制造業是國民經濟的主體，但長期以來粗放的發展方式雖加快了經濟發展，但加劇了生態破壞，致使人與自然的關系愈發緊張。在此背景下，制造業需要通過綠色創新來改變發展方式。但是綠色創新具有“雙重外部性”，不利于企業自覺實施綠色創新活動[1]。因此，需要借助政府環境規制這一外生力量來促進企業綠色創新。與此同時，綠色創新活動具有更高的不確定性，這便加大了企業決策的難度，管理者為了規避投資風險而傾向于低風險投資項目，對于企業綠色創新活動態度淡漠[2]。此外，需要通過有效的公司治理這一內生力量，克服企業管理層的短視行為，促使企業積極進行綠色創新。關于環境規制與企業綠色創新的關系問題，于連超等(2019)基于波特假說進行分析，發現調控環境稅能夠在宏觀層面上對企業綠色創新進行干預[3]；也有學者提出，過于嚴苛的宏觀環境規制不利于企業的綠色創新[4]；葉琴等(2018)研究認為，不同類型環境規制工具對技術創新的影響不同[5]。可見，現有研究仍然存在爭議，兩者間的關系尚無定論，相關研究仍需持續開展。我國在2002年首次引入董事高管責任保險(以下簡稱“董責險”)。近年來，新《證券法》對于投資者保護和信息披露監管提出了更高要求，這間接加大了企業管理者的賠償責任和訴訟風險，為了讓管理者輕裝前行，上市公司對董責險的需求越來越大。董責險作為一種新的公司治理機制能夠提升企業風險承擔水平[6]。那么，企業購買董責險是否有利于激發企業綠色創新意愿，推動企業綠色創新活動呢？進一步地，實際上內部治理與外部環境規制同時影響企業綠色創新，環境規制與董責險之間是否存在相互關系呢？假如存在，它們之間的相互關系又會對企業綠色創新產生何種影響呢？2文獻綜述與研究假設2.1環境規制與企業綠色創新學術界對環境規制與企業綠色創新的關系問題進行了長期研究，但尚未形成統一意見，主要歸結為以下三類研究結論。第一，正向激勵效應。劉明廣(2019)利用省級面板數據證實了三種環境規制類型均能夠倒逼企業進行綠色創新[7]。Li等(2021)認為環境規制有利于企業積極開展綠色創新活動[8]。第二，負向抑制效應。張玉明等(2021)提出過于嚴苛的宏觀環境規制，不利于企業的綠色創新[4]。第三，存在不確定性。鄺嫦娥、路江林(2019)建立面板門檻模型對環境規制與企業綠色創新的關系進行解析，發現兩者的關系曲線呈現出顯著的V形門檻特征[9]。在當前環境下，一方面，企業面臨更加嚴格的政府方面環保要求，其短期效應便是促使企業增補治污成本以及縮減綠色創新投入；另一方面，隨著行業競爭持續加劇，只有那些長期堅持綠色創新投入的企業才能夠維持產品競爭優勢，從而在長期發展中獲得穩定收益，足以彌補前期的綠色創新投入。另外，伴隨著我國消費者環保理念的日益提高以及產權保護體系的不斷完善，消費市場更加青睞于綠色創新型企業，這也會引導企業致力于實質性綠色創新。綜上所述，本節提出假設1。H1：環境規制能夠促進企業綠色創新。2.2董責險與企業綠色創新董責險是一個新興的外部治理機制。董責險的相關研究主要集中在公司治理、企業創新方面，對綠色創新的相關研究還較少。其中，肖小虹、潘也(2022)等認為，引用董責險能夠激勵企業的綠色創新，這是因為保險公司擔負起管理者可能面臨的責任風險，能夠促進高管投資風險較大的創新活動[10]。胡國柳等(2019)認為，董責險具有風險兜底效應，提高了管理者的風險容忍程度，能夠有效抑制企業管理層機會主義行為，積極推動企業創新行為[11]。有學者基于創新產出的角度，證實了董責險能顯著提升企業的風險承擔水平，從而提高企業的創新能力[12]。綜上所述，本節提出假設2。H2：董責險正向作用于企業綠色創新。2.3環境規制與董責險對企業綠色創新的協同影響企業的治理活動受到外部制度的約束，其又影響著企業戰略的制定，決定企業是否進行綠色創新。一方面，董責險作為一種治理機制，通過影響董事高管的風險承擔度，影響企業戰略決策；另一方面，企業行為也受到政府環境規制的影響。有研究表明，外部環境規制與公司內部治理之間具有耦合作用，如王鋒正等(2018)認為，在外部環境政策框架下，加強董事會治理能力有助于推動企業綠色創新[13]。根據文獻梳理結果，學術界對環境規制、董責險對企業綠色創新的影響問題均進行了深入研究，但關于企業綠色創新語境下環境規制與董責險的協同作用卻鮮有人研究，而環境規制和董責險在中國現實情境下是被同時使用的。基于以上分析，本節提出假設3。H3：董責險在環境規制對企業綠色創新的作用機制中發揮正向調節作用。3研究設計3.1樣本選取與數據來源相比于其他行業，制造業面臨的環境壓力較大。因此，根據證監會在2012年修訂的行業分類標準，選取2012—2020年我國A股制造業上市公司，結合以下條件進行篩選：一是去除財務數據存在異常的上市公司；二是去除關鍵數據缺失或不完整的上市公司。經此處理以后，最終獲得8630個觀測值。文章中的數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)、CSMAR數據庫和同花順財經等多個數據庫，環境規制的相關數據均從《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國城市統計年鑒》中手工收集獲得。樣本數據處理過程主要用到了Stata15、Excel等軟件工具。3.2變量定義3.2.1被解釋變量文章參考于連超等(2019)[3]的做法對企業綠色創新(GIsq)進行評測，即使用1加企業綠色專利申請量的對數衡量企業綠色創新，可表示為：企業綠色創新=Ln(1+企業綠色專利申請量)。3.2.2解釋變量第一，環境規制。由于環境規制的直接數據較難獲取，文章借鑒葉琴等(2018)[5]的測量方法，通過對各省份工業廢水、工業SO2以及工業煙塵排放量，利用熵值法對污染物進行加權計算綜合指數衡量環境規制強度(EER)。第二，董責險。由于我國對董責險的購買和數據披露沒有強制要求，因此考慮到數據的不足，文章借鑒胡國柳、胡珺(2017)[6]的研究發表在《會計研究》中的文獻，董責險(DO)衡量指標為若企業購買了董責險取值為1，否則取值為0。3.2.3控制變量借鑒過往學者的研究成果，文章選定的控制變量包括：①企業年齡(LnAge)，以公司成立年數加1后取對數反映；②股權性質(SOE)，若公司的產權性質為國有企業，則其值為1，否則為0；③資產負債率(Debt)，年末總負債除以年末總資產；④現金流比率(Cfo)，公司的現金流量凈額在總資產中的占比；⑤托賓Q值(TobinQ)，(流通股市值+非流通股股份數×每股凈資產+負債賬面值)/總資產；⑥兩職合一(Dual)，董事長與總經理是同一個人為1，否則為0；⑦獨立董事比例(Dep)，獨立董事除以董事人數；同時控制了年度虛擬變量(Year)。3.3模型構建為探究環境規制對企業綠色創新的直接影響構建了模型(1)，探究董責險對企業綠色創新的直接影響構建了模型(2)，探究環境規制和董責險對企業綠色創新的協同效應構建了模型(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表示企業，t表示年份(取值范圍是2012—2020年)，GIsq為被解釋變量企業綠色創新，EER表示環境規制強度，DO代表董責險，α、β分別是截距項、待估參數項，Controls為控制變量集，ε為隨機擾動項。4實證分析4.1描述性統計根據描述性統計結果，樣本企業的綠色專利申請量均值為0.466，最大為7.085，這說明制造行業綠色專利申請量偏低，綠色技術創新仍需加強；樣本企業的環境規制均值為0.768，最大值為2.585，這說明各地區的環境規制存在明顯差異；董責險均值為0.063，也就是說只有6.3%的上市公司買入董責險，這說明上市公司對于董責險的重視不足，董責險在上市公司群體中的普及度不高。4.2相關性分析根據各項模型變量的相關性分析結果，EER、DO前系數均為正，且在1%水平下顯著，據此判斷環境規制、董責險與企業綠色創新具有正相關性。僅企業年齡與托賓Q的相關系數大于0.5，其余變量之間的相關系數都小于0.5。通過膨脹因子分析各個變量的vif值均小于10，不存在嚴重的多重共線性，可得出文章的變量選取合理。4.3回歸分析表1中列(1)為環境規制對企業綠色創新的影響。從回歸結果中可以看出，環境規制系數在5%的水平上是正值，這意味著環境規制顯著影響企業綠色創新，則H1假設得到驗證。其可能原因是在當前背景下，環境規制要求雖然會為環境治理水平較低的企業帶來較高治理成本，但隨著消費市場愈發重視綠色環保問題，推行綠色創新的企業將會獲得競爭優勢，由此收獲的額外收益能夠抵消這部分治理成本。此外，企業綠色創新與企業年齡呈負相關；公司產權性質在1%水平上是正值，這意味著公司產權性質顯著影響企業綠色創新，尤其國有企業推行綠色創新活動的意愿更強；資產負債率、現金流比率、兩職合一與企業綠色創新呈現顯著正相關，表明現金流量較多、總經理與董事長為同一人時，獨立董事占比越高的企業有著更高的綠色創新水平。從列(2)可看出，董責險系數為正且在5%水平上顯著，表明企業購買董責險能夠降低企業高管的管理風險，引導企業高管客觀對待綠色創新，為實現企業綠色創新發展貢獻力量，假設H2得到驗證。為驗證董責險在環境規制與綠色創新中的應用實效，文章所建模型(1)計算了董責險與環境規制的交互性，驗證結果如列(3)所示，交互性系數為正且在10%水平上顯著，這證實了董責險強化了環境規制對于企業綠色創新的促進作用，上市公司購入董責險不失為明智之舉，因而H3假設成立。4.4穩健性檢驗4.4.1變量替換參考畢茜、陶瑤(2021)[14]學者的做法，文章選定的企業綠色創新的替換變量是1加上年度綠色發明專利數量的對數，將此替換變量代入進行檢驗，根據回歸結果的顯著性以及回歸系數的正負號可知，本次分析結果與前文檢驗結果基本一致。4.4.2縮減樣本期《中華人民共和國環境保護法》的修訂于2015年開始正式實施，與之前相比我國對環境保護的重視程度明顯提高，文章采用縮減樣本期方法，選擇2015—2020年樣本期內的數據對上述模型進行重新回歸。環境規制系數和董責險系數均顯著為正，兩者的交互項為正且在5%的水平上顯著。由此可見，基于替換變量得到的回歸分析結果與前文檢驗結果趨于一致，這也證明了文章研究的穩健性良好。4.5異質性分析4.5.1區域異質性檢驗考慮到我國東部地區經濟發達而中西部地區經濟落后，本節根據區域差異開展異質性檢驗，所得回歸結果列于表2中。東部地區的環境規制系數和董責險系數均為正值且在5%的水平上顯著，而中西部地區的環境規制系數為正值以及董責險系數為負值且兩項系數均不顯著，這說明環境規制和董責險在東部地區發揮出正向效果，而在中西部地區收效甚微。究其成因，東部地區經濟基礎好、經濟水平高，隨著經濟社會的穩步發展，消費者對綠色生產提出了更高的要求，企業所面臨的環境規制強度有利于企業進行綠色創新活動，同時能充分釋放董責險對企業綠色創新的驅動作用。4.5.2產權性質異質性分析中國企業可大致分為國有企業和非國有企業兩類，本節根據企業產權性質開展異質性檢驗，所得回歸分析結果列于下表3中。表3產權性質異質性分析國有企業綠色創新受到環境規制的顯著的促進作用，而非國有企業綠色創新受到環境規制的不顯著的抑制作用。國有企業綠色創新受到董責險的顯著促進作用，而非國有企業綠色創新受到董責險的促進作用相對較弱。國有企業的產權屬性決定了它必須擔負起一定的社會責任，積極推行綠色創新有益于保護環境生態，在此情形下，環境規制和董責險對其產生的邊際效應較強。而非國有企業當前面臨的環境規制強度不足以提高其綠色創新動力，再加上外部競爭以及內部治理的壓力，由環境規制觸發的高治理成本對企業綠色創新帶來了強烈的擠出效應，雖然購入董責險可以適度舒緩內部治理壓力，但仍不能扭轉非國有企業綠色創新意愿。5結論與對策建議5.1結論文章以2012—2020年滬深A股制造業上市公司作為對象，探究了環境規制對企業綠色創新的作用機制以及董責險在此關系中的調節作用。首先，環境規制能夠顯著促進企業綠色創新，董責險也能夠顯著促進企業綠色創新。其次，作為一項重要的中介因素，董責險進一步增強了環境規制對于企業綠色創新的促進作用。最后，企業產權性質和企業區位都會對環境規制、董責險與企業綠色創新的影響效果造成的異質性結果，其中，東部地區和國有企業中環境規制、董責險均能有效促進綠色創新，但在中西部地區和非國有企業中兩者均不顯著。5.2對策建議針對以上問題，文章擬定以下應對策略。首先，各地區因地制宜地制定環境規制，進一步加強對企業治理的外