企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的策略選擇

張艷 方怡文

內(nèi)容提要：技術創(chuàng)新是實現(xiàn)中國經(jīng)濟社會綠色轉型的關鍵驅動力，本文以2010-2019年滬深A股上市公司為樣本，從地區(qū)同群效應視角探討了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的差異化策略。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)綠色技術創(chuàng)新決策具有地區(qū)同群效應，并以地區(qū)最大值、均值及最小值為參照點具體表現(xiàn)為逐頂競爭、均值趨同與逐底競爭策略形態(tài)；企業(yè)資源基礎和環(huán)境管理能力對同群效應表現(xiàn)形式具有調(diào)節(jié)作用。一般情況下，資源和環(huán)境管理能力越好的企業(yè)會選擇逐頂競爭而避免均值趨同與逐底競爭，反之亦然；企業(yè)依據(jù)自身資源和環(huán)境管理能力對環(huán)境規(guī)制壓力變化做出策略調(diào)整。資源條件和能力較強的企業(yè)，更大的環(huán)境規(guī)制壓力并不會導致其改變策略，但資源和能力較弱的企業(yè)則會脫離逐底競爭向地區(qū)均值趨同。在弱環(huán)境規(guī)制下，無論資源與能力條件如何，企業(yè)均不再采取逐頂競爭。

關鍵詞：綠色技術創(chuàng)新；同群效應；環(huán)境規(guī)制；內(nèi)部資源；環(huán)境管理能力

中圖分類號：F272.3? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2022）05-0058-12

綠色技術創(chuàng)新是實現(xiàn)轉型的關鍵驅動力，具有雙重外部性、投資周期長、投資回報不確定等特征，對于企業(yè)來說是一種高成本和高風險的投資性行為。國內(nèi)外學者從制度層面、企業(yè)組織層面及員工個體層面廣泛探討了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的眾多影響因素及機制，但缺乏對企業(yè)間互動行為的研究。事實上，企業(yè)在決策時往往存在同群效應（peer effect），會觀察和模仿同行業(yè)、同地區(qū)或其他關聯(lián)企業(yè)行為，即企業(yè)之間互相學習、參照的現(xiàn)象時有發(fā)生。因此，本文擬以2010-2019年滬深A股上市公司為樣本，從地區(qū)同群效應視角探討企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的差異化策略。

一、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

1.同群效應

同群效應是指個體行為既受其自身特征影響，又受到其所在群體的其他主體行為和特征的影響，意味著某一主體在決策過程中會參考其他主體的決策和結果。近年來該理論應用從社會心理學、教育學拓展到公司治理領域，現(xiàn)有文獻證明了在諸多重要經(jīng)營決策上企業(yè)會被其他關聯(lián)企業(yè)所影響，如投資決策［1］、捐贈［2］、盈余管理、股利政策、資本結構［3］、技術創(chuàng)新［4］、違規(guī)活動［5］等，目標企業(yè)通常會選擇與同群企業(yè)趨于一致的行為策略。這種“模仿”行為背后的作用機制主要包括信息獲取性模仿和競爭性模仿、管理者聲譽保護［6］及代理沖突。檢驗同群效應的前提條件是合理界定群體范圍，一個有效的群體主要表現(xiàn)為其他主體能夠影響目標主體的行為，現(xiàn)有文獻通?；谛袠I(yè)［7］、地區(qū)［8］以及社會關系網(wǎng)絡，如處于同一集團、同一系族［9］或同一董事網(wǎng)絡［10］等作為目標主體的參照組。

2.企業(yè)綠色技術創(chuàng)新影響因素

影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的因素包括政策因素、市場環(huán)境因素及企業(yè)內(nèi)部因素。政策因素主要指政府的環(huán)境規(guī)制，關于環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響一直存在兩種相反觀點，一方認為為了達到環(huán)境規(guī)制標準，企業(yè)會增加環(huán)保投入導致對其他投資產(chǎn)生擠出效應，從而不利于技術創(chuàng)新，形成“遵循成本假說”，另一方以波特為代表，認為適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以倒逼企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新并提高生產(chǎn)率，形成“創(chuàng)新補償假說”。針對上述兩種觀點，學者們各自提出了大量支持性證據(jù)，并分別得出了抑制、促進［11］、非線性關系［12］及不確定性［13］四種結論。除制度因素外，市場需求、消費者偏好、顧客收益、成本壓力、媒體關注、官員污染防治考核等因素也是綠色技術創(chuàng)新的主要驅動力［14-15］。企業(yè)內(nèi)部因素特別是公司治理、資源和能力、管理者特征能夠對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響，企業(yè)規(guī)模、年齡、行業(yè)等表面特征下的治理模式、知識存量、技術能力、融資約束等都會左右企業(yè)的技術創(chuàng)新方向［16］，高管層對環(huán)境實踐的認知程度和環(huán)保意識對綠色技術創(chuàng)新有正向影響，取決于其教育程度、年齡、技術背景、任期等個人特征［17-18］。此外，從動機的角度，影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的三類動機包括建立企業(yè)合法性（規(guī)制合法性、規(guī)范合法性和認知合法性）、財務動機（企業(yè)績效與可持續(xù)競爭優(yōu)勢）以及個人動機。綜觀上述研究，可以看出隨著對環(huán)境問題的關注，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新影響因素及機制的相關研究成果日益增長，但大多數(shù)研究仍然較少關注企業(yè)行為之間的決策互動性，從同群效應角度展開研究的文獻數(shù)量也非常有限。

（二）研究假設

1.企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的地區(qū)同群效應

在中國政府治理背景下，環(huán)境治理具有典型的地方分權特征，地方政府在環(huán)境治理上有較高自主權，各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度呈現(xiàn)出較為明顯的區(qū)域性差異。并且，同一地區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的經(jīng)濟發(fā)展水平、法治水平以及地方政府干預水平相似，企業(yè)在制度同構下為獲得資源與發(fā)展機遇地區(qū)內(nèi)企業(yè)在行為上容易產(chǎn)生趨同。此外，同群企業(yè)間的模仿行為受到信息解讀成本調(diào)節(jié)，地理位置相近的企業(yè)因勞動力及信息等要素流動更為便捷，降低了信息共享及技術交流成本，這些因素都會導致企業(yè)行為具有顯著空間依賴性，相關研究對此也提供了充分的支持性證據(jù)［19］。這些都會導致同地區(qū)企業(yè)在環(huán)境治理決策上產(chǎn)生同群效應。

企業(yè)在決策時，自主決策比模仿同類企業(yè)已有的成功決策需要承擔更高的信息搜尋成本和風險，有效方法之一就是在決策過程中學習、模仿他人的決策，當行動與結果之間不確定性和模糊性較高時，出于風險規(guī)避，管理層更是傾向于借鑒外部信息尤其是相關聯(lián)企業(yè)的活動信息進行政策決定，社會參照因素可以部分替代理性計算因素。聲譽需求理論認為，從個人層面考慮，管理者為了避免因決策失誤所帶來的個人聲譽損失，也傾向于忽略企業(yè)實際情況而選擇模仿同群企業(yè)決策行為。在中國文化背景下，個體受類似“槍打出頭鳥”“不求無功但求無過”“不偏不倚”等中庸思想的影響，更容易導致模仿同類群體的行為。加之企業(yè)實施綠色技術創(chuàng)新戰(zhàn)略容易獲得政府認可，從而獲取規(guī)制合法性，在當前環(huán)保主義思潮下也能夠給企業(yè)帶來良好聲譽，獲取消費者和其他利益相關者的認可，因此企業(yè)有動機實施不低于地區(qū)均值的綠色技術創(chuàng)新。但與此同時，由于綠色技術創(chuàng)新的收益存在較大不確定性，企業(yè)也沒有動力支付超過合法性成本之外的額外成本，趨同于同群企業(yè)平均水平是企業(yè)權衡后的優(yōu)化選擇。

此外，基于信息獲取的學習假說認為，目標企業(yè)對同群企業(yè)的模仿行為并不是一種盲從行為，而是對同群信息分析后的學習模仿行為，在同一地區(qū)中，領頭企業(yè)具有較大的影響力且通常是一些行為潛在規(guī)則的制定者，具有較強的話語權和信息優(yōu)勢，因此領頭企業(yè)相對于非領頭企業(yè)在決策時更加具有自主性。相反，非領頭企業(yè)在信息獲取及處理方面處于劣勢，難以判斷未來發(fā)展趨勢，更傾向于模仿其他企業(yè)的決策來獲取有用信息。綜合上述分析，提出如下假設：

H1a：目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新會顯著受到同地區(qū)其他企業(yè)的影響，并趨同于同地區(qū)企業(yè)平均水平。

H1b：相對于領頭企業(yè)，非領頭企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的上述同群效應更為顯著。

2.環(huán)境規(guī)制及內(nèi)部資源基礎與環(huán)境管理能力對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新同群效應的影響

戰(zhàn)略管理理論認為，外部制度性因素及企業(yè)內(nèi)部異質性資源和能力均是決定企業(yè)戰(zhàn)略選擇的重要因素。大多數(shù)企業(yè)對外部環(huán)境是抱著規(guī)避風險、抓住機會的態(tài)度，被動應對的色彩更為濃厚［20］，環(huán)境規(guī)制是政府對企業(yè)環(huán)境行為進行直接或間接管控的工具，對于企業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制是一種外部壓力，主要出于合法性目的遵循相關政策法規(guī)，當面臨的環(huán)境規(guī)制越強，污染治理的直接成本和間接成本如政治成本和機會成本就越高，綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生的最終收益卻具有較大不確定性，在這種情況下，企業(yè)沒有動力實施高水平的技術創(chuàng)新策略，但為了規(guī)避政治風險，選擇“不上不下”向地區(qū)平均水平靠攏的策略更為保險。相反，在環(huán)境規(guī)制較弱的環(huán)境下，企業(yè)感知的合法性風險降低，將更為優(yōu)先考慮成本控制和經(jīng)濟績效，更可能依據(jù)各自的實際情況選擇綠色技術創(chuàng)新的強度和方式，使得同群效應不再顯著。

與被動應對外部環(huán)境相比較，企業(yè)擁有的內(nèi)部資源和能力決定了自主選擇的機會空間。企業(yè)綠色技術創(chuàng)新活動的收益周期長，需要投入大量人力和物質資本，尤其是穩(wěn)定的資金支持，因此企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新活動的積極性易受到資源條件所影響。企業(yè)在資源充裕時風險承擔能力較強，從而傾向于能夠獲得長期收益的項目，將有更大的動力實施積極的綠色技術創(chuàng)新戰(zhàn)略，以此獲得技術先發(fā)優(yōu)勢和長期收益，因此不會選擇與其他企業(yè)趨同的策略。企業(yè)在受到資源約束情況下，會更多在合法性和財務動機兩者之間權衡，在環(huán)境投資上既要考慮投資回報的安全性又要達到利益相關者賦予的合法性閾值，規(guī)避因投入過少導致企業(yè)可能面臨的公共關系風險，與同類企業(yè)平均水平保持一致便是一種最優(yōu)的選擇。此外，較高的環(huán)境管理能力有助于企業(yè)管控創(chuàng)新風險，降低相關投資活動的不確定性，使企業(yè)有足夠的自主性決定綠色技術創(chuàng)新的水平，環(huán)境管理能力差的企業(yè)往往意味著缺乏足夠的知識、信息、經(jīng)驗，因此更容易選擇模仿同類企業(yè)的決策。綜上所述，本文提出以下假設：

H2：外部環(huán)境規(guī)制越強，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新地區(qū)同群效應更顯著。

H3：內(nèi)部資源條件與環(huán)境管理能力越弱，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新地區(qū)同群效應更顯著。

二、研究設計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究選取2010-2019年滬深A股上市公司為初始樣本，按照以下原則進行了樣本篩選：①剔除ST和*ST類公司；②參照證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標準，剔除金融行業(yè)公司；③剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失樣本；④剔除某一年度同地區(qū)上市公司未超過2家的樣本。最終獲得13321家公司/年樣本。

本文所使用的上市公司財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫；企業(yè)ISO14001認證數(shù)據(jù)來自中國合格評定國家認可委員會；環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)手工收集于中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒；綠色技術專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權局專利檢索，并依據(jù)專利功能判斷其是否符合綠色專利。為避免極端值的干擾，本文對所有連線變量進行了上下1%縮尾處理，回歸分析采用Stata16統(tǒng)計軟件，并采用穩(wěn)健標準誤回歸。

（二）變量設計

1.被解釋變量

被解釋變量為目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，以企業(yè)綠色專利申請量作為衡量指標。一方面專利數(shù)據(jù)適用于大樣本，可以公開獲得，具有客觀性，另一方面考慮到專利授權具有時滯性且易受政治干預的影響［21］，具有一定的不可控性和不穩(wěn)定性，因此，本文采用綠色專利申請量而非授權量來測度綠色技術創(chuàng)新水平。

2.解釋變量

解釋變量為同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平，以目標企業(yè)所處同一地區(qū)（省、自治區(qū)或直轄市）的企業(yè)作為同群企業(yè)，為避免內(nèi)生性，采取同類研究相同的處理方法，以去除目標企業(yè)外的同群企業(yè)綠色專利申請量的平均水平加以衡量。

3.控制變量

參照已有文獻，選擇其他可能影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的因素作為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、固定資產(chǎn)比率、經(jīng)營現(xiàn)金流、資產(chǎn)回報率、資產(chǎn)負債率、研發(fā)強度、企業(yè)年齡、產(chǎn)權性質及行業(yè)競爭度等。

（三）實證模型

構建以下基本模型檢驗企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的地區(qū)同群效應：

Gtii，j，t=α+βMgtii，j，t+∑γCtrlsi，t-1+yeart+industryi+εi，j，t（1）

其中：i、j、t分別對應企業(yè)、地區(qū)和年度，Gtii，j，t代表位處j地區(qū)i企業(yè)在t期的綠色技術創(chuàng)新；Mgtii，j，t表示位處j地區(qū)i企業(yè)的同群企業(yè)在t期的綠色技術創(chuàng)新平均水平；Ctrlsi，t-1表示控制變量，考慮到企業(yè)綠色技術創(chuàng)新活動的時滯性，將控制變量滯后一期；yeart和industryi分別表示年份固定效應和行業(yè)固定效應；ε為隨機擾動項。

三、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，其中目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新（Gti）均值與地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平（Mgti）的均值較為接近，在一定程度上表現(xiàn)出目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新趨同于地區(qū)同群企業(yè)平均水平。目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新標準差遠遠高于均值及同群企業(yè)的標準差，表明單個企業(yè)層面綠色技術創(chuàng)新具有較大的異質性，地區(qū)同群效應則緩解了企業(yè)層面的不平衡。在控制變量中，資產(chǎn)回報率Roa的均值為0.048，表明我國企業(yè)的整體資產(chǎn)收益率較低，不同企業(yè)的資產(chǎn)回報率、現(xiàn)金流量、研發(fā)強度、資產(chǎn)負債率差別也較大，樣本中34%的企業(yè)為國有企業(yè)。變量相關系數(shù)分析結果顯示目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新和地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平呈顯著正相關關系，初步表明個體企業(yè)綠色技術創(chuàng)新決策很有可能受到同地區(qū)企業(yè)平均水平的影響。方差膨脹因子VIF最大值為4.41，遠小于經(jīng)驗值10，變量之間不存在嚴重的多重共線性關系。

（二）基準回歸結果分析

表3列（1）匯報了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新地區(qū)同群效應的回歸結果，結果顯示目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新與地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新均值的相關系數(shù)為0.174，并在1%的水平上顯著，表明企業(yè)綠色技術創(chuàng)新存在地區(qū)同群效應，目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平隨地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平提高而提高。具體而言，地區(qū)同群企業(yè)平均綠色技術創(chuàng)新水平提高1%，目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平將提高0.174%。假設H1a得到驗證。

表中列（2）-（5）進一步檢驗了地區(qū)內(nèi)領頭企業(yè)和非領頭企業(yè)的同群效應，分別依據(jù)企業(yè)營業(yè)收入（列2和3）和企業(yè)規(guī)模（列4和5）將樣本分為領頭企業(yè)和非領頭企業(yè)兩組，具體分組標準借鑒彭鎮(zhèn)等（2020）［4］，將同地區(qū)內(nèi)營業(yè)收入、企業(yè)規(guī)模居于前20%的企業(yè)定義為領頭企業(yè)，其余企業(yè)定義為非領頭企業(yè)。分組回歸結果顯示，按照企業(yè)營業(yè)收入劃分的非領頭企業(yè)樣本組解釋變量回歸系數(shù)為0.189，在1%的水平上顯著，領頭企業(yè)樣本組回歸系數(shù)為0.116但不顯著；按照企業(yè)規(guī)模劃分的非領頭企業(yè)樣本組回歸系數(shù)為0.135，在1%的水平上顯著，領頭企業(yè)樣本組回歸系數(shù)為0.221但不顯著?？梢姡瑹o論是按企業(yè)營業(yè)收入還是規(guī)模標準劃分，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的地區(qū)同群效應只存在于非領頭企業(yè)之中，假設H1b得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

為了減少內(nèi)生性問題，計算解釋變量地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新均值時將目標企業(yè)本身排除，但這并不能完全緩解內(nèi)生性問題，借鑒劉斌等（2020）［22］，選取滯后一期的同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新作為工具變量對回歸結果進行重新估計。理論上，滯后一期與當期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新高度相關，在外生性上，直覺上滯后一期的同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新可能與當期目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新存在某種關聯(lián)，而根據(jù)趙西亮（2017）［23］的思路，只要能夠證明工具變量除了通過內(nèi)生變量外沒有其他路徑影響被解釋變量，那么這一工具變量就具有外生性。因此，我們以目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新為被解釋變量，滯后一期地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平為解釋變量，并控制當期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均值以及其他控制變量，估計結果如表5中列（1）所示，在控制了當期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均值后，滯后一期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平不顯著，滿足外生性條件。

表4中列（2）和列（3）分別報告了工具變量第一階段和第二階段回歸的結果。由列（2）可知，Mgtit-1的系數(shù)值為0.563，并在1%的水平上顯著，表明當期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平與滯后一期顯著正相關，F(xiàn)統(tǒng)計量為389.23，遠遠大于經(jīng)驗值10，在1%水平上拒絕了弱工具變量假設，相關性條件滿足。列（3）中Mgti的系數(shù)值為0.160，在1%的水平上顯著，當期同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平顯著正向影響目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的地區(qū)同群效應這一結論具有穩(wěn)健性。

2.替換變量

綠色專利數(shù)量包括申請量與授權量，有研究認為專利申請量不能準確反映企業(yè)創(chuàng)新能力的提升程度，僅反映企業(yè)對創(chuàng)新的重視程度。本文采用綠色專利授權量對目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平進行替代，相應的同地區(qū)同群企業(yè)平均綠色技術創(chuàng)新水平也進行了替換，結果顯示Mgti的回歸系數(shù)為0.110，在5%的水平上顯著，結論穩(wěn)?。ū?列1）。

3.控制地區(qū)同群企業(yè)的特征

在控制地區(qū)同群效應時控制地區(qū)同群企業(yè)的其他特征值，包括地區(qū)同群企業(yè)的規(guī)模、固定資產(chǎn)占比、資產(chǎn)回報率、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營現(xiàn)金流、企業(yè)年齡及研發(fā)強度。所得結果（表5列2）與基本回歸結果一致，地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新平均水平的回歸系數(shù)為0.222，且在1%的水平上顯著，研究結果穩(wěn)健。

4.控制地區(qū)外部環(huán)境因素

地區(qū)的外部治理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平也可能導致同地區(qū)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新行為表現(xiàn)出一致性。借鑒已有研究，將地區(qū)市場化指數(shù)（market）、政府干預水平（govern）和法制水平（law）作為外部環(huán)境治理變量①，以地區(qū)gdp衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，同時納入模型中進行檢驗，結果表明，在控制了可能影響同群效應的地域因素后，解釋變量的回歸系數(shù)依然顯著為正（表5列3）。

5.更換模型

直接以綠色專利申請量而非取自然對數(shù)衡量企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，由于有較多樣本企業(yè)綠色專利申請量為0，本文分別使用泊松回歸和負二項回歸重新進行檢驗，結果顯示解釋變量均通過顯著性檢驗且為正數(shù)，結論穩(wěn)?。ū?列4和列5）②。

（四）環(huán)境規(guī)制對同群效應的影響

借鑒楊丹等（2020）［24］，各省治理廢水廢氣、固體污染物、噪聲等的投資總額與省際gdp的比值表明各省對環(huán)境治理的意愿度，用以衡量環(huán)境規(guī)制強度，若目標企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制強度大于中位數(shù)，將其歸為強環(huán)境規(guī)制樣本組，否則歸為弱環(huán)境規(guī)制組，并進行分組回歸，結果如表6所示。從表6列（1）和列（2）可知，環(huán)境規(guī)制強度對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新同群效應具有正向調(diào)節(jié)作用，當企業(yè)面臨的環(huán)境規(guī)制壓力越大，越傾向于模仿同伴企業(yè)以追求規(guī)制合法性。進一步將綠色技術創(chuàng)新指標劃分為綠色發(fā)明專利（fm）與綠色實用新型專利（sy），發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度的調(diào)節(jié)作用只對企業(yè)綠色發(fā)明專利的同群效應有效，對綠色實用新型專利同群效應的調(diào)節(jié)作用并不顯著。究其原因，可能在于雖然綠色技術發(fā)明專利的創(chuàng)新難度更大，卻能夠實質性地提高企業(yè)綠色生產(chǎn)工藝和技術效率，從而滿足環(huán)境規(guī)制對于污染物排放和治理的強制性要求，目標企業(yè)所在地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度越大，企業(yè)追求規(guī)制合法性的壓力越大，企業(yè)更傾向于在技術發(fā)明創(chuàng)新上與地區(qū)內(nèi)大多數(shù)企業(yè)策略趨同，H2得到驗證。

（五）內(nèi)部資源及環(huán)境管理能力對同群效應的影響

財務資源是企業(yè)最重要的內(nèi)部資源之一，本文用融資約束大小衡量企業(yè)內(nèi)部資源條件。已有文獻中常采用KZ指數(shù)、SA指數(shù)及WW指數(shù)等方式測度融資約束，區(qū)別于其他指數(shù)，SA指數(shù)可以避免使用具有內(nèi)生性的財務指標，故此本文選用SA指數(shù)測度融資約束水平，具體計算公式為：

SA=-0.737×公司規(guī)模+0.043×公司規(guī)模2-0.04×公司上市年限（2）

上式中，SA指數(shù)絕對值越大則企業(yè)融資約束越大，資源條件越差。將同地區(qū)內(nèi)企業(yè)的SA指數(shù)絕對值進行三等分，由大到小劃分為弱、中、強資源組，分組回歸結果如表7列（1）-（3）所示。其中，弱資源組的回歸系數(shù)為0.269，在1%的水平上顯著，中等資源組的回歸系數(shù)為0.207，在5%的水平上顯著，但弱資源組無論在回歸系數(shù)或顯著性上都大于中資源組，強資源組的回歸系數(shù)為0.02但不顯著。由此可見，當目標企業(yè)內(nèi)部資源條件越差，其綠色技術創(chuàng)新水平越趨同于地區(qū)同群企業(yè)平均水平。

已有研究表明ISO14001環(huán)境管理體系通過系統(tǒng)、全面地指導企業(yè)環(huán)境計劃和實踐，提高了組織的環(huán)境管理能力，有助于企業(yè)改善環(huán)境績效，本文用是否通過ISO14001認證衡量企業(yè)的環(huán)境管理能力，將企業(yè)劃分為兩個樣本組，分組回歸結果如表7列（4）-（5）所示。未通過ISO認證組回歸系數(shù)為0.256，在1%的水平上顯著，通過ISO認證組回歸系數(shù)為0.131但不顯著，說明當目標企業(yè)環(huán)境管理能力越差，企業(yè)在綠色技術創(chuàng)新上更傾向于選擇向地區(qū)同群企業(yè)平均水平趨同這一策略，H3得到驗證。

四、進一步研究

（一）基于不同參照點的地區(qū)同群效應分析

前文結果表明企業(yè)在資源與環(huán)境管理能力處于優(yōu)勢地位或者弱環(huán)境規(guī)制情況下，其綠色技術創(chuàng)新不再向地區(qū)平均水平趨同，那么這些企業(yè)是否會尋找其他參照點進行“模仿”呢？比如是否會選擇“逐頂競爭”或者“逐底競爭”策略呢？本文構建以下模型進行驗證：

Gtichoicei，j，t=α+β1SAi，t/ISOi，t/ERi，t+∑γCtrlsi，t-1+yeart+industryi+ε（3）

其中，Gtichoicei，j，t代表位于j地區(qū)i企業(yè)t期所采取策略選擇，包括top（逐頂競爭）、mean（均值趨同）③和bottom（逐底競爭）三種類型，分別用目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新（Gtii）與本地區(qū)企業(yè)中綠色技術創(chuàng)新最大值（Gtimax）、均值（Mgti）及最小值（Gtimin）之差的絕對值表示，值越小，分別表明企業(yè)越傾向于采取逐頂、均值或逐底競爭策略。SA指數(shù)絕對值越小代表企業(yè)資源條件越充足；當企業(yè)通過ISO14001認證，ISO=1，否則為0；ER為i企業(yè)所在地區(qū)的環(huán)境規(guī)制；其他變量設置均與模型（1）一致。

表8結果顯示，SA與因變量top、mean、bottom的系數(shù)分別為0.173、-0.307、-0.294，并分別在5%、1%、1%水平上顯著，表明目標企業(yè)資源條件越好（SA值越?。?，其綠色技術創(chuàng)新越接近地區(qū)最大值（top值越?。?，越偏離地區(qū)均值和最小值（mean和bottom值越大），即內(nèi)部資源基礎越好的企業(yè)越傾向于采取逐頂競爭，而非均值或逐底競爭，反之則會選擇均值或逐底競爭，而避免逐頂競爭。從環(huán)境管理能力來看，與資源因素相類似，ISO與因變量top、mean、bottom的關系呈現(xiàn)同樣的特征，當企業(yè)環(huán)境管理能力越高（ISO=1），企業(yè)綠色技術創(chuàng)新越接近地區(qū)最大值（top值越小），越偏離地區(qū)均值和最小值（mean和bottom值越大），即環(huán)境管理能力強的企業(yè)更傾向于選擇逐頂競爭策略，不選擇均值或逐底競爭策略，反之亦然。從環(huán)境規(guī)制因素來看，ER與因變量top、mean、bottom的系數(shù)均為負并均在1%水平上顯著，即隨著環(huán)境規(guī)制力度的增加（或減?。?，地區(qū)最大值、均值和最小值三個參照點都可能是企業(yè)趨同（或偏離）的目標，并沒有出現(xiàn)一致性的單一軌跡。

（二）內(nèi)部資源與環(huán)境管理能力應對環(huán)境規(guī)制的策略調(diào)整

表8中我們發(fā)現(xiàn)在外部環(huán)境規(guī)制變化下，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的同群效應并沒有出現(xiàn)一致性的單一趨勢，這可能與不同企業(yè)具有的資源和能力有關，對此，本文進一步考查了環(huán)境規(guī)制變化下，具備差異性資源與環(huán)境管理能力的企業(yè)在綠色技術創(chuàng)新策略上的應對措施。表9和表10以環(huán)境規(guī)制力度為標準進行了分組回歸，衡量方法與前文相同。表9回歸結果顯示，在強環(huán)境規(guī)制下，資源基礎對目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新策略的影響并沒有發(fā)生實質性變化，資源基礎越好，目標企業(yè)仍然越傾向于選擇逐頂競爭，而非均值或逐底競爭策略。但是在弱環(huán)境規(guī)制下，資源基礎會影響目標企業(yè)選擇是否采取均值或逐底競爭，具體來說，資源基礎越好，目標企業(yè)綠色技術創(chuàng)新越偏離地區(qū)均值或最小值，反之，則越趨向于均值或最小值（SA與mean和bottom負相關且均在1%水平上顯著），但是無論資源條件如何，企業(yè)不會選擇逐頂競爭策略（SA與top的相關系數(shù)不顯著）。

表10匯報了環(huán)境規(guī)制分組下環(huán)境管理能力對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新策略選擇的影響，可以看到，強環(huán)境規(guī)制下，環(huán)境管理能力與三個參照點均沒有顯著相關性，但在弱環(huán)境規(guī)制下，環(huán)境管理能力差會導致企業(yè)選擇均值或逐底競爭，環(huán)境管理能力好會導致企業(yè)偏離均值或逐底競爭（ISO與mean和bottom正相關且均在1%水平上顯著），但企業(yè)同樣不會選擇逐頂競爭策略（ISO與top的相關系數(shù)不顯著）。

結合前文結果，我們發(fā)現(xiàn)在企業(yè)資源和環(huán)境管理能力較弱時，企業(yè)會選擇均值趨同和逐底競爭兩種策略，同時環(huán)境規(guī)制對目標企業(yè)趨同于地區(qū)均值有正向調(diào)節(jié)作用，那么環(huán)境規(guī)制是否會驅使資源和環(huán)境管理能力薄弱的企業(yè)脫離逐底競爭而選擇均值趨同這一更高水平的參照點呢？從表11可以看到，在企業(yè)資源處于中等水平時，地區(qū)同群企業(yè)綠色技術創(chuàng)新均值與環(huán)境規(guī)制的交互項Mgti×ER的系數(shù)值為正并在5%的水平上顯著為正，而當企業(yè)內(nèi)部資源處于弱和強水平時，交互項的系數(shù)值均不顯著，即在企業(yè)內(nèi)部資源很弱時，由于受到自身資源基礎的限制，即使環(huán)境規(guī)制力度加大，企業(yè)也沒有條件向同群企業(yè)平均水平趨同，在企業(yè)資源條件逐漸寬松，環(huán)境規(guī)制的提高會促進目標企業(yè)向地區(qū)均值趨同。這一結論在企業(yè)環(huán)境管理能力方面也得到了印證，表11列（4）顯示Mgti×ER的系數(shù)為0.46并在5%水平上顯著，即在環(huán)境管理能力較差的情況下，環(huán)境規(guī)制壓力的加大也會促使企業(yè)向地區(qū)均值趨同。

綜合以上結果，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的策略選擇可匯總如表12和表13所示。

五、結論與啟示

本文從地區(qū)同群效應視角，對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新行為的策略選擇進行了研究，主要得出以下研究結論：企業(yè)綠色技術創(chuàng)新決策并非是完全獨立的，具有顯著的地區(qū)同群效應；企業(yè)資源基礎和環(huán)境管理能力導致了企業(yè)同群效應的不同表現(xiàn)，在不考慮環(huán)境規(guī)制情況下，資源和環(huán)境管理能力越好的企業(yè)會選擇地區(qū)最高值作為參照點，而越偏離地區(qū)均值和最小值，反之亦然；環(huán)境規(guī)制會促使企業(yè)同群效應表現(xiàn)形式發(fā)生調(diào)整，在企業(yè)資源基礎或環(huán)境管理能力較弱時更大的環(huán)境規(guī)制壓力能夠促進企業(yè)向地區(qū)同群企業(yè)中更高的參照點趨同，但這種影響作用在企業(yè)資源基礎或環(huán)境管理能力較強時不再顯著。在弱環(huán)境規(guī)制下，無論企業(yè)資源與環(huán)境管理能力條件如何，企業(yè)均不會選擇向地區(qū)最高值趨同。

從以上結論，可以得到以下啟示：（1）在環(huán)境保護全球背景下，雖然“合法性”仍然是企業(yè)進行環(huán)境投資的主要動機之一，是一種被動性行為，并且出于成本考慮，企業(yè)會避免超出合法性成本更高風險和成本的環(huán)境投資行為。但本文研究發(fā)現(xiàn)在綠色技術創(chuàng)新活動中，企業(yè)在面對外部環(huán)境規(guī)制沖擊時的策略反應具有顯著異質性，企業(yè)不會只是簡單模仿同類企業(yè)“平均”水平或者采取在短期成本上更為保守的逐底競爭策略，資源和能力條件更好的企業(yè)會選擇逐頂競爭，充分體現(xiàn)了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新行為的主動性和動機的多樣化。從實證結果可以看出，在環(huán)境規(guī)制與企業(yè)資源能力之間，后者對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新策略來說是更具決定性的因素，可見相比較于合法性，企業(yè)戰(zhàn)略和經(jīng)營層面的考慮已成為企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的重要影響因素。（2）環(huán)境規(guī)制仍然是影響企業(yè)環(huán)境投資行為的重要因素。環(huán)境規(guī)制能否倒逼企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新的“波特假說”雖然取得了大量證據(jù)，但并未有一致性結論。本文研究表明，在弱環(huán)境規(guī)制下，即使資源和環(huán)境管理條件好的企業(yè)也不再選擇逐頂競爭策略，而在環(huán)境規(guī)制壓力增加的情況下，則會驅使資源和環(huán)境管理條件差的企業(yè)從逐底競爭向更高參照點的均值趨同轉變。因此，當前我國企業(yè)綠色技術創(chuàng)新內(nèi)在動力不足的問題仍然存在，環(huán)境規(guī)制成為推動企業(yè)開展技術創(chuàng)新的替代機制［25］，保持較為嚴格的環(huán)境規(guī)制力度仍然是地方政府進行環(huán)境治理的有效途徑。

注釋：

① 三個指數(shù)數(shù)據(jù)均來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》。目前數(shù)據(jù)只發(fā)布到2016年，對于2016年以后的數(shù)據(jù)用2016年數(shù)據(jù)替代。

② 負二項回歸模型中過度分散系數(shù)的95%置信區(qū)間為［5.253，5.851］，在5%的顯著性水平上拒絕“alpha=0”的原假設， 即存在“過度分散”，負二項回歸比泊松回歸更合適。

③? 為了直接與地區(qū)最大值及最小值兩個參照點相對比，本部分我們對地區(qū)平均值這一參照點同時進行了回歸分析，回歸結果再次印證了前文結果。

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The Strategic Choice of Enterprise′ Green Technology Innovation

——Empirical Evidence from Regional Peer Effect

ZHANG Yan，F(xiàn)ANG Yi-wen

（Accounting College，HUNAN University of Technology and Business，Changsha 410205，China）

Abstract：By using a sample of A-share listed companiesfrom 2010 to 2019， this paper discusses the differentiation strategies of enterprises′green technology innovation from the perspective of regional peer effect. We find that： The decision-making of enterprises regarding the green technology innovation has regional peer effect. The types of competition strategy can be divided into race-to-the-top， converging-to-the-mean， race-to-the-bottom based on the reference points including the regional maximum， mean and minimum; The resource base and the environmental management ability of enterprises have the moderating effect on thispeer effect. In general， the enterprise with a strong resource base and better environmental management ability will choose race-to-the-top competition and avoid mean convergence competition and race-to-the-bottom competition， and vice versa; Enterprises adjust their strategies to the change of environmental regulation pressure based on their constraints on resources and environmental management ability. The more environmental management-capable enterprises with a stronger resource base will not change their strategies under the pressure of environmental regulation， but the enterprises who are weaker will move from race-to-the-bottom competition strategy to the regional mean convergence strategy. But under the weakregulation environment， the enterprises willno longer adopt the race-to-the-top strategy regardless of their resource base and capability in environmental management.

Key words：green technology innovation; regional peereffect; environmental regulation; internal resources; environmental management capability

（責任編輯：周正）