政府监管是促使企业积极参与生态环境保护的重要驱动力，波特假说认为严格的监管使公司更加关注污染排放问题，产生更大的创新和创新补偿，为其带来高于环境成本投入的收益。我国环境规制权实行中央与地方分配，大多数的执法权和责任都分配给地方政府，这就给予了地方政府很大程度上的执行自由裁量权。因此，早期地方政府会利用执法自由裁量权来保护污染企业。但随着我国将污染减排等环境保护指标作为官员考核标准，使得地方环境监管力度不断加强。企业承担的外部环境压力增大，不得不将环境保护纳入其发展战略，这有效增强了企业绿色创新的动机。但在以往的研究中地方环境规制主要还是以各地实施的政策作为主要研究对象，鲜有研究地方政府监管执行力度对企业绿色创新的影响。

鉴于此，本文以公益环境研究机构——公众环境研究中心（IPE）公布的120个城市2008—2019年A股上市公司数据为样本，分析地方政府监管对地区企业绿色创新的影响；进一步探讨了其作用机制。

本文研究贡献主要有以下三点：第一，本文研究地方政府监管对企业绿色创新的影响，拓展了影响企业绿色创新的研究视角；第二，梳理了企业绿色创新影响因素的文献，厘清了促进企业进行绿色创新的动因，丰富了与企业社会责任理论和成本收益理论相关的研究视角；第三，从企业内外部特征异质性对比分析，丰富了地方环境规制的研究内容，为完善地方环境监管机制提供了经验证据。

二、理论分析和研究假设

（一）地方监管与企业绿色创新

生态环境具有公共物品属性，企业参与环境治理的成本与收益并不对等，因此，企业缺乏积极参与保护环境的动机。此外，个别地方政府还存在片面追求GDP增长率而忽略地方环境治理的情况，这使得企业环境违规成本低，进一步削弱企业降污减排动机。随着我国进入绿色发展新时期，把绿色、创新纳入新发展理念，对环境保护重视程度不断加强。各级地方政府的环境监管执行力度也随之提升，有利于促进企业积极参与环境治理。而绿色创新是有效协调环境规制与企业绩效的关键，是企业参与环境治理保护自然的重要方式之一，不但有利于地区节能减排，而且有利于企业向绿色节能转型。企业进行绿色创新不但可以实现生产技术进步达到节能减排，从而降低环境违规成本，还可以通过其生产绿色产品吸引更多消费者，快速抢占绿色产品市场，取得绿色竞争优势。然而，企业进行绿色创新面临资金投入大、周期长、收益不确定性等因素，从而使得企业绿色创新意愿低，必须通过外部驱动力增加其动机。

根据“波特假说”，监管能够给企业带来外部压力和进步动力，推动企业积极进行创新。Berrone et al.也认为来自监管和规范的外部压力有助于吸引企业进行环境方面的创新活动。政府环境监管水平不断提高，势必会使得企业环境违规成本增加，迫使其参与绿色创新的意愿提高。一方面，企业通过绿色创新可以提高企业生产技术水平，降低生产环节的污染物产生和资源消耗，有效规避环境规制成本；另一方面，企业绿色创新可以生产节能环保的绿色产品，在市场竞争中占据领先优势，帮助企业提升业绩，弥补企业环境成本。各级地方政府根据当地环境污染情况实施不同程度的监管力度，加大了当地企业环境保护面临的外部压力，提高企业环境违规成本，迫使其参与改善生态环境，从而提高企业进行绿色创新活动的积极性。据此提出假设1。

H1：地方政府环境监管提高了企业绿色创新水平。

（二）地方政府监管、环保投资与企业绿色创新

环保投资从短时间来看受益的并非企业自身，仅依靠企业意愿进行环保投资的可能性很小，势必要依靠法律法规的约束。虽然我国已经出台了一系列的政策和规章制度，在2012年以前企业环保投资却呈现“不增反减”的状况，随着公众环境保护的诉求不断提高，各级地方政府逐渐加强环境监管的执行力度，对提高企业环保投资产生重大影响。谢东明研究发现，提高地方政府环境监管水平企业承担的违规成本增大，权衡之下企业选择提高其环保投资规模。因此，企业在地方政府环境监管机构施加的外部监督作用下，通过提高企业的绿色投资来应对政府监管压力。而环保投资是企业参与环境治理的根本来源，包括企业环境保护相关的各项投入，能够有效推动企业绿色发展战略的实施。根据波特假说，企业增加环保投资有助于其进行环保型创新。所以，企业环保投资可以促进企业的创新活动。根据上述分析，地方政府环境监管能够有效增加企业环保投资，从而促进其绿色创新水平的提升。因此，提出假设2。

H2：地方政府环境监管提高企业环保投资从而促进绿色创新。

（三）地方政府监管、分析师关注度与企业绿色创新

根据信息传递理论，分析师不仅对企业具有外部监督作用，而且还具有信息中介作用，能向外界传递企业更多信息，可以缓解企业与地方政府环境监管部门之间的信息不对称，有利于政府发挥其监管作用，加大企业承担的政府监管压力。此外，分析师具有很强的专业性，能够对企业绿色创新能力高度关注，虽然企业申请绿色专利的信息未通过官方渠道向公众披露，但是分析师可利用其提前获取内部信息的优势向外传递企业绿色创新信息。因此，企业也借分析师的渠道向政府监管部门传递其积极进行绿色创新参与环境治理的信息，降低其可能承担的环境违规成本。基于以上分析，分析师关注度越高，将会揭露企业更多的信息并向外传递，提高企业信息透明度有助于政府加强对企业的环境监管，加大企业的环境治理外部监督压力。而企业也通过分析师关注传递其致力于绿色发展的信号，有助于提高企业绿色创新水平。因此提出假设3。

H3：分析师关注度强化了地方政府环境监管对企业绿色创新的促进作用。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选择120个城市A股上市公司2008—2019年样本，选取公众环境研究中心（IPE）发布的城市，并且均为重点环保城市，并分布于不同省份，因此样本城市选择具有一定代表性。本文对原始样本做如下处理：（1）剔除保险、金融行业的公司；（2）剔除ST、PT的公司样本；（3）剔除变量数据缺失样本；（4）为消除极端值的影响，对连续变量进行1%和99%分位的Winsorize处理。原始数据经过处理后得到17 590个样本。地方政府监管数据来自于120个城市的污染源监管信息公开指数（PITI）报告；上市公司绿色专利数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）数据库；本文研究涉及的公司财务数据均来自CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.企业绿色创新

本文选取上市公司绿色专利申请数作为企业绿色创新的代理变量。此外，黎文靖等指出发明专利更能代替企业创新的质量，说明企业进行实质性创新。因此，本文区分了绿色发明专利申请量和实用新型专利申请量。

2.地方政府监管

本文地方政府监管借鉴谢东明的研究，选取“中国污染源监管信息公开指数”（PITI指数）作为地方政府监管衡量指标。PITI指数包括“监管信息、自信检测、互动回应、排放数据以及环评信息”5个一级指标和8个二级指标按照一定的权重比例计算，并且每项指标都通过系统性、及时性、完整性、友好性四个维度进行量化评估，因此能有效代表120个城市的地方政府环境监管。

3.控制变量

参考以往研究文献，本文选取可能影响企业绿色创新的其他控制变量，同时还考虑了省份、行业以及年份固定效应。

具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）研究模型设计

为检验地方政府监管对企业绿色创新的影响，建立以下模型：

本文通过模型1检验H1，地方政府环境监管对企业绿色创新的影响效应，其中G_P是企业绿色创新，LGS代表地方政府监管水平，Controls为控制变量，δ、μ、、分别代表省份、时间和行业固定效应，ε为随机扰动项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2报告了本文主要研究变量的描述性统计结果。从表中列示数据可知，企业绿色创新的（G_P）最大值、最小值和均值分别为38、0和1.378，而且方差为5.068，说明不同企业的绿色创新水平存在明显差距。发明型绿色创新（GI_P）的比重达到56.5%，说明企业进行实质性绿色发明专利申请占比达到一半以上，且方差为3.021，说明企业间实质性绿色创新差异大。地方政府监管（LGS）最小值、最大值和均值分别为18.6、83.3和56.432，方差为15.793，说明不同地区之间政府环境监管水平存在很大差异。控制变量的描述性统计结果与以往研究保持一致。

表2 主要变量描述性统计

（二）基准回归分析

表3报告了地方政府监管（LGS）对企业绿色创新（G_P）影响的回归结果。表中（1）列数据显示，地方政府监管（LGS）的系数α在5%的水平上显著为正，表明地方政府监管与企业绿色创新呈正相关，论证了H1。（2）列地方政府监管（LGS）系数在5%水平上显著为正，而在（3）列中并不显著，这表示地方政府环境监管有效促进企业进行更具有技术性的绿色发明创新（GI_P）而不是绿色实用新型创新（GU_P）。因此，地方政府环境监管水平对企业进行实质性的绿色技术创新具有促进效应，可以提高企业绿色创新质量。

表3 地方政府监管与企业绿色创新的回归结果

（三）稳健性检验

1.替换绿色创新的衡量方法

本文基准回归采用企业绿色专利申请数量作为企业绿色创新（G_P）的衡量方法，为验证本文研究结论的稳健性，参考李青原等的研究以企业当年绿色专利授权数量作为衡量企业绿色创新的替代变量，即用G_PG、GI_PG、GU_PG表示。结果如表4的（1）列—（3）列所示，回归结果与基准回归保持一致，表明本文研究结论稳健。

2.内生性检验

考虑到地方政府监管与企业绿色创新之间可能会存在内生性问题，本文参考余泳泽等选取上市公司所在地的城市河流密度作为工具变量。城市河流密度属于自然条件下的地理现象，不受其他因素影响，满足工具变量外生性条件；水污染是社会公众关注较多的环境问题，故而政府监管力度会受到城市河流密度的影响。本文使用上市公司注册地的城市河流密度作为工具变量（IV）进行两阶段规则。检验结果在表4的（4）列—（7）列中显示，其中第一阶段检验结果系数估计显著，第二阶段检验结果如（5）列—（7）列所示，可以发现表中（5）列系数显著，且符号与本文基准回归一致，说明本文的回归结果稳健。（2SLS）回归，并对工具变量（IV）进行弱工具变量检验，检验结果显示p值小于5%，符合工具变量选取

表4 稳健性检验

五、进一步分析

（一）环保投资的中介效应

为验证地方政府监管对绿色创新的影响是否存在“地方政府监管→环保投资→企业绿色创新”的路径，本文构建模型如下：

在模型1的基础上，利用模型2和模型3检验环保投资对地方政府监管促进企业绿色创新的中介效应，其中EPI代表企业环保投资。本文参考张琦等的研究采用企业环保投资规模比上资产规模作为企业环保投资（EPI），其中环保投资规模包括企业在建工程科目明细中关于环保的各项支出总和。若γ显著为正，且λ显著，则说明环保投资的中介效应存在，其中若λ不显著为完全中介，反之为部分中介。

通过表3已经验证地方政府监管（LGS）对企业绿色创新（G_P）具有促进作用；表5（1）列结果显示，地方政府监管（LGS）的系数γ在5%水平上显著为正，揭示了地方政府监管（LGS）提升了企业环保投资（EPI）的投入水平；而表5（2）列—（4）列数据显示企业环保投资（EPI）的系数λ都在1%水平上显著为正，说明环保投资在地方政府监管促进企业绿色创新过程中起到中介作用，并且由于系数λ不显著，所以该中介效应为完全中介。综上所述，地方政府环境监督通过提高企业环保投资进而促进企业绿色创新，并且，环保投资具有完全中介作用，论证了H2。

表5 进一步研究回归结果

（二）分析师关注度的调节效应

为验证分析师关注度对地方政府监管影响绿色创新的调节效应，本文构建如下模型：

本文通过在模型4中加入地方政府监管（LGS）与分析师关注度（Cove）的交乘项（LGS×Cove），来检验分析师关注度是否会影响地方政府环境监管对其进行绿色创新的促进效应。本文参考周亚拿等的研究，选取企业分析师关注人数加1取对数的衡量方式表示企业分析师关注度（Cove）。主要关注模型中β系数的显著性。

表5中（5）列—（7）列报告了分析师关注度调节效应的检验结果。由此可知，交乘项（LGS×Cove）的系数β分别在5%和1%水平上显著为正，说明分析师关注度强化了地方政府监督对企业绿色创新的促进作用。通过表中（6）列、（7）列结果对比进一步发现该强化作用主要体现在发明型绿色创新上，说明分析师关注度主要促进企业在地方政府环境监管下的实质性绿色创新行为。

六、异质性分析

（一）产权性质异质性

企业产权性质对企业绿色创新具有一定的影响。国有企业与政府具有政治关联，也是地方财政收入的主要来源，受地方政府支持更多，环境处罚成本和声誉损失对其影响较小。然而非国有企业不仅是环境监督机构重点监管对象，还处于激励的市场竞争中，从而环境处罚成本和企业环境声誉损失对非国有企业的影响更大。因此，本文将样本分为国企与非国企进行分组回归，用以检验在地方政府监管作用下不同产权性质企业的绿色创新情况。

回归结果如表6 Panel A所示，在非国有企业样本中地方政府监管（LGS）系数显著为正，而在国有企业样本中并不显著，表明地方政府环境监管有效促进非国有企业进行绿色创新，这种促进作用主要体现在企业绿色创新质量上，相反对国有企业不具有明显的促进作用。这也论证了非国有企业处于市场中面临竞争更大，维护企业声誉对企业发展至关重要，从而地方政府监管对非国有企业绿色创新具有显著促进作用。国有企业利用其国家所有权优势获得政府支持，面临市场竞争压力相对较小，声誉保护性不高，从而地方政府监管对其绿色创新行为影响效应并不显著。

（二）行业清洁度异质性

多年以来重污染企业一直是环境污染问题最重要的制造者，为缓解重污染企业环境破坏问题，各级政府已陆续采取各种手段、出台各项政策以加大对重污染行业的环境监督力度。相对而言地区清洁企业的污染问题较少，受到环境监管机构关注少，从而环境压力小，参与环境治理的动机相对并不强烈。因此，不同清洁度企业的绿色创新行为也存在差异性。本文参照2008年的《上市公司环保核查行业分类管理名录》，将研究样本按照所属行业分为重污染企业和清洁企业检验不同清洁度企业的绿色创新对比。

表6 Panel B回归结果显示，在重污染企业样本中地方政府监管（LGS）的系数为正，并且在10%水平上显著，而在清洁企业样本中系数为正，但并不显著。这表明地方政府环境监管能显著促进重污染企业绿色创新，并且从重污染企业绿色创新类型来看，促进了其实质性的绿色发明型创新，提高企业绿色创新质量。这也论证了重污染企业受到环境监督力度较清洁企业更大，为弥补过高环境违规成本，提高地方政府环境监督水平对其进行绿色创新具有显著促进作用。

（三）地区经济发展水平异质性

归属不同经济发展水平地区，企业绿色创新水平也会存在差异。经济发展水平较高地区对其环境治理投资和环境监督投入较其他经济相对落后地区更高。作为我国经济发展水平较高的代表，京津冀、长三角和珠三角三大经济圈在我国经济发展过程中长期处于领先水平，近年以来通过对地区产业结构调整，其环境治理水平高于其他地区，标准也更为严格，其中，京津冀地区近10年就出台了数十项环境协同治理政策。由此，按照是否归属三大经济圈进行分组检验，用以探究不同地区发展水平下地方政府监管对企业绿色创新影响的状况。

表6 Panel C的结果显示，三大经济圈样本中地方政府监管（LGS）的系数都在5%水平上显著为正，这说明三大经济圈加强地方监管有效提高该地区企业绿色创新，而在其他地区地方政府监管（LGS）的系数为负。通过以上分析论证符合我国三大经济圈近年加大环境保护与污染治理投入，提高地方环境监管力度的现实情况。

表6 异质性分析回归结果

七、研究结论与政策启示

如何发挥政府监督的作用对提高企业绿色创新水平驱动绿色经济发展至关重要。本文基于2008—2019年A

股上市公司数据，考察了地方政府监管能否诱发企业绿色创新。研究发现：地方政府监管显著促进地区企业绿色创新水平提高，并且地方政府监管的作用路径是通过加强地区企业环保投资投入水平，进而作用于企业绿色创新。此外，企业分析师关注度加强了地方政府监管对企业绿色创新的影响效应。通过异质性分析发现地方政府监管对非国有企业、重污染企业以及三大经济圈企业的绿色创新活动促进效应具有显著作用；反之，该促进效应则不存在。

根据以上研究结论，本文得出以下政策启示：第一，验证了地方政府监管对提高地区环境治理水平的有效性，应当持续加强地方监管力度，对推动地区企业绿色技术创新水平具有关键作用。第二，地方政府也可通过加强对企业环保投资政策支持，有助于促进企业绿色创新。第三，政府在执行有关环境监管措施时应当充分发挥分析师关注的强化作用，有助于加强其监管效果。第四，地方政府环境监管机构应当充分考虑被监管对象的特征实施差异性监管方式，对非国有企业、重污染企业以及三大经济圈的企业应当持续加大监管力度；相反，其他企业应当利用诸如环境税、环境交易市场、提高公众环保意识等市场引导手段加强其绿色创新的主动性，而非迫于政府监督压力。●