企業綠色技術創新的策略選擇

張艷 方怡文

內容提要：技術創新是實現中國經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，從地區同群效應視角探討了企業綠色技術創新的差異化策略。研究發現：企業綠色技術創新決策具有地區同群效應，并以地區最大值、均值及最小值為參照點具體表現為逐頂競爭、均值趨同與逐底競爭策略形態；企業資源基礎和環境管理能力對同群效應表現形式具有調節作用。一般情況下，資源和環境管理能力越好的企業會選擇逐頂競爭而避免均值趨同與逐底競爭，反之亦然；企業依據自身資源和環境管理能力對環境規制壓力變化做出策略調整。資源條件和能力較強的企業，更大的環境規制壓力并不會導致其改變策略，但資源和能力較弱的企業則會脫離逐底競爭向地區均值趨同。在弱環境規制下，無論資源與能力條件如何，企業均不再采取逐頂競爭。

關鍵詞：綠色技術創新；同群效應；環境規制；內部資源；環境管理能力

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

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

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，現有文獻證明了在諸多重要經營決策上企業會被其他關聯企業所影響，如投資決策［1］、捐贈［2］、盈余管理、股利政策、資本結構［3］、技術創新［4］、違規活動［5］等，目標企業通常會選擇與同群企業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為其他主體能夠影響目標主體的行為，現有文獻通?；谛袠I［7］、地區［8］以及社會關系網絡，如處于同一集團、同一系族［9］或同一董事網絡［10］等作為目標主體的參照組。

2.企業綠色技術創新影響因素

影響企業綠色技術創新的因素包括政策因素、市場環境因素及企業內部因素。政策因素主要指政府的環境規制，關于環境規制對企業技術創新的影響一直存在兩種相反觀點，一方認為為了達到環境規制標準，企業會增加環保投入導致對其他投資產生擠出效應，從而不利于技術創新，形成“遵循成本假說”，另一方以波特為代表，認為適當的環境規制可以倒逼企業進行綠色技術創新并提高生產率，形成“創新補償假說”。針對上述兩種觀點，學者們各自提出了大量支持性證據，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新的主要驅動力［14-15］。企業內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新產生顯著影響，企業規模、年齡、行業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的技術創新方向［16］，高管層對環境實踐的認知程度和環保意識對綠色技術創新有正向影響，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，影響企業綠色技術創新的三類動機包括建立企業合法性（規制合法性、規范合法性和認知合法性）、財務動機（企業績效與可持續競爭優勢）以及個人動機。綜觀上述研究，可以看出隨著對環境問題的關注，企業綠色技術創新影響因素及機制的相關研究成果日益增長，但大多數研究仍然較少關注企業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量也非常有限。

（二）研究假設

1.企業綠色技術創新的地區同群效應

在中國政府治理背景下，環境治理具有典型的地方分權特征，地方政府在環境治理上有較高自主權，各地區環境規制強度呈現出較為明顯的區域性差異。并且，同一地區內企業面臨的經濟發展水平、法治水平以及地方政府干預水平相似，企業在制度同構下為獲得資源與發展機遇地區內企業在行為上容易產生趨同。此外，同群企業間的模仿行為受到信息解讀成本調節，地理位置相近的企業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［19］。這些都會導致同地區企業在環境治理決策上產生同群效應。

企業在決策時，自主決策比模仿同類企業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，出于風險規避，管理層更是傾向于借鑒外部信息尤其是相關聯企業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，也傾向于忽略企業實際情況而選擇模仿同群企業決策行為。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。加之企業實施綠色技術創新戰略容易獲得政府認可，從而獲取規制合法性，在當前環保主義思潮下也能夠給企業帶來良好聲譽，獲取消費者和其他利益相關者的認可，因此企業有動機實施不低于地區均值的綠色技術創新。但與此同時，由于綠色技術創新的收益存在較大不確定性，企業也沒有動力支付超過合法性成本之外的額外成本，趨同于同群企業平均水平是企業權衡后的優化選擇。

此外，基于信息獲取的學習假說認為，目標企業對同群企業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，在同一地區中，領頭企業具有較大的影響力且通常是一些行為潛在規則的制定者，具有較強的話語權和信息優勢，因此領頭企業相對于非領頭企業在決策時更加具有自主性。相反，非領頭企業在信息獲取及處理方面處于劣勢，難以判斷未來發展趨勢，更傾向于模仿其他企業的決策來獲取有用信息。綜合上述分析，提出如下假設：

H1a：目標企業綠色技術創新會顯著受到同地區其他企業的影響，并趨同于同地區企業平均水平。

H1b：相對于領頭企業，非領頭企業綠色技術創新的上述同群效應更為顯著。

2.環境規制及內部資源基礎與環境管理能力對企業綠色技術創新同群效應的影響

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

與被動應對外部環境相比較，企業擁有的內部資源和能力決定了自主選擇的機會空間。企業綠色技術創新活動的收益周期長，需要投入大量人力和物質資本，尤其是穩定的資金支持，因此企業開展綠色技術創新活動的積極性易受到資源條件所影響。企業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新戰略，以此獲得技術先發優勢和長期收益，因此不會選擇與其他企業趨同的策略。企業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，規避因投入過少導致企業可能面臨的公共關系風險，與同類企業平均水平保持一致便是一種最優的選擇。此外，較高的環境管理能力有助于企業管控創新風險，降低相關投資活動的不確定性，使企業有足夠的自主性決定綠色技術創新的水平，環境管理能力差的企業往往意味著缺乏足夠的知識、信息、經驗，因此更容易選擇模仿同類企業的決策。綜上所述，本文提出以下假設：

H2：外部環境規制越強，企業綠色技術創新地區同群效應更顯著。

H3：內部資源條件與環境管理能力越弱，企業綠色技術創新地區同群效應更顯著。

二、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

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；②參照證監會2012年行業分類標準，剔除金融行業公司；③剔除主要變量數據缺失樣本；④剔除某一年度同地區上市公司未超過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據來源于CSMAR數據庫；企業ISO14001認證數據來自中國合格評定國家認可委員會；環境規制數據手工收集于中國環境統計年鑒；綠色技術專利數據來源于國家知識產權局專利檢索，并依據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統計軟件，并采用穩健標準誤回歸。

（二）變量設計

1.被解釋變量

被解釋變量為目標企業綠色技術創新，以企業綠色專利申請量作為衡量指標。一方面專利數據適用于大樣本，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新水平。

2.解釋變量

解釋變量為同群企業綠色技術創新平均水平，以目標企業所處同一地區（省、自治區或直轄市）的企業作為同群企業，為避免內生性，采取同類研究相同的處理方法，以去除目標企業外的同群企業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綠色技術創新的因素作為控制變量，包括企業規模、固定資產比率、經營現金流、資產回報率、資產負債率、研發強度、企業年齡、產權性質及行業競爭度等。

（三）實證模型

構建以下基本模型檢驗企業綠色技術創新的地區同群效應：

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、地區和年度，Gtii，j，t代表位處j地區i企業在t期的綠色技術創新；Mgtii，j，t表示位處j地區i企業的同群企業在t期的綠色技術創新平均水平；Ctrlsi，t-1表示控制變量，考慮到企業綠色技術創新活動的時滯性，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固定效應；ε為隨機擾動項。

三、實證結果分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計，其中目標企業綠色技術創新（Gti）均值與地區同群企業綠色技術創新平均水平（Mgti）的均值較為接近，在一定程度上表現出目標企業綠色技術創新趨同于地區同群企業平均水平。目標企業綠色技術創新標準差遠遠高于均值及同群企業的標準差，表明單個企業層面綠色技術創新具有較大的異質性，地區同群效應則緩解了企業層面的不平衡。在控制變量中，資產回報率Roa的均值為0.048，表明我國企業的整體資產收益率較低，不同企業的資產回報率、現金流量、研發強度、資產負債率差別也較大，樣本中34%的企業為國有企業。變量相關系數分析結果顯示目標企業綠色技術創新和地區同群企業綠色技術創新平均水平呈顯著正相關關系，初步表明個體企業綠色技術創新決策很有可能受到同地區企業平均水平的影響。方差膨脹因子VIF最大值為4.41，遠小于經驗值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）匯報了企業綠色技術創新地區同群效應的回歸結果，結果顯示目標企業綠色技術創新與地區同群企業綠色技術創新均值的相關系數為0.174，并在1%的水平上顯著，表明企業綠色技術創新存在地區同群效應，目標企業綠色技術創新水平隨地區同群企業綠色技術創新平均水平提高而提高。具體而言，地區同群企業平均綠色技術創新水平提高1%，目標企業綠色技術創新水平將提高0.174%。假設H1a得到驗證。

表中列（2）-（5）進一步檢驗了地區內領頭企業和非領頭企業的同群效應，分別依據企業營業收入（列2和3）和企業規模（列4和5）將樣本分為領頭企業和非領頭企業兩組，具體分組標準借鑒彭鎮等（2020）［4］，將同地區內營業收入、企業規模居于前20%的企業定義為領頭企業，其余企業定義為非領頭企業。分組回歸結果顯示，按照企業營業收入劃分的非領頭企業樣本組解釋變量回歸系數為0.189，在1%的水平上顯著，領頭企業樣本組回歸系數為0.116但不顯著；按照企業規模劃分的非領頭企業樣本組回歸系數為0.135，在1%的水平上顯著，領頭企業樣本組回歸系數為0.221但不顯著?？梢?，無論是按企業營業收入還是規模標準劃分，企業綠色技術創新的地區同群效應只存在于非領頭企業之中，假設H1b得到驗證。

（三）穩健性檢驗

1.工具變量法

為了減少內生性問題，計算解釋變量地區同群企業綠色技術創新均值時將目標企業本身排除，但這并不能完全緩解內生性問題，借鑒劉斌等（2020）［22］，選取滯后一期的同群企業綠色技術創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綠色技術創新高度相關，在外生性上，直覺上滯后一期的同群企業綠色技術創新可能與當期目標企業綠色技術創新存在某種關聯，而根據趙西亮（2017）［23］的思路，只要能夠證明工具變量除了通過內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，我們以目標企業綠色技術創新為被解釋變量，滯后一期地區同群企業綠色技術創新平均水平為解釋變量，并控制當期同群企業綠色技術創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綠色技術創新平均值后，滯后一期同群企業綠色技術創新平均水平不顯著，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的系數值為0.563，并在1%的水平上顯著，表明當期同群企業綠色技術創新平均水平與滯后一期顯著正相關，F統計量為389.23，遠遠大于經驗值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的系數值為0.160，在1%的水平上顯著，當期同群企業綠色技術創新平均水平顯著正向影響目標企業綠色技術創新，企業綠色技術創新的地區同群效應這一結論具有穩健性。

2.替換變量

綠色專利數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創新能力的提升程度，僅反映企業對創新的重視程度。本文采用綠色專利授權量對目標企業綠色技術創新水平進行替代，相應的同地區同群企業平均綠色技術創新水平也進行了替換，結果顯示Mgti的回歸系數為0.110，在5%的水平上顯著，結論穩?。ū?列1）。

3.控制地區同群企業的特征

在控制地區同群效應時控制地區同群企業的其他特征值，包括地區同群企業的規模、固定資產占比、資產回報率、資產負債率、經營現金流、企業年齡及研發強度。所得結果（表5列2）與基本回歸結果一致，地區同群企業綠色技術創新平均水平的回歸系數為0.222，且在1%的水平上顯著，研究結果穩健。

4.控制地區外部環境因素

地區的外部治理環境、經濟發展水平也可能導致同地區企業綠色技術創新行為表現出一致性。借鑒已有研究，將地區市場化指數（market）、政府干預水平（govern）和法制水平（law）作為外部環境治理變量①，以地區gdp衡量經濟發展水平，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衡量企業綠色技術創新，由于有較多樣本企業綠色專利申請量為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，結論穩?。ū?列4和列5）②。

（四）環境規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境治理的意愿度，用以衡量環境規制強度，若目標企業所在省份的環境規制強度大于中位數，將其歸為強環境規制樣本組，否則歸為弱環境規制組，并進行分組回歸，結果如表6所示。從表6列（1）和列（2）可知，環境規制強度對企業綠色技術創新同群效應具有正向調節作用，當企業面臨的環境規制壓力越大，越傾向于模仿同伴企業以追求規制合法性。進一步將綠色技術創新指標劃分為綠色發明專利（fm）與綠色實用新型專利（sy），發現環境規制強度的調節作用只對企業綠色發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節作用并不顯著。究其原因，可能在于雖然綠色技術發明專利的創新難度更大，卻能夠實質性地提高企業綠色生產工藝和技術效率，從而滿足環境規制對于污染物排放和治理的強制性要求，目標企業所在地區的環境規制強度越大，企業追求規制合法性的壓力越大，企業更傾向于在技術發明創新上與地區內大多數企業策略趨同，H2得到驗證。

（五）內部資源及環境管理能力對同群效應的影響

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

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

上式中，SA指數絕對值越大則企業融資約束越大，資源條件越差。將同地區內企業的SA指數絕對值進行三等分，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為0.269，在1%的水平上顯著，中等資源組的回歸系數為0.207，在5%的水平上顯著，但弱資源組無論在回歸系數或顯著性上都大于中資源組，強資源組的回歸系數為0.02但不顯著。由此可見，當目標企業內部資源條件越差，其綠色技術創新水平越趨同于地區同群企業平均水平。

已有研究表明ISO14001環境管理體系通過系統、全面地指導企業環境計劃和實踐，提高了組織的環境管理能力，有助于企業改善環境績效，本文用是否通過ISO14001認證衡量企業的環境管理能力，將企業劃分為兩個樣本組，分組回歸結果如表7列（4）-（5）所示。未通過ISO認證組回歸系數為0.256，在1%的水平上顯著，通過ISO認證組回歸系數為0.131但不顯著，說明當目標企業環境管理能力越差，企業在綠色技術創新上更傾向于選擇向地區同群企業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同群效應分析

前文結果表明企業在資源與環境管理能力處于優勢地位或者弱環境規制情況下，其綠色技術創新不再向地區平均水平趨同，那么這些企業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i企業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，分別用目標企業綠色技術創新（Gtii）與本地區企業中綠色技術創新最大值（Gtimax）、均值（Mgti）及最小值（Gtimin）之差的絕對值表示，值越小，分別表明企業越傾向于采取逐頂、均值或逐底競爭策略。SA指數絕對值越小代表企業資源條件越充足；當企業通過ISO14001認證，ISO=1，否則為0；ER為i企業所在地區的環境規制；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，表明目標企業資源條件越好（SA值越?。?，其綠色技術創新越接近地區最大值（top值越?。?，越偏離地區均值和最小值（mean和bottom值越大），即內部資源基礎越好的企業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的關系呈現同樣的特征，當企業環境管理能力越高（ISO=1），企業綠色技術創新越接近地區最大值（top值越?。?，越偏離地區均值和最小值（mean和bottom值越大），即環境管理能力強的企業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。從環境規制因素來看，ER與因變量top、mean、bottom的系數均為負并均在1%水平上顯著，即隨著環境規制力度的增加（或減?。?，地區最大值、均值和最小值三個參照點都可能是企業趨同（或偏離）的目標，并沒有出現一致性的單一軌跡。

（二）內部資源與環境管理能力應對環境規制的策略調整

表8中我們發現在外部環境規制變化下，企業綠色技術創新的同群效應并沒有出現一致性的單一趨勢，這可能與不同企業具有的資源和能力有關，對此，本文進一步考查了環境規制變化下，具備差異性資源與環境管理能力的企業在綠色技術創新策略上的應對措施。表9和表10以環境規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，在強環境規制下，資源基礎對目標企業綠色技術創新策略的影響并沒有發生實質性變化，資源基礎越好，目標企業仍然越傾向于選擇逐頂競爭，而非均值或逐底競爭策略。但是在弱環境規制下，資源基礎會影響目標企業選擇是否采取均值或逐底競爭，具體來說，資源基礎越好，目標企業綠色技術創新越偏離地區均值或最小值，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，企業不會選擇逐頂競爭策略（SA與top的相關系數不顯著）。

表10匯報了環境規制分組下環境管理能力對企業綠色技術創新策略選擇的影響，可以看到，強環境規制下，環境管理能力與三個參照點均沒有顯著相關性，但在弱環境規制下，環境管理能力差會導致企業選擇均值或逐底競爭，環境管理能力好會導致企業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），但企業同樣不會選擇逐頂競爭策略（ISO與top的相關系數不顯著）。

結合前文結果，我們發現在企業資源和環境管理能力較弱時，企業會選擇均值趨同和逐底競爭兩種策略，同時環境規制對目標企業趨同于地區均值有正向調節作用，那么環境規制是否會驅使資源和環境管理能力薄弱的企業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，在企業資源處于中等水平時，地區同群企業綠色技術創新均值與環境規制的交互項Mgti×ER的系數值為正并在5%的水平上顯著為正，而當企業內部資源處于弱和強水平時，交互項的系數值均不顯著，即在企業內部資源很弱時，由于受到自身資源基礎的限制，即使環境規制力度加大，企業也沒有條件向同群企業平均水平趨同，在企業資源條件逐漸寬松，環境規制的提高會促進目標企業向地區均值趨同。這一結論在企業環境管理能力方面也得到了印證，表11列（4）顯示Mgti×ER的系數為0.46并在5%水平上顯著，即在環境管理能力較差的情況下，環境規制壓力的加大也會促使企業向地區均值趨同。

綜合以上結果，企業綠色技術創新的策略選擇可匯總如表12和表13所示。

五、結論與啟示

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

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

注釋：

① 三個指數數據均來源于《中國分省份市場化指數報告（2018）》。目前數據只發布到2016年，對于2016年以后的數據用2016年數據替代。

② 負二項回歸模型中過度分散系數的95%置信區間為［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? 為了直接與地區最大值及最小值兩個參照點相對比，本部分我們對地區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。

參考文獻：

［1］ 江新峰，張敦力.產業政策：一視同仁還是厚此薄彼——來自企業投資同群效應的證據［J］．財貿研究，2019，30（3）：15-30.

［2］ 彭鎮，彭祖群，盧惠薇.中國上市公司慈善捐贈行為中的同群效應研究［J］．管理學報，2020，17（2）：259-268.

［3］ 鐘田麗，張天宇.我國企業資本結構決策行為的“同伴效應”——中國滬深兩市A股上市公司面板數據的實證檢驗［J］．南開管理評論，2017，20（4）：58-70.

［4］ 彭鎮，連玉君，戴亦一.企業創新激勵：來自同群效應的解釋［J］．科研管理，2020，41（4）：45-53.

［5］ 陸蓉，常維.近墨者黑：上市公司違規行為的“同群效應”［J］．金融研究，2018（8）：172-189.

［6］ 陸蓉，王策，鄧鳴茂我國上市公司資本結構“同群效應”研究［J］．經濟管理，2017（1）：181-194.

［7］ 李世剛.上市公司國際化業務的行業同群效應研究［J］．當代財經，2018（9）：80-90.

［8］ 石桂峰.地方政府干預與企業投資的同伴效應［J］．財經研究，2015，41（12）：84-94，106.

［9］ 夏子航，謝偉.企業集團投資效率同群效應研究——基于系族控股上市公司的實證檢驗［J］．會計與經濟研究，2020，34（1）：52-73.

［10］馮戈堅，王建瓊.企業創新活動的社會網絡同群效應［J］．管理學報，2019，16（12）：1809-1819.

［11］韓超，張偉廣，馮展斌.環境規制如何“去”資源錯配——基于中國首次約束性污染控制的分析［J］．中國工業經濟，2017（4）：115-134.

［12］蔣伏心，王竹君，白俊紅.環境規制對技術創新影響的雙重作用——基于江蘇制造業動態面板數據的實證研究［J］．中國工業經濟，2013（7）：44-55.

［13］黃慶華，胡江峰，陳習定.環境規制與綠色全要素生產率：兩難還是雙贏？［J］．中國人口·資源與環境，2018，28（11）：140-149.

［14］潘楚林，田虹.利益相關者壓力、企業環境倫理與前瞻型環境戰略［J］．管理科學，2016，20（3）：38-48.

［15］寧金輝，苑澤明，史方.大氣污染防治考核與企業綠色技術創新［J］．統計與信息論壇，2021（12）：58-70.

［16］卞雅莉.環境創新動因、創新戰略與企業經濟績效［J］．科技進步與對策，2013，30（16）： 79-84.

［17］田丹，于奇.高層管理者背景特征對企業綠色創新的影響［J］．財經問題研究，2017（6）：108-113.

［18］曹洪軍，陳澤文.內外環境對企業綠色創新戰略的驅動效應——高管環保意識的調節作用［J］．南開管理評論.2017，20（6）：95-103.

［19］閆瑩，孫亞蓉，耿宇寧.環境規制政策下創新驅動工業綠色發展的實證研究——基于擴展的CDM方法［J］．經濟問題，2020（8）：86-94.

［20］汪濤，萬健堅.西方戰略管理理論的發展歷程、演進規律及未來趨勢［J］．外國經濟與管理，2002，24（3）：7-12.

［21］周煊，程立茹，王皓.技術創新水平越高企業財務績效越好嗎？——基于16年中國制藥上市公司專利申請數據的實證研究［J］．金融研究，2012（8）：166-179.

［22］劉斌.同群效應對創業及創業路徑的影響——來自中國勞動力動態調查的經驗證據［J］．中國經濟問題，2020（3）：43-58.

［23］趙西亮.基本有用的計量經濟學［M］．北京：北京大學出版社，2017.

［24］楊丹，周萍萍，周祎慶.綠色創新、環境規制影響產業高質量發展機制研究——基于調節效應和門檻效應的分析［J］．經濟問題探索，2020（11）：121-131.

［25］張逸昕，張杰.創新驅動、政府規制與資源型城市轉型效率研究——基于Super-SBM模型的實證分析［J］．河南師范大學學報（哲學社會科學版），2020（2）：37-44.

The Strategic Choice of Enterprise′ Green Technology Innovation

——Empirical Evidence from Regional Peer Effect

ZHANG Yan，FANG 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）