环境规制、董责险与企业绿色创新探究

制造业是国民经济的主体，但长期以来粗放的发展方式虽加快了经济发展，但加剧了生态破坏，致使人与自然的关系愈发紧张。在此背景下，制造业需要通过绿色创新来改变发展方式。但是绿色创新具有“双重外部性”，不利于企业自觉实施绿色创新活动[1]。因此，需要借助政府环境规制这一外生力量来促进企业绿色创新。与此同时，绿色创新活动具有更高的不确定性，这便加大了企业决策的难度，管理者为了规避投资风险而倾向于低风险投资项目，对于企业绿色创新活动态度淡漠[2]。此外，需要通过有效的公司治理这一内生力量，克服企业管理层的短视行为，促使企业积极进行绿色创新。关于环境规制与企业绿色创新的关系问题，于连超等(2019)基于波特假说进行分析，发现调控环境税能够在宏观层面上对企业绿色创新进行干预[3]；也有学者提出，过于严苛的宏观环境规制不利于企业的绿色创新[4]；叶琴等(2018)研究认为，不同类型环境规制工具对技术创新的影响不同[5]。可见，现有研究仍然存在争议，两者间的关系尚无定论，相关研究仍需持续开展。我国在2002年首次引入董事高管责任保险(以下简称“董责险”)。近年来，新《证券法》对于投资者保护和信息披露监管提出了更高要求，这间接加大了企业管理者的赔偿责任和诉讼风险，为了让管理者轻装前行，上市公司对董责险的需求越来越大。董责险作为一种新的公司治理机制能够提升企业风险承担水平[6]。那么，企业购买董责险是否有利于激发企业绿色创新意愿，推动企业绿色创新活动呢？进一步地，实际上内部治理与外部环境规制同时影响企业绿色创新，环境规制与董责险之间是否存在相互关系呢？假如存在，它们之间的相互关系又会对企业绿色创新产生何种影响呢？2文献综述与研究假设2.1环境规制与企业绿色创新学术界对环境规制与企业绿色创新的关系问题进行了长期研究，但尚未形成统一意见，主要归结为以下三类研究结论。第一，正向激励效应。刘明广(2019)利用省级面板数据证实了三种环境规制类型均能够倒逼企业进行绿色创新[7]。Li等(2021)认为环境规制有利于企业积极开展绿色创新活动[8]。第二，负向抑制效应。张玉明等(2021)提出过于严苛的宏观环境规制，不利于企业的绿色创新[4]。第三，存在不确定性。邝嫦娥、路江林(2019)建立面板门槛模型对环境规制与企业绿色创新的关系进行解析，发现两者的关系曲线呈现出显著的V形门槛特征[9]。在当前环境下，一方面，企业面临更加严格的政府方面环保要求，其短期效应便是促使企业增补治污成本以及缩减绿色创新投入；另一方面，随着行业竞争持续加剧，只有那些长期坚持绿色创新投入的企业才能够维持产品竞争优势，从而在长期发展中获得稳定收益，足以弥补前期的绿色创新投入。另外，伴随着我国消费者环保理念的日益提高以及产权保护体系的不断完善，消费市场更加青睐于绿色创新型企业，这也会引导企业致力于实质性绿色创新。综上所述，本节提出假设1。H1：环境规制能够促进企业绿色创新。2.2董责险与企业绿色创新董责险是一个新兴的外部治理机制。董责险的相关研究主要集中在公司治理、企业创新方面，对绿色创新的相关研究还较少。其中，肖小虹、潘也(2022)等认为，引用董责险能够激励企业的绿色创新，这是因为保险公司担负起管理者可能面临的责任风险，能够促进高管投资风险较大的创新活动[10]。胡国柳等(2019)认为，董责险具有风险兜底效应，提高了管理者的风险容忍程度，能够有效抑制企业管理层机会主义行为，积极推动企业创新行为[11]。有学者基于创新产出的角度，证实了董责险能显著提升企业的风险承担水平，从而提高企业的创新能力[12]。综上所述，本节提出假设2。H2：董责险正向作用于企业绿色创新。2.3环境规制与董责险对企业绿色创新的协同影响企业的治理活动受到外部制度的约束，其又影响着企业战略的制定，决定企业是否进行绿色创新。一方面，董责险作为一种治理机制，通过影响董事高管的风险承担度，影响企业战略决策；另一方面，企业行为也受到政府环境规制的影响。有研究表明，外部环境规制与公司内部治理之间具有耦合作用，如王锋正等(2018)认为，在外部环境政策框架下，加强董事会治理能力有助于推动企业绿色创新[13]。根据文献梳理结果，学术界对环境规制、董责险对企业绿色创新的影响问题均进行了深入研究，但关于企业绿色创新语境下环境规制与董责险的协同作用却鲜有人研究，而环境规制和董责险在中国现实情境下是被同时使用的。基于以上分析，本节提出假设3。H3：董责险在环境规制对企业绿色创新的作用机制中发挥正向调节作用。3研究设计3.1样本选取与数据来源相比于其他行业，制造业面临的环境压力较大。因此，根据证监会在2012年修订的行业分类标准，选取2012—2020年我国A股制造业上市公司，结合以下条件进行筛选：一是去除财务数据存在异常的上市公司；二是去除关键数据缺失或不完整的上市公司。经此处理以后，最终获得8630个观测值。文章中的数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)、CSMAR数据库和同花顺财经等多个数据库，环境规制的相关数据均从《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国城市统计年鉴》中手工收集获得。样本数据处理过程主要用到了Stata15、Excel等软件工具。3.2变量定义3.2.1被解释变量文章参考于连超等(2019)[3]的做法对企业绿色创新(GIsq)进行评测，即使用1加企业绿色专利申请量的对数衡量企业绿色创新，可表示为：企业绿色创新=Ln(1+企业绿色专利申请量)。3.2.2解释变量第一，环境规制。由于环境规制的直接数据较难获取，文章借鉴叶琴等(2018)[5]的测量方法，通过对各省份工业废水、工业SO2以及工业烟尘排放量，利用熵值法对污染物进行加权计算综合指数衡量环境规制强度(EER)。第二，董责险。由于我国对董责险的购买和数据披露没有强制要求，因此考虑到数据的不足，文章借鉴胡国柳、胡珺(2017)[6]的研究发表在《会计研究》中的文献，董责险(DO)衡量指标为若企业购买了董责险取值为1，否则取值为0。3.2.3控制变量借鉴过往学者的研究成果，文章选定的控制变量包括：①企业年龄(LnAge)，以公司成立年数加1后取对数反映；②股权性质(SOE)，若公司的产权性质为国有企业，则其值为1，否则为0；③资产负债率(Debt)，年末总负债除以年末总资产；④现金流比率(Cfo)，公司的现金流量净额在总资产中的占比；⑤托宾Q值(TobinQ)，(流通股市值+非流通股股份数×每股净资产+负债账面值)/总资产；⑥两职合一(Dual)，董事长与总经理是同一个人为1，否则为0；⑦独立董事比例(Dep)，独立董事除以董事人数；同时控制了年度虚拟变量(Year)。3.3模型构建为探究环境规制对企业绿色创新的直接影响构建了模型(1)，探究董责险对企业绿色创新的直接影响构建了模型(2)，探究环境规制和董责险对企业绿色创新的协同效应构建了模型(3)。GIsqi，t=α1+β1EERi，t+β0Controlsi，t+εi，t(1)GIsqi，t=α2+β2DOi，t+β0Controlsi，t+εi，t(2)GIsqi，t=a3+β1EERi，t+β2DOi，t+β3EERi，t·DOi，t+β0Controlsi，t+εi，t(3)模型中，i表示企业，t表示年份(取值范围是2012—2020年)，GIsq为被解释变量企业绿色创新，EER表示环境规制强度，DO代表董责险，α、β分别是截距项、待估参数项，Controls为控制变量集，ε为随机扰动项。4实证分析4.1描述性统计根据描述性统计结果，样本企业的绿色专利申请量均值为0.466，最大为7.085，这说明制造行业绿色专利申请量偏低，绿色技术创新仍需加强；样本企业的环境规制均值为0.768，最大值为2.585，这说明各地区的环境规制存在明显差异；董责险均值为0.063，也就是说只有6.3%的上市公司买入董责险，这说明上市公司对于董责险的重视不足，董责险在上市公司群体中的普及度不高。4.2相关性分析根据各项模型变量的相关性分析结果，EER、DO前系数均为正，且在1%水平下显著，据此判断环境规制、董责险与企业绿色创新具有正相关性。仅企业年龄与托宾Q的相关系数大于0.5，其余变量之间的相关系数都小于0.5。通过膨胀因子分析各个变量的vif值均小于10，不存在严重的多重共线性，可得出文章的变量选取合理。4.3回归分析表1中列(1)为环境规制对企业绿色创新的影响。从回归结果中可以看出，环境规制系数在5%的水平上是正值，这意味着环境规制显著影响企业绿色创新，则H1假设得到验证。其可能原因是在当前背景下，环境规制要求虽然会为环境治理水平较低的企业带来较高治理成本，但随着消费市场愈发重视绿色环保问题，推行绿色创新的企业将会获得竞争优势，由此收获的额外收益能够抵消这部分治理成本。此外，企业绿色创新与企业年龄呈负相关；公司产权性质在1%水平上是正值，这意味着公司产权性质显著影响企业绿色创新，尤其国有企业推行绿色创新活动的意愿更强；资产负债率、现金流比率、两职合一与企业绿色创新呈现显著正相关，表明现金流量较多、总经理与董事长为同一人时，独立董事占比越高的企业有着更高的绿色创新水平。从列(2)可看出，董责险系数为正且在5%水平上显著，表明企业购买董责险能够降低企业高管的管理风险，引导企业高管客观对待绿色创新，为实现企业绿色创新发展贡献力量，假设H2得到验证。为验证董责险在环境规制与绿色创新中的应用实效，文章所建模型(1)计算了董责险与环境规制的交互性，验证结果如列(3)所示，交互性系数为正且在10%水平上显著，这证实了董责险强化了环境规制对于企业绿色创新的促进作用，上市公司购入董责险不失为明智之举，因而H3假设成立。4.4稳健性检验4.4.1变量替换参考毕茜、陶瑶(2021)[14]学者的做法，文章选定的企业绿色创新的替换变量是1加上年度绿色发明专利数量的对数，将此替换变量代入进行检验，根据回归结果的显著性以及回归系数的正负号可知，本次分析结果与前文检验结果基本一致。4.4.2缩减样本期《中华人民共和国环境保护法》的修订于2015年开始正式实施，与之前相比我国对环境保护的重视程度明显提高，文章采用缩减样本期方法，选择2015—2020年样本期内的数据对上述模型进行重新回归。环境规制系数和董责险系数均显著为正，两者的交互项为正且在5%的水平上显著。由此可见，基于替换变量得到的回归分析结果与前文检验结果趋于一致，这也证明了文章研究的稳健性良好。4.5异质性分析4.5.1区域异质性检验考虑到我国东部地区经济发达而中西部地区经济落后，本节根据区域差异开展异质性检验，所得回归结果列于表2中。东部地区的环境规制系数和董责险系数均为正值且在5%的水平上显著，而中西部地区的环境规制系数为正值以及董责险系数为负值且两项系数均不显著，这说明环境规制和董责险在东部地区发挥出正向效果，而在中西部地区收效甚微。究其成因，东部地区经济基础好、经济水平高，随着经济社会的稳步发展，消费者对绿色生产提出了更高的要求，企业所面临的环境规制强度有利于企业进行绿色创新活动，同时能充分释放董责险对企业绿色创新的驱动作用。4.5.2产权性质异质性分析中国企业可大致分为国有企业和非国有企业两类，本节根据企业产权性质开展异质性检验，所得回归分析结果列于下表3中。表3产权性质异质性分析国有企业绿色创新受到环境规制的显著的促进作用，而非国有企业绿色创新受到环境规制的不显著的抑制作用。国有企业绿色创新受到董责险的显著促进作用，而非国有企业绿色创新受到董责险的促进作用相对较弱。国有企业的产权属性决定了它必须担负起一定的社会责任，积极推行绿色创新有益于保护环境生态，在此情形下，环境规制和董责险对其产生的边际效应较强。而非国有企业当前面临的环境规制强度不足以提高其绿色创新动力，再加上外部竞争以及内部治理的压力，由环境规制触发的高治理成本对企业绿色创新带来了强烈的挤出效应，虽然购入董责险可以适度舒缓内部治理压力，但仍不能扭转非国有企业绿色创新意愿。5结论与对策建议5.1结论文章以2012—2020年沪深A股制造业上市公司作为对象，探究了环境规制对企业绿色创新的作用机制以及董责险在此关系中的调节作用。首先，环境规制能够显著促进企业绿色创新，董责险也能够显著促进企业绿色创新。其次，作为一项重要的中介因素，董责险进一步增强了环境规制对于企业绿色创新的促进作用。最后，企业产权性质和企业区位都会对环境规制、董责险与企业绿色创新的影响效果造成的异质性结果，其中，东部地区和国有企业中环境规制、董责险均能有效促进绿色创新，但在中西部地区和非国有企业中两者均不显著。5.2对策建议针对以上问题，文章拟定以下应对策略。首先，各地区因地制宜地制定环境规制，进一步加强对企业治理的外