新环境标准政策能否倒逼企业管理创新.pdf

年 月第 卷 第 期湖北大学学报(哲学社会科学版)().新环境标准政策能否倒逼企业管理创新刘和旺 彭 律(湖北大学 商学院 湖北 武汉)摘 要:新环境标准政策旨在公布环境空气质量加大了环保考核与追责力度这为探究环境规制对企业管理创新的影响提供了重要机会 基于 年 股上市公司数据和环境空气质量标准()的准自然实验使用双重差分法实证检验环境空气质量标准对企业管理创新的影响及其机制研究发现:环境空气质量标准能显著促进企业管理创新而非技术创新且此结论在更换样本、更换指标、以及排除其他竞争性政策干扰等一系列稳健性检验后依然成立异质性检验表明环境空气质量标准对规模较小、成立年限短、非国有、污染密集型和市场化程度较高地区的企业管理创新促进作用更为明显机制研究发现环境空气质量标准主要是通过公司治理机制和信息机制影响企业管理创新的 研究结论对助推我国企业(管理)创新驱动高质量发展具有重要启示:未来政府可尝试因企施策构建规制手段与经济手段协同的环境政策体系企业可通过优化内部股权结构、完善管理层激励机制和优化环境信息披露机制来提振利益攸关方信心促成企业管理创新关键词:新环境标准政策 管理创新 波特假说 技术创新中图分类号:.文献标志码:文章编号:()经济学家熊彼特在经济发展理论一书中首次确定了创新的科学内涵及其五种形式(开发一种新的产品、实施一种新的生产方法、开辟一个新的市场、获得一种新的原材料供应来源和实现一种新的组织形式)在熊彼特的基础上 明确提出了“管理创新”概念 它是指企业采用一种新的组织形式(.“”.).“”.梁平汉、高楠:人事变更、法制环境和地方环境污染管理世界 年第 期创新是引领发展的第一动力 在我国经济步入高质量发展的新阶段创新驱动高质量发展的重要性日益凸显 自熊彼特 年开创“创新”研究以来学界一直热衷于对技术创新的研究而与熊彼特经典创新框架中同等重要的管理创新却颇受冷落 直到 世纪 年代学界才逐渐关注管理创新 此后 等的“”一文掀起了管理创新研究的热潮 尽管如此管理创新仍有很多亟待深入探讨的问题其中包括环境规制对管理创新影响等随着我国“双碳”战略的不断深入环境规制力度不断加大自 年起中央政府开始将节能减排目标作为“约束性目标”纳入地方官员晋升政绩考核的指标体系并视其完成情况对地方官员实行奖励或惩罚这在一定程度上加大了环境规制的力度 但由于地方政府“政企合谋”和空气质量数据被人为操控等原因环境问题仍没有得到实质性改善 年 月和 月中国环境保护部先后发布了关于实施环境空气质量标准()的通知(后文简称“新标准政策”)和空气质量新标准第一阶段监测实施方案要求根据地区分批分期实施 截至 年 月全国大部分省、直辖市都签订了污染治理责任书或清洁空气行动方案完善了污染治理工作考核和责任追究制度 在环境规制力度不断加大与创新驱动高质量发展的背景下本文主要关注如下问题:在控制了技术创新的影响下新标准政策是否倒逼了企业管理创新?如果答案是肯定的其又是通过何种机制来实现?环境规制对不同的特征企业是否存在异质性效应?收稿日期:基金项目:国家社会科学基金项目“双碳目标下资源型城市工业绿色转型与稳增长协同路径研究”()作者简介:刘和旺()男安徽安庆人湖北大学商学院教授、博士生导师湖北省开放经济研究中心研究员彭律()男湖北武汉人湖北大学商学院 级博士研究生湖北大学学报(哲学社会科学版)第 卷一、文献综述和主要研究假说(一)文献综述与本文主题相关的研究主要可以分为环境规制对企业环境战略(行为)影响的研究、环境规制对公司治理影响的研究和环境规制对企业绩效影响的研究三个方面.环境规制对企业环境战略(行为)影响的研究 就环境规制对企业环境战略的影响而言部分研究基于理论分析(模型推导)发现严格的环境规制会激励企业选择积极主动的企业环境管理战略进而促进企业环保投资或技术创新 就环境规制对企业行为影响的研究而言由于遵循成本上升环境规制倒逼企业要么增加环保投资生产性支出减少进而导致企业减产或外迁要么进行(绿色)技术创新和管理创新.环境规制对公司治理影响的研究 这支文献大体围绕公司治理结构、股权集中度和管理层薪酬激励三个角度展开 公司治理结构方面原毅军等发现环境规制会提高股东和管理者开展环境治理的积极性 随着环境规制力度的加大利益攸关方对企业关注度会越来越高这势必要求股东和管理层重视环境规制和清洁生产并在组织架构等方面做出一些调整 股权集中度方面有研究结合理论分析与实证检验发现股权结构和环境规制对环保投资行为存在互补关系 管理层薪酬激励方面有学者发现管理层薪酬激励在环境规制与技术创新的关系中起了正向调节作用.环境规制对企业绩效影响的研究 传统新古典假说认为环境规制导致企业规制遵循成本提高和竞争力下降而“波特假说”则认为环境规制会激励企业进行(绿色)技术创新以“创新补偿收益”去冲抵“规制遵循成本”从短期来看规制遵循成本上升可能会引起企业绩效的下降但从长期来看环境规制会引致技术创新改善企业财务绩效提升企业竞争力综上现有文献虽然就环境规制对技术创新的影响进行了较为全面的研究但是对管理创新的研究尚有不足:第一现有管理学文献虽然从领导行为、组织学习和组织规模等探讨了许多管理创新的驱动因素但鲜有研究从规制经济学视角探讨环境规制对企业管理创新的影响 第二现有环境规制政策效应的文献大多集中于企业技术创新(“波特假说”)且现有文献使用了新标准政策为准自然实验先后识别了企业环保决策、绿色创新和改善了环境信息不对称等政策效应对管理创新关注不足 本文可能的边际贡献在于:第一拟从规制经济学视角探讨环境规制对企业管理创新的影响为“波特假说”提供了新的研究进路:管理创新是熊彼特界定的“创新”中的重要一环理应接受“波特假说”的实证检验亦有文献证实管理创新促进了技术创新或提高了企业绩效从现实层面看一些企业发展的瓶颈恰恰在于缺乏管许士春:环境管制与企业竞争力 基于“波特假说”的质疑国际贸易问题 年第 期王俊豪、李云雁:民营企业应对环境管制的战略导向与创新行为 基于浙江纺织行业调查的实证分析中国工业经济 年第 期沈洪涛、周艳坤:环境执法监督与企业环境绩效:来自环保约谈的准自然实验证据南开管理评论 年第 期.“:”.原毅军、耿殿贺:环境政策传导机制与中国环保产业发展 基于政府、排污企业与环保企业的博弈研究中国工业经济 年第 期张海军、段茂盛:碳排放权交易体系政策效果的评估方法中国人口资源与环境 年第 期林静文:环境规制、股权结构与企业环保投资合作经济与科技 年第 期李春涛、宋敏:中国制造业企业的创新活动:所有制和 激励的作用经济研究 年第 期曹慧平、沙文兵:公司治理对环境规制与技术创新关系的调节效应研究财经论丛 年第 期.“”.“”.“:”.根据囊括环节的不同学界通常把“波特假说”划分为“弱”与“强”波特假说:前者认为适宜的环境规制能够促进企业技术创新后者则主张环境规制引致的技术创新既改善环境质量又提高了企业绩效或竞争力 本文聚焦于“弱”波特假说张琦等:地区环境治理压力、高管经历与企业环保投资 一项基于环境空气质量标准()的准自然实验经济研究 年第 期王馨、王营:环境信息公开的绿色创新效应研究 基于环境空气质量标准的准自然实验金融研究 年第 期.“?”.“:”.第 期刘和旺等:新环境标准政策能否倒逼企业管理创新理创新而非技术创新 第二以“新标准政策”为准自然实验研究了环境规制对管理创新的影响丰富了“新标准政策”效应的识别 第三检验了“新标准政策”对管理创新的作用机制即“新标准政策”会否通过公司治理机制和信息机制影响企业管理创新并据此提出“优化公司治理机制和信息机制、实现(管理)创新驱动企业高质量发展”的政策建议(二)主要研究假说为厘清新环境标准政策对企业管理创新的影响及其机制本文提出如下两个有待实证检验的假说:.新标准政策对企业管理创新的影响 现有文献主要从三个角度解释了新标准政策对企业管理创新的影响:一是制度理论 在新标准政策这一外部制度压力下企业会追求创新补偿效应(波特假说)创新不限于技术创新还包括管理创新 企业的环境管理战略也往往从被动的“管制应对型”转向主动的“机会追求型”二是资源基础理论 认为企业竞争优势的来源之一在于环境责任的履行企业管理创新能够成为企业独特的竞争优势 三是企业社会责任理论 由于政策引领、舆论压力及公众环保意识的增强企业逐渐开始主动承担包括环境保护在内的社会责任 现有研究表明环境规制显著正向影响企业环境责任同时企业承担环境责任也会提高其社会接受度或消费者美誉度获得一种声誉或“绿色”优势 在此基础上一些文献探讨了企业社会责任履行对企业技术创新和管理效率的影响 证实环境治理会通过加强企业社会责任促进企业创新 等还发现企业承担社会责任有利于企业管理能力、组织能力与管理效率的提高 如后文所述 年颁发的新标准政策加大了地方政府环境规制的压力并将其治污压力传递至排污企业倒逼企业进行(管理)创新 据此提出假说:新标准政策会倒逼企业管理创新.新标准政策影响企业管理创新的机制 新标准政策最主要的内容是明确了大气质量信息披露的有关细节增加了环境信息透明度同时由企业高层管理者制定的环境管理战略也会受到新标准政策的影响由此本文从公司治理机制和信息机制来检验新标准政策影响企业管理创新的机制()公司治理机制 以下两种理论可以对环境规制会影响公司治理机制进行阐释:一是规范合法性理论 随着新标准政策力度的加大地方政府规制压力会传给企业利益攸关方也会给企业施加压力即企业有内在动机通过适应环境和外部制度性压力来获得合法性主动承担企业环境责任 同时更多的利益攸关方会对管理层进行监督这减少了管理层的机会主义行为 二是委托代理理论 由于企业委托人和代理人目标不一致和信息不对称管理者在追求个人效用最大化时可能会做出不利于企业利润最大化的经营决策引致代理人冲突问题 环境规制能够缓解代理冲突问题抑制管理层的机会主义行为有助于管理者作出股东和管理者个人利益“双赢”的决策促进企业可持续发展 同时公司治理机制可能会影响企业创新 在既定的公司治理结构下严格的环境规制会促进技术创新 为了减少代理成本股东会采取一定激励措施比如适当增加管理层薪酬以协调管理层和股东利益从而有利于管理层从企业长期发展考虑企业的经营决策促进企业创新 新标准政策实施之后为了降低代理成本和满足利益攸关方的利益关切企业管理层会极力承担企业环境责任调整公司治理结构 为此提出假说:新标准政策会通过公司治理机制影响企业管理创新()信息机制 企业创新需要大量资金外部融资是企业资金的主要来源企业在外部融资的过程中更倾向于向投资者提供利好的信息提振投资者信心加剧了投资者与企业之间的信息不对称问题 同.“”.龙文滨等:环境政策与中小企业环境表现:行政强制抑或经济激励南开经济研究 年第 期.“”.“:”.参见.“:”.但是 则证实企业履行社会责任造成资源的额外浪费从而抑制了企业创新 参见.“”.“”.“”.“”.曹慧平、沙文兵:公司治理对环境规制与技术创新关系的调节效应研究财经论丛 年第 期郝项超等:融资融券与企业创新:基于数量与质量视角的分析经济研究 年第 期湖北大学学报(哲学社会科学版)第 卷样的问题也存在于股东与管理层、管理层与市场之间对于周期长、不确定性高的创新活动管理者考虑到可能存在的风险通常不愿意进行高额的研发投资 金融机构等外部投资者为了降低信息不对称带来的贷款风险会限制贷款规模提高贷款利率使企业中断或放弃创新活动 环境规制可以降低代理人的信息租金抑制管理层机会主义行为 环境规制政策出台后企业更多(负面)消息被公开环境规制通过外部监督机制促进企业(负面)信息更快地融入股价藉此解决市场投资者与企业之间的信息不对称问题 环境规制势必要求更多企业披露环境信息 企业信息披露向投资者传递了更多有效信息降低了信息成本改善了投资者预期从而缓解企业融资约束最终促进企业创新 新标准政策及其实施方案明确规定了大气质量信息披露过程中的细节要求:一是 年起试点城市监测数据由设立的国家监测网点负责并向全社会公开地方政府不得干涉检测结果提高了数据的透明性二是新标准政策由各级环境保护行政主管部门负责监督实施其中二氧化硫等空气污染物浓度数据有效性明确规定每小时、每日、每月、每年的最低采样频率并规定了异常值或缺失值的处理确保了监测数据的连续性和有效性环境信息公开不仅使得企业难以隐藏真实排污水平而且还让环境利益相关者可以无成本地获取真实空气信息质量缓解了投资者与企业之间的代理冲突改善了公司与投资人之间的关系提高了企业的现金流水平进而推动其管理创新 为此提出假说:新标准政策会通过信息机制影响企业管理创新二、研究设计(一)模型设定由于新标准政策的实施地方政府规制力度明显加强环保执法力度也不断加大并进一步把环境治理压力传给辖区企业 同时新标准政策的实施也要求企业采取诸如加强末端治理、加大对落后产能的淘汰力度、优化能源供需结构等节能减排措施由此倒逼企业管理创新 因此本文选择新标准政策的实施这一外生冲击来研究环境规制对管理创新的影响 为了检验新标准政策试点对企业管理创新的影响本文参照张琦等的研究设定如下实证模型:()其中 表示企业管理创新 表示城市分组虚拟变量如果企业 所在城市 实施了新标准政策则赋值为 否则为 表示时间虚拟变量 年 月 日及以后赋值为 否则为 为控制变量 为企业固定效应 为年份固定效应 为随机扰动项参考任胜钢等本文设定如下实证模型以检验新标准政策对企业管理创新影响的作用机制:()其中 表示机制变量其余指标与模型()设定一致 对上述模型()、()进行豪斯曼检验结果都支持企业、年份双向固定效应(二)变量选取与设定.数据来源及处理 本文选择 年 股上市公司数据作为基础数据并参考现有文献删除以下样本:()重要财务指标缺失的样本、固定资产净值超过总资产的样本以及员工人数少于 的企业样本()金融类公司样本()和 等处于非正常状态下的公司样本 另外本文对主要连续变量进行了 水平上的缩尾处理 管理创新测度稳健性检验数据来自于世界银行 年中国问卷调查数据.“”.王倩等:企业社会责任与杠杆调整速度 基于中国上市公司的实证分析金融论坛 第 期.“”.李姝、谢晓嫣:民营企业的社会责任、政治关联与债务融资 来自中国资本市场的经验证据南开管理评论 年第 期祝树金等:环境信息公开、成本冲击与企业产品质量调整中国工业经济 年第 期吴红军等:公司环保信息披露与融资约束世界经济 年第 期张琦等:地区环境治理压力、高管经历与企业环保投资 一项基于环境空气质量标准()的准自然实验本文旨在识别初次试点城市的政策效应故回归时剔除 年第二批试点城市样本任胜钢等:排污权交易机制是否提高了企业全要素生产率 来自中国上市公司的证据中国工业经济 年第 期数据来源为国泰安数据库 由于政策实施原因上市公司数据选择了 年但在稳健性检验中数据时段延长到了 年限于篇幅详细情况未在正文列出如有需要可联系作者索取第 期刘和旺等:新环境标准政策能否倒逼企业管理创新.指标选取 现有文献主要基于两种思路来衡量企业管理创新一种是基于调查数据如世界银行 年中国问卷调查中的“是否进行了管理创新?”另一种是基于体现企业经营管理成果的相关财务指标 第一类指标多依赖专家打分成本较高且具有一定主观性 因此本文管理创新的主要度量指标采用第二类指标同时参照罗能生等使用第一类指标(世界银行 年中国问卷调查中的“管理创新”指标)来进行稳健性检验 控制变量主要包括:企业所有制企业规模用企业总资产对数衡量企业年龄用实际年份企业成立年份企业财务杠杆用资产负债率衡量企业海外业务收入(加 之后取对数)技术创新用专利授权量加 之后取对数衡量.描述性统计 主要变量描述性统计参见表 处理组和对照组所有变量均值差异在 水平上显著 是企业管理创新的衡量全样本均值为.标准差为.最小值为.最大值为.处理组均值为.对照组为.表示企业发明专利授权量加 的对数值均值为.标准差为.最小值 最大值为.处理组均值为.对照组为.表示企业发明专利申请量加 的对数值均值为.标准差为.最小值 最大值为.处理组均值为.对照组为.表明企业在技术创新方面存在较大差异 (表)主要变量描述性统计变量变量符号观测值均值标准差最小值最大值管理创新.企业是否为国企.资产总计.企业年龄.资产负债率.海外业务收入.发明专利授权量.发明专利申请量.三、实证结果分析(一)基本回归结果分析首先按照模型()进行回归结果如表 所示 其中第()列只控制了 的时间和城市的双向固定效应的回归结果 在此基础上第()列和第()列分别为加入企业和行业(虚拟变量)特征的回归结果 第()列为控制了企业技术创新影响之后的回归结果 回归结果表明在控制企业、时间、行业以及城市固定效应之后无论是否控制企业技术创新作用 交互项系数均为正并在 的水平上是显著的 也就是说新标准政策的实施显著促进了企业的管理创新至少在所研究时段(年)是如此 究其原因在于新标准政策的实施加强了地方政府环境规制的力度 具体地新标准政策实施过程中空气质量监测是由各级环境保护行政主管部门负责监督实施监测具体操作标准参照环境空气质量自动监测技术规范规范性文件及环境空气质量手工监测技术规范等相关条款同时监测仪器全年连续运行以保证数据的客观性、连续性以及真实性 空气质量实时全程公开因而地方政府环境规制力度加大由此倒逼企业进行管理创新由此验证了本文假说 王铁男、凃云咪:管理创新能力调节下技术创新能力对企业绩效的影响技术经济 年第 期冯南平等:企业技术创新、管理创新与融资方式关系研究 来自中国制造业企业的证据华东经济管理 年第 期罗能生等:空气污染会影响企业创新吗?经济评论 年第 期变量进行组间均值差异显著性检验限于篇幅未能展现如有需要可向作者索取考虑到环境规制会影响企业技术创新在考察环境规制对管理创新的影响时必须排除技术创新的影响 为此在第()列和第()列中检验环境规制是否促进了作为协变量的技术创新(发明专利申请总量第()列因变量为发明专利授权总量加 之后取对数)回归时同样控制了管理创新交互项系数在 水平上均不显著说明环境规制对技术创新并没有显著促进技术创新如京、豫和冀等省、市都出台了环境空气质量通报排名和奖惩问责办法明确规定.等污染物下降指标对城市空气质量排名并评分将纳入地方官员政绩考核指标根据考核目标完成情况分别予以奖励、惩罚和约谈湖北大学学报(哲学社会科学版)第 卷(表)基本回归结果变量名称()()()()()()().(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.).(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)行业固定效应观察值调整.注:括号中为 值标准为 .所有回归均控制了企业、城市和年份固定效应 第()列中加入了、以及 表中只报告 结果为了进一步探讨这一政策效应是否会受到技术创新的影响本文构建 与技术创新的交互项结果如第()列 与技术创新交乘项的回归系数为正且在 水平下显著说明尽管新标准政策的实施并没有显著促进技术创新但是技术创新还是促进了管理创新(图)平行趋势假设检验(二)平行趋势假设检验双重差分法适用前提条件是满足“平行趋势假设”即要检验实验组和对照组在政策实施之前发展趋势是否相同鉴于此本文对新标准政策的动态效应进行实证检验并构建模型():()其中以新标准政策实施前一年 年为基准年其他变量与基本回归相同 对上述模型进行回归并将 按照对应年份画图得到新标准政策的动态政策效应图如图 可以看出新标准政策实施之前系数基本都接近零说明企业管理创新的提升是由新标准政策带来而非实验组与对照组之间的系统性差异所致 就新标准政策实施之后的动态趋势来看存在新标准政策效应存在一定的滞后性(三)稳健性检验.更换指标和滞后一期 除了前文所用综合指标本文还选取管理效率单项指标更换原有因变量进行基本回归结果如表 中第()列所示结果表明 交互项系数均在 水平上显著为正与基本回归结论一致进一步说明了新标准政策的实施促进了企业管理创新 同时为了验证新标准政策是否存在滞后效应本文将自变量(包括控制变量)滞后一期进行检验回归结果见表 第()列所示结果表明 交互项系数在 水平上显著为正说明新标准政策显著促进了企业管理创新且存在滞后效应第 期刘和旺等:新环境标准政策能否倒逼企业管理创新(表)稳健性检验变量名称()()()()()()()()()更换指标滞后效应更换样本延长区间排除其他竞争性政策.(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)控制变量观察值调整.注:在第()、()及()()列代表 项在第()、()列代表地级市二氧化硫去除率.更换样本 实证研究中“管理创新”度量多借助于调查数据 为此本文也借助于 年世界银行对中国 个城市的企业调查数据中的“管理创新”度量指标罗能生等研究也使用了该指标 变量为二元变量因此采用 模型回归回归结果见表 第()列所示 交互项在 水平上是显著为正的结论是稳健的.延长样本区间 为增强结论稳健性本文将样本期延长至 年进行基本回归回归结果见表 的第()列 在 水平上是显著为正的与基本回归结果一致结论是稳健的.双重差分倾向匹配得分法 为了消除实验组和对照组的初始条件不完全相同可能带来的选择性偏差本文选用双重差分倾向匹配得分法进行稳健性检验 用匹配后样本使用第()列回归回归结果(参见表 中第()列)与基本回归基本一致结论仍然是稳健的.排除其他竞争性政策 本文样本区间包含以下同为环境规制的竞争性政策:低碳城市试点政策(年第一阶段与 年第二阶段)、年碳排放权交易政策以及国家环境保护“十一五”规划中提到的 个环保重点城市 为了排除以上政策对新标准政策识别带来的干扰本文控制以上这些政策回归结果如表 的第()()列 回归结果表明 系数在 水平上是显著为正的结论还是稳健的.安慰剂检验 考虑到城市或者行业可能存在一些不可观测因素这种可能性将使得本文研究结论不可靠因此本文使用“虚构的政策实施时间或者实验组”进行安慰剂检验若依然得到了相似的结论则本文(图)安慰剂检验政策效应将变得不可靠可能是其他不可观测因素造成 本文研究的新标准政策在 年在第一批城市实施 年在第二批城市实施因此不能直接使用传统的抽取固定实验组的方式进行安慰剂检验 鉴于此本文采用第二种方式即随机抽取政策实施时间 具体而言每个城市抽取一个年份作为政策实施年份并以此构建虚拟变量交互项 本文进行了 次抽样按照模型()进行回归图 报告了 次回归后虚拟变量交互项系数的核密度图以及相关 值 可以为了研究结论的可靠性本文去掉了采访者在回答中不可靠的、不真实的、不清楚的样本 根据问卷调查中的问题“企业是否进行了管理创新”来衡量企业管理创新企业肯定的回答赋值为 否定赋值为 关键变量“环境规制”指标采用“地级市二氧化硫去除率”来度量 限于篇幅相关变量描述性统计未能展现如有需要联系作者索取同基本回归一样此处加入环境规制与技术创新交互项探讨技术创新对环境规制对管理创新影响的作用结果见表 第()列交互项系数显著为正同基本回归结果一致考虑到本文关注的是首批试点城市的政策效应故延长时段的稳健性检验不包括第二、三批试点城市样本具体而言选择企业特征包括企业所有制类型、企业规模、企业年龄、资产负债率、海外业务收入、发明专利授权量作为协变量用倾向匹配得分法将实验组与对照组进行匹配在对照组中构造与实验组相同随机分布的样本本文选用 模型估计得分限于篇幅匹配效果检验未能展现如有需要可联系作者索取湖北大学学报(哲学社会科学版)第 卷看出虚拟变量交互项的系数大多集中在 附近且大多数 值都大于.进一步说明了本文所研究的政策效应的稳健性不太可能是其他不可观测因素引起(四)异质性分析本文已经论证了新标准政策对企业管理创新影响的有效性但试点范围内新标准政策对不同特征的企业的影响是否具有异质性有待进一步论证 因此本文根据企业不同特征对其进行了实证分析结果如表 (表)异质性分析变量名称()()()()()()()()().(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)(.)控制变量观察值调整.注:所有回归均控制了企业、行业、年份、城市固定效应以下表格相同.企业规模的异质性 本文用资产总计衡量企业规模的大小 对资产总计大于等于样本年度中位数和小于年度中位数分别回归结果如表 的第()列和第()列小型企业的回归结果在 水平下显著为正大型企业回归系数显著为负且不显著这说明新标准政策显著促进了小型企业管理创新 企业规模不同其对新标准政策实施的反应也会不同 大型企业进行管理创新可能涉及多部门协调实施难度比小型企业大小型企业有“船小好调头”的优势能迅速及时地对环境规制加以因应促使其进行管理创新.企业年龄的异质性 企业成立时间的长短可以在一定程度上反映其发展程度成立时间短的企业可能处于成长时期较长的企业可能处于平稳发展时期不同成长阶段的企业在生产能力存在较大的差距企业生产成本也会随着企业生命周期改变 为了识别企业这一特征对本文结论的影响本文对企业年龄大于等于样本年度中位数和小于年度中位数的样本分别回归结果如表 的第()列和第()列小龄企业回归结果在 水平下显著为正大龄企业回归结果不显著说明新标准政策主要促进了成立时间较短企业的管理创新 这是因为存续时间长的企业更加成熟与消费者和投资者等存在更稳定的合作关系信息透明度较高其管理水平可能已经达到一定标准而存续时间较短的企业进入市场不久尚未形成良好的信息互通渠道不管是内部还是外部都存在一定程度的信息不对称问题其管理创新动机更强 因此新标准政策这一外部冲击成为其改善管理的契机促进了管理创新.企业所有制性质的异质性 本文对国有企业和非国有企业分子样本回归结果如表 的第()列和第()列新标准政策显著促进了非国有企业管理创新国有企业样本的系数为负且不显著 可能的原因在于:一是相较于非国有企业而言国有企业由于与地方政府的政治关联可能由于地方政府环境执法的偏袒面对的环境规制环境压力较小或者享有地方政府财政补贴或信贷、金融支持因而其所面临的环境规制遵循成本影响不太大非国有企业则没有以上优势规制遵循成本上升的压力倒逼企业必须进行技术创新和或管理创新提高管理效率 二是国有企业存在较为严重的委托代理问题国有企业高管往往追求短期收益最大化或政绩提升而创新类等投资收益周期较长的项目缺乏一定激励因此国有企业创新效率较低非国有企业权利和责任对应委托代理冲突相对较弱具有较为完善的监督激励机制创新效率较高.企业污染强度的异质性 新标准政策的实施对排污较多的企业可能比排污少的企业影响更大因此本文根据污染排放强度对企业进行分类参照王杰等把企业分为高污染企业、中污染企业和低污染企业并分子样本回归 回归结果如表 的第()()列可以看出未达标企业样本交互项系数为正数且在 水平上显著 这就表明新标准政策对于污染严重企业的管理创新的促进作用更为显著对于清洁企业和达标企业影响较弱可以认为新标准政策能够促进企业管理创新但这种效应主要存在于污吴延兵:中国哪种所有制类型企业最具创新性?世界经济 年第 期王杰、刘斌:环境规制与企业全要素生产率 基于中国工业企业数据的经验分析中国工业经济 年第 期第 期刘和旺等:新环境标准政策能否倒逼企业管理创新染排放强度较高的未达标企业而对清洁企业和达标企业而言则没有明显效果 这是由于未达标企业污染排放较多面临环境规制压力更大因此未达标就必须不断进行技术创新和管理创新.市场化程度的异质性 新标准政策效应的发挥需依赖于完备的市场体系 为了检验新标准政策对企业管理创新影响在不同市场化程度的地区是否存在异质性本文参考王小鲁等衡量市场化进程的方法按照市场化指数将研究样本分为高于年度中位数和低于年度中位数两个样本回归 结果表明在市场化程度较高的地区新标准政策对企业管理创新的效应更为显著 其可能的原因在于市场化程度较高的地区营商环境更好产品市场、要素市场和经理人市场更为发达便利于各种要素的流动和优化配置新标准政策对管理创新的效应更为明显(五)进一步机制分析.公司治理机制 公司治理机制变量的指标选择一是参照李树等分别采用管理层持股比例、股权多样化和高管薪酬激励三个指标来度量二是参考郝项超等选择盈余管理来度量 从表 中可以看出无论公司治理机制采用盈余管理总指标还是管理层持股比例、股权多样化和高管薪酬激励三个指标环境规制都通过公司治理机制显著影响管理创新 具体阐述如下:第()列为盈余管理的回归结果其系数在 水平下显著为正说明环境规制通过提高企业的盈余管理进而促进管理创新 这是因为企业创新离不开资金支持企业通过提升盈余管理水平优化公司整体治理向外界提供企业利好的信息吸引投资者的资金支持促进了企业的管理创新 第()、()、()列分别为前十大股东持股比例、管理层持股比例以及机构是否新增持股的回归结果以此来衡量股权结构的变化其中第()、()列的 系数均在 水平上显著为负第()列交互项系数在 水平上显著为正表明环境规制的实施通过股权结构多样化促进了企业的管理创新 一是因为企业为了长期可持续发展需要提高控股股东之间的制衡能力使其相互监督防止“一股独大”二是环境规制使企业承担更多社会责任向投资者传递了更多的企业环境(投资)和企业绩效信息改善了投资者与企业之间的信息不对称问题提振了投资者信心机构持股增加进而促进企业管理创新 第()列为管理层薪酬激励的回归结果交互项系数在 水平上显著为正说明环境规制的实施通过对管理层进行薪酬激励进而促进企业的管理创新 可能的原因在于管理层的个人利益和公司的长远利益往往不一致导致委托代理问题 同时为了企业的长期发展股东必须顾及企业声誉或社会责任会给予管理层一定的薪酬激励使得企业和管理层的个人目标相一致有利于管理层从企业长期发展考虑企业的经营决策促进企业创新由此验证了假说 (表)机制分析变量名称()()()()()()公司治理机制信息机制.(.)(.)(.)(.)(.)(.).(.)(.)(.)(.)(.)(.)控制变量观察值调整.信息机制 信息机制指标的度量参考王亚平等从操纵性应计项目的角度衡量信息透明度并以王小鲁等:中国分省份市场化指数报告()北京:社会科学文献出版社 年第 页限于篇幅详细结果未能展现如有需要可向作者索取李树等:环境规制与企业绩效 基于代理成本的视角首都经济贸易大学学报 年第 期 选取前十大股东持股比例、管理层持股比例以及机构是否增持或新增持股(若机构在企业增持或新增股权则赋值为 否则为)来衡量股权多样化反应公司股权集中程度选取高层管理薪酬反应企业对于管理层的激励郝项超等:融资融券与企业创新:基于数量与质量视角的分析采用修正 模型估计出的应计利润度量盈余管理()来度量.“”.湖北大学学报(哲学社会科学版)第 卷此作为信息机制的代理变量 第()列为信息透明度的回归结果交互项系数在 水平上显著为负说明环境规制通过改善投资者与企业之间的信息透明度从而促进了企业的管理创新 新标准政策由各级环保行政主管部门负责监督实施二氧化硫等空气污染物数据有效性中规定“每小时至少 分钟采样时间”降低了地方政府操纵数据的可能性增加了排污企业和地方环保部门的减排压力同时新标准政策旨在监测空气质量状况为所有环境利益相关者提供了科学合理的环境利益诉求工具提高了企业环境信息的透明度有助于优化投资者长期投资决策促进企业管理创新由此验证了假说 四、结论及政策建议本文基于中国 股上市公司制造业企业数据以环境空气质量标准()为准自然实验采用双重差分法检验了新标准政策对企业管理创新的影响及其机制 研究发现新标准政策并没有显著促进企业技术创新但显著促进了企业管理创新 经过不同形式的稳健性检验结论依然成立 新标准政策对企业管理创新的影响主要存在于规模较小、成立年限短、非国有、污染较严重以及市场化程度较高地区的企业 进一步机制检验结果表明新标准政策会通过公司治理机制和信息机制促进企业的管理创新基于以上结论本文提出如下政策建议:第一实施创新驱动发展战略促进制造企业高质量绿色发展 随着碳达峰、碳中和目标的提出环境规制力度会不断加大技术标准和环境标准会不断提高 一方面政府可以通过财政补贴、税收减免等手段完善环境规制政策体系促使企业进行技术创新与管理创新降低企业管理成本另一方面作为微观经济主体的企业要遵循绿色发展理念主动承担企业社会(环境)责任在“履责新赛道”展开竞争积极配合环境规制政策进行技术和管理创新实现企业可持续发展第二优化公司治理机制 公司治理是新标准政策影响企业管理创新的重要机制 因此一方面需优化内部股权结构适当增加社会其他股东持股增强股东之间制衡能力避免股权过于集中 另一方面应健全和完善管理层的激励和约束机制在原有的股权激励、薪酬激励以及职位晋升激励的基础上加强董事会制度建设将环境绩效纳入管理层任期与契约化管理绩效考核范围引入中长期激励机制加强高层管理人员的社会责任和绿色治理的培训引进先进的管理理念与管理经验促进企业管理创新第三进一步优化环境信息披露机制 信息透明度是新标准政策影响企业管理创新的重要渠道 环境信息的公开可以缓解政府与公众、企业利益相关者与企业之间的信息不对称问题降低有关各方获取环境信息的成本 为此一方面要求地方政府进一步完善企业社会责任相关信息的监管体系提高企业信息披露质量提高地方环境治理政策的有效性另一方面也要求企业积极履行环境责任并定期披露环境责任的相关信息进一步完善环境信息披露机制提振利益攸关方信心促成企业进行管理创新第四环境规制要因地制宜因企施策 新标准政策对企业管理创新的促进作用存在企业个体以及地区的异质性 因地制宜主要包括环境规制政策制定与实施要与各地区尤其是产业相匹配要进一步推进我国市场化进程改善外部制度环境促进各地区的产品和要素市场协调发展减少环境规制对企业创新的负面影响提高企业创新绩效 因企施策主要包括对规模较小或者成立时间较短的企业尤其是高新技术企业政府要给予适当财政补贴以及相应融资渠道或优惠政策主要包括对污染较严重的企业要倒逼其绿色转型或升级如大力发展绿色金融限制两高行业(企业)融资支持绿色环保行业(企业)融资最后需要指出的是本研究今后还可在以下几个方面继续推进:()数据 本文使用的是上市公司数据有必要尝试利用范围更广(如非上市公司)的数据进一步验证本文所得出的主要结论()实证方法为避免分批实施对实证检验带来的内生性问题(如多期双重差分法中存在负权重问题)本文运用标准双重差分法考察了新标准政策第一阶段的实施对企业管理创新的促进作用 待后续出现更为科学的计量方法后有必要进一步考察三批试点政策实施带来的总效应责任编辑:张媛媛王亚平等:信息透明度、机构投资者与股价同步性金融研究 年第 期 信息透明度使用公司过去三年年操控性应计项目绝对值之和()来衡量其值越小其操纵盈余程度越低则信息透明度越高 其中操控性应计项目使用修正的 模型估计得到第4 期times,and that human liberation is already a realistic requirement of the development of historical era.He also points out that problemsare the“voice of the times that dominated all individuals,requiring everyone to be a“contemporary in contemporary history.YoungMarx has formed his own ideological characteristics.Namely,he adopted a comprehensive and scientific way of interpreting the timesfrom different levels of society;he saw the spirit of time as a historical totality,which developed into his determinism;His formationand development of the concept of the times are