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基于PVAR模型的綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響

2023-03-03 04:51:42賈春香張燕
生態(tài)經(jīng)濟(jì) 2023年3期
關(guān)鍵詞:變量污染檢驗

賈春香,張燕

(內(nèi)蒙古科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,內(nèi)蒙古 包頭 014010)

改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展,目前已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體和第一大工業(yè)國。但是在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時,生態(tài)環(huán)境也遭受到嚴(yán)重破壞,可見這樣的發(fā)展模式已不能滿足當(dāng)下經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的要求。黨的十八大提出要樹立尊重自然、順應(yīng)自然、保護(hù)自然的生態(tài)文明理念,堅持節(jié)約優(yōu)先、保護(hù)優(yōu)先、自然恢復(fù)的方針,推進(jìn)綠色發(fā)展、循環(huán)發(fā)展、低碳發(fā)展?!笆濉币?guī)劃中則將堅持節(jié)約資源和保護(hù)環(huán)境作為基本國策,倡導(dǎo)堅持可持續(xù)發(fā)展,必須堅定不移走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路?!笆奈濉币?guī)劃中也明確提出,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型,支持綠色技術(shù)創(chuàng)新,推動清潔生產(chǎn),全面提高資源利用效率。

相關(guān)數(shù)據(jù)表明,工業(yè)企業(yè)相對于其他行業(yè)來說,對資源環(huán)境依賴性最強(qiáng),對環(huán)境的損害也最為嚴(yán)重,二者的矛盾尖銳。因此,綠色轉(zhuǎn)型是必由之路,尤其對于重污染行業(yè)來說,進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新,推動可持續(xù)發(fā)展刻不容緩。

1 文獻(xiàn)綜述

綠色技術(shù)創(chuàng)新有助于緩解經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間的矛盾,政府監(jiān)督、市場競爭、社會壓力迫使企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新,而技術(shù)創(chuàng)新就要有成本發(fā)生,從而影響到企業(yè)績效,因而有越來越多的研究開始關(guān)注綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系。

眾多學(xué)者研究表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效存在顯著的正向影響,即進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新有利于提升企業(yè)綜合競爭力,進(jìn)而能夠提升企業(yè)績效。Zhu & Yang[1]通過調(diào)查問卷收集數(shù)據(jù),研究可持續(xù)性承諾、綠色供應(yīng)鏈管理、大數(shù)據(jù)整合和綠色人力資源實踐對銀行環(huán)境績效與財務(wù)績效的影響。研究結(jié)果表明,銀行可以通過這些業(yè)務(wù)來緩解環(huán)境影響,并且這些對財務(wù)績效具有明顯的促進(jìn)作用。Liu & Zhang[2]研究了綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響以及媒體關(guān)注在其中的中介作用。研究證實,綠色技術(shù)創(chuàng)新明顯促進(jìn)了企業(yè)績效的提升。Ma等[3]研究環(huán)境信息披露在綠色技術(shù)創(chuàng)新與財務(wù)績效之間的調(diào)節(jié)作用時,發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)的財務(wù)績效是有明顯的正向促進(jìn)作用。Wang等[4]將綠色技術(shù)創(chuàng)新分為綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新,分別探討二者對企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的影響,實證結(jié)果是二者都能夠促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的成長。Cheng等[5]收集了121個樣本,研究了生態(tài)過程創(chuàng)新、生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新和生態(tài)組織創(chuàng)新三個方面的綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效所產(chǎn)生的明顯的積極作用。Salvadó等[6]通過157家西班牙金屬公司的數(shù)據(jù),研究綠色企業(yè)形象、綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效之間的影響關(guān)系。同樣,綠色產(chǎn)品創(chuàng)新與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效之間存在正向的影響關(guān)系,而且公司的綠色形象可以有效調(diào)節(jié)二者的關(guān)系。Lee & Min[7]研究了日本制造業(yè)企業(yè)中綠色研發(fā)對環(huán)境績效和財務(wù)績效的影響關(guān)系中發(fā)現(xiàn),雖然綠色研發(fā)與環(huán)境績效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,但是與財務(wù)績效之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。喻穎潔和張恒波[8]基于2006—2018年的數(shù)據(jù),構(gòu)建VAR模型研究體育產(chǎn)業(yè)、綠色創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,結(jié)果顯示綠色技術(shù)創(chuàng)新水平越高,經(jīng)濟(jì)增長越快。

也有學(xué)者研究指出,綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關(guān)系呈負(fù)相關(guān),即企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新會抑制企業(yè)績效的發(fā)展。韓軍輝和閆珊娜[9]研究了中國制造業(yè)中綠色技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)價值鏈的影響關(guān)系。研究結(jié)果表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新能力對我國制造業(yè)價值鏈的作用總體上呈現(xiàn)非線性“U”型關(guān)系,即對價值鏈的作用由負(fù)向逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎?。楊靜等[10]以江蘇省上市公司為研究對象,運用內(nèi)容分析法分析得出現(xiàn)階段企業(yè)綠色創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效呈現(xiàn)顯著負(fù)向關(guān)系。

此外,還有學(xué)者研究表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關(guān)系存在不確定性。陳雨柯[11]運用Homamoto的兩階段法,研究“強(qiáng)波特假說”。研究發(fā)現(xiàn),綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效沒有顯著影響,“強(qiáng)波特假說”在我國制造業(yè)上市企業(yè)中不成立。

綜上,學(xué)者們關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效的影響關(guān)系的研究結(jié)論尚未達(dá)成一致,分別為積極作用、消極作用與不確定關(guān)系?,F(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重于研究二者當(dāng)期的關(guān)系,在未來的動態(tài)影響趨勢方面涉及不足。直觀上,研發(fā)活動自身特點,使得綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響難以在當(dāng)期體現(xiàn)。因此,基于已有文獻(xiàn),本文構(gòu)建PVAR模型探討二者未來的動態(tài)影響趨勢,以便更好地預(yù)測未來的影響關(guān)系,為重污染行業(yè)實現(xiàn)“雙贏”發(fā)展提出合理的建議。

2 理論分析

1912年,熊彼特提出了創(chuàng)新理論,他強(qiáng)調(diào)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升有助于企業(yè)開拓新的市場,及時占據(jù)一定的市場份額,增強(qiáng)競爭優(yōu)勢,最終實現(xiàn)生產(chǎn)經(jīng)營的利潤最大化。但是此時的技術(shù)創(chuàng)新,僅僅只是單純的技術(shù)、工藝或者產(chǎn)品方面的創(chuàng)新,注重提高自身的生產(chǎn)技術(shù)能力,卻可能存在嚴(yán)重的環(huán)境污染的負(fù)外部性。為緩解環(huán)境問題,學(xué)者們成功地將環(huán)保理念引入創(chuàng)新理論,提出綠色技術(shù)創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展理念,有效彌補傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新的不足,更好地滿足現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求。

面對國家越來越嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策,具有高能耗、高污染生產(chǎn)特性的重污染企業(yè),需要積極地進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。綠色技術(shù)創(chuàng)新活動要想取得研發(fā)成果需要投入大量的資金、人員、設(shè)備和時間成本,而且研發(fā)成果也需要一定時間才能成功地轉(zhuǎn)化為企業(yè)的生產(chǎn)力,況且這一過程中還存在著研發(fā)失敗的風(fēng)險,可能會導(dǎo)致企業(yè)所投入的成本無法收回,給企業(yè)造成負(fù)擔(dān),從而會對企業(yè)績效產(chǎn)生短期負(fù)面影響。但是,從長遠(yuǎn)來看,研發(fā)成功之后得到的成果能夠轉(zhuǎn)化為滿足社會公眾需求的綠色化產(chǎn)品,有利于企業(yè)開拓新型市場,增加市場份額,從而促使企業(yè)的資金使用效率更高,資產(chǎn)的技術(shù)性更強(qiáng),在生產(chǎn)經(jīng)營活動中發(fā)揮更好的作用、創(chuàng)造更多的收益。這部分收益不僅可以彌補研發(fā)投入成本,還可以增加企業(yè)利潤,促使企業(yè)績效得到提升,相比于競爭對手,競爭優(yōu)勢也更加明顯,因此企業(yè)需要不斷地開發(fā)綠色新技術(shù)、新產(chǎn)品,提高研發(fā)人員的創(chuàng)新能力。同時,綠色技術(shù)創(chuàng)新有助于企業(yè)減少對環(huán)境的損壞,降低企業(yè)的環(huán)境懲罰成本;企業(yè)的綠色聲譽會獲得社會認(rèn)可度,帶來潛在收益,為企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。綜上,企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動能夠使自身的資源配置優(yōu)化,環(huán)境污染減少,更好地體現(xiàn)出企業(yè)勇于承擔(dān)社會責(zé)任,提升企業(yè)的社會形象和聲譽。因此,從長期來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。據(jù)此,本文提出以下假設(shè):

假設(shè):綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響具有時滯性,短期是負(fù)向影響,長期則是正向影響。

3 研究方法和數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設(shè)定

目前,關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響,已有文獻(xiàn)較多采用回歸分析方法檢驗,而針對研發(fā)活動特點探討影響的時滯效應(yīng)的研究較少。為持續(xù)觀察綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的動態(tài)影響,本文采用在VAR模型基礎(chǔ)上發(fā)展起來的PVAR模型,構(gòu)建關(guān)于重污染行業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的面板向量自回歸PVAR模型進(jìn)行研究。與VAR模型相比,PVAR模型可以有效克服微觀數(shù)據(jù)短缺和時間跨度較短的問題,與近年提出的綠色技術(shù)創(chuàng)新理念的特點相符合。同時,運用PVAR模型,可以將研究的多個變量都視為內(nèi)生變量,允許異質(zhì)性存在,充分考慮變量之間的關(guān)系。

具體的模型設(shè)定如下:

式中:Yt是k維內(nèi)生變量的列向量;Xt是q維外生變量的列向量;T為樣本容量;p為模型滯后階數(shù);A1,A2,…,Ap以及B均為系數(shù)矩陣,εt為k維誤差向量。

模型展開式為:

即不含外生變量Xt的非限制性模型表達(dá)式為:

3.2 數(shù)據(jù)來源

借鑒諶仁俊等[12]對重污染企業(yè)的認(rèn)定方法,本文選取2013—2019年滬深兩市A股重污染行業(yè)上市公司作為研究樣本進(jìn)行實證分析。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的真實性和有效性,本文對樣本公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選:(1)剔除ST等財務(wù)狀況異常的樣本;(2)剔除數(shù)據(jù)不連貫的上市公司樣本。最終本文獲得16個重污染行業(yè)、399家公司、2 793個有效研究樣本。樣本公司相關(guān)數(shù)據(jù)從國泰安數(shù)據(jù)庫、CNRDS數(shù)據(jù)庫以及Wind數(shù)據(jù)庫中取得,本文采用Eviews10.0軟件和SPSS25.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

3.3 變量選取及說明

3.3.1 被解釋變量

本文的被解釋變量是企業(yè)績效,現(xiàn)有文獻(xiàn)較多采用凈資產(chǎn)收益率、托賓Q等指標(biāo)來衡量。為綜合反映企業(yè)績效水平,本文采用主成分分析法確定。首先借鑒已有研究[13-15],選取凈資產(chǎn)收益率和營業(yè)凈利率來衡量企業(yè)的盈利能力;選取資本保值增值率和總資產(chǎn)增長率來反映企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r;選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和存貨周轉(zhuǎn)率來衡量營運能力;選取資產(chǎn)負(fù)債率和流動比率衡量企業(yè)的償債能力構(gòu)建企業(yè)績效綜合評價指標(biāo)體系。指標(biāo)說明及測算方法見表1。

表1 變量說明及測算方法

參考余博等[16]的做法,選用主成分分析法對企業(yè)績效綜合指標(biāo)進(jìn)行賦值加權(quán)。首先,對所選指標(biāo)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗。其中,KMO檢驗的值為0.562,大于0.5。Bartlett球形度檢驗的近似卡方值為4 866.611,P值為0.000。這說明本文對績效所選取的變量是適合主成分分析法的。其次,對所選指標(biāo)進(jìn)行主成分提取。其中,從8個變量中提取了4個主成分,能夠解釋原有指標(biāo)77.032%的數(shù)據(jù),對原始變量的絕大部分信息有足夠的解釋力度。根據(jù)所得的因子載荷矩陣結(jié)果,得到了線性表達(dá)式。最后,將第一主成分、第二主成分、第三主成分以及第四主成分的特征值作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)處理,可以得到前4個主成分在計算績效P時的權(quán)重。計算公式為:

式中:P表示綜合主成分,αi表示第i個主成分的權(quán)重,Pi表示第i個主成分。

由上文可知,通過主成分分析法得到了4個主成分,賦值權(quán)重之后得到的最終結(jié)果如下:

本文將所得到的企業(yè)績效綜合得分作為衡量重污染行業(yè)企業(yè)績效的被解釋變量。

3.3.2 解釋變量

本文的解釋變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新,理論上,應(yīng)當(dāng)用企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)指標(biāo)來衡量,鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性,學(xué)者們一般選擇技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)指標(biāo)來度量,常用的有研發(fā)投入、研發(fā)投入強(qiáng)度等。本文借鑒朱乃平等[17]的做法以研發(fā)投入強(qiáng)度作為核心解釋變量,采用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值來計算。

3.3.3 控制變量

根據(jù)現(xiàn)有的研究[18-19],將持有現(xiàn)金、資產(chǎn)規(guī)模和技術(shù)能力作為本文的控制變量。一般來說,公司持有現(xiàn)金水平越高,資產(chǎn)規(guī)模越大,越有實力開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動;企業(yè)技術(shù)能力越強(qiáng),研發(fā)人員的數(shù)量越多,越有能力開展綠色技術(shù)創(chuàng)新,這些都會影響企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略的效果。解釋變量以及控制變量的指標(biāo)說明及測算方法見表2。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表2 解釋變量與控制變量

表3 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實證分析

進(jìn)行PVAR模型檢驗需要以下六個步驟:第一,對全部變量進(jìn)行單位根檢驗,確保變量均為平穩(wěn)序列。第二,確定本文的最優(yōu)滯后階數(shù),保證參數(shù)估計的準(zhǔn)確性。第三,進(jìn)行回歸分析。第四,進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗,檢驗?zāi)P偷暮侠硇浴5谖?,建立脈沖響應(yīng)函數(shù),分析綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的動態(tài)影響過程。第六,進(jìn)行方差分解,比較變量之間的累計貢獻(xiàn)度。

4.1 單位根檢驗

進(jìn)行回歸之前,先對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗,保證所有變量都能夠通過平穩(wěn)性檢驗。否則,容易出現(xiàn)偽回歸。本文采用LLC檢驗方法和PP檢驗方法對模型中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結(jié)果表明P、RD、CASH、lnSIZE、TC這5個變量均拒絕原假設(shè),即均通過了平穩(wěn)性檢驗。由此判定,本文中所采用的變量都是平穩(wěn)序列,可以進(jìn)一步建立PVAR模型進(jìn)行實證研究。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 單位根檢驗

4.2 模型滯后階數(shù)的確定

進(jìn)行參數(shù)估計之前,先確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù),保證參數(shù)估計的準(zhǔn)確性。在滯后階數(shù)的選取上,當(dāng)樣本量較大時,AIC準(zhǔn)則偏向于更冗長的模型,而SC準(zhǔn)則傾向于比較精簡且正確的模型。由于本文的PVAR模型包含5個變量,若選擇滯后階數(shù)較大的模型,則會導(dǎo)致在參數(shù)估計過程中損失較多的自由度,估計結(jié)果不夠精確。因此,本文最終依據(jù)SC準(zhǔn)則對滯后階數(shù)進(jìn)行選取,得到最佳滯后階數(shù),所選取滯后階數(shù)為2階,結(jié)果見表5。

表5 模型滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

4.3 回歸結(jié)果

綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的回歸結(jié)果如表6所示。其中,經(jīng)過F檢驗和Hausman檢驗,確定本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,回歸的模型擬合度為0.933 9,這說明本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表6 PVAR模型回歸結(jié)果

由表6可得,滯后1期和滯后2期的情況下,綠色技術(shù)創(chuàng)新(RD)對企業(yè)績效(P)的作用由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向,回歸系數(shù)分別是-0.570 1和0.505 3,并且這兩期都通過了1%的顯著性檢驗。這表明,在滯后1期時,綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的研發(fā)投入不能立刻轉(zhuǎn)化為收益,因此,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。在滯后2期時,企業(yè)的投入支出經(jīng)過一定的時間轉(zhuǎn)化成企業(yè)的收入,因此,負(fù)向影響轉(zhuǎn)化為顯著的正向影響,但這一過程存在著滯后性。綜上可得,企業(yè)在進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)活動時,研發(fā)投入很難在短期內(nèi)獲得一定的研發(fā)成果,這期間需要一定的時間成本,在研發(fā)成果成功地轉(zhuǎn)化為滿足社會公眾需求的綠色化產(chǎn)品之后,企業(yè)能夠獲取一定的競爭優(yōu)勢和更大的經(jīng)濟(jì)收益,從而提高企業(yè)的核心競爭力,有效地促進(jìn)企業(yè)績效成長。模型所得的回歸結(jié)果顯著,有效地驗證了本文的研究假設(shè)。

在滯后1期的情況下,持有現(xiàn)金(CASH)這一控制變量對企業(yè)績效的作用是負(fù)向的,回歸系數(shù)為-9.295 9,通過了1%的顯著性檢驗。這說明隨著企業(yè)持有現(xiàn)金的增多,資金使用效率不高,會促使企業(yè)績效降低。在滯后1期的情況下,資產(chǎn)規(guī)模(lnSIZE)這一控制變量對企業(yè)績效的作用是負(fù)向的,回歸系數(shù)為-15.461 5,通過了1%的顯著性檢驗。這說明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大,會促使企業(yè)績效在不斷降低。而對于技術(shù)能力(TC)這一控制變量,在滯后1期和滯后2期的情況下,對企業(yè)績效的作用是由負(fù)轉(zhuǎn)正,回歸系數(shù)分別為-8.408 7和9.961 4,分別通過了10%和5%的顯著性檢驗。這說明研發(fā)人員在進(jìn)行研發(fā)活動時是需要時間去得到成果,存在一定的滯后性,滯后2期時產(chǎn)生收益,結(jié)果顯著。

由于PVAR模型屬于動態(tài)模型,回歸所得的參數(shù)大小和顯著性水平不足以反映變量之間的相互關(guān)系。因此,本文進(jìn)行了脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析,更加準(zhǔn)確地反映重污染行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響關(guān)系。

4.4 模型穩(wěn)定性檢驗

為了驗證本文所建立的模型是否合理,需要對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗。運用PVAR模型建立AR根圖,可以有效地進(jìn)行模型穩(wěn)定性檢驗。若AR根圖的所有單位根都位于圓內(nèi),即PVAR模型所有根的模的倒數(shù)都小于1,證明本文所構(gòu)建的模型是穩(wěn)定的。反之,只要AR根圖中有一個單位根位于圓外,即存在一個根的模的倒數(shù)大于1,就說明所構(gòu)建的模型不是穩(wěn)定的。圖1是本文模型的穩(wěn)定性檢驗結(jié)果,由圖1結(jié)果可知,本文的所有單位根都位于圓內(nèi),證明本文所建立的PVAR模型是穩(wěn)定的。

圖1 PVAR模型的AR根圖

4.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

PVAR模型的回歸結(jié)果分析了變量之間的影響關(guān)系,但是不能分析變量受到某種沖擊時所產(chǎn)生的動態(tài)影響關(guān)系。脈沖響應(yīng)分析則可以分析這一動態(tài)影響,可以讓我們直觀地了解重污染行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的動態(tài)影響過程。本文用Monte Carlo模擬100次,得到0~10期每個變量對企業(yè)績效的沖擊響應(yīng)過程。其中,圖2表示的是企業(yè)績效(P)、綠色技術(shù)創(chuàng)新(RD)以及現(xiàn)金持有(CASH)、資產(chǎn)規(guī)模(lnSIZE)、技術(shù)能力(TC)這三個控制變量對企業(yè)績效(P)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的曲線圖。曲線位于數(shù)軸上方表示自變量與因變量的關(guān)系呈正相關(guān),曲線位于數(shù)軸下方則表示變量之間關(guān)系呈負(fù)相關(guān)。

從圖2中可以看到,沖擊變量分別是企業(yè)績效本身、綠色技術(shù)創(chuàng)新、持有現(xiàn)金、資產(chǎn)規(guī)模和技術(shù)能力,響應(yīng)變量是企業(yè)績效。當(dāng)給予企業(yè)績效自身1單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后,產(chǎn)生的回應(yīng)是正向的,但是隨著期數(shù)的增加,企業(yè)績效產(chǎn)生的正向回應(yīng)在持續(xù)不斷地下降。這表明企業(yè)績效自身對企業(yè)績效的正向影響作用顯著,但是隨著期數(shù)的增多,這種正向影響在不斷減弱。說明企業(yè)不能只進(jìn)行一成不變的生產(chǎn)經(jīng)營活動,還需要增加一系列的投資與創(chuàng)新活動去獲得更多的收益,進(jìn)而提升企業(yè)績效。

圖2 P、RD、CASH、lnSIZE以及TC對P的脈沖響應(yīng)

當(dāng)給予綠色技術(shù)創(chuàng)新1單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,企業(yè)績效所產(chǎn)生的回應(yīng)是負(fù)向的,但是這種負(fù)向的回應(yīng)在第3期以后有所改善,第3期之后的曲線呈現(xiàn)不斷升高的趨勢。這表明整體來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新的沖擊對企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)向影響,但是隨著期數(shù)的增加,這一負(fù)向影響作用在不斷減弱,長期可能存在正向影響。究其原因,主要是企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的前期,投入的人力、資金和設(shè)備需要時間去轉(zhuǎn)化為綠色化產(chǎn)品,企業(yè)所投入的成本無法在短期內(nèi)獲得相應(yīng)的收益,從而降低企業(yè)績效。但這種現(xiàn)象只是暫時的,隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新活動不斷取得成果,研發(fā)產(chǎn)出所帶來的收益能夠均衡企業(yè)的研發(fā)成本,最終研發(fā)成果會給企業(yè)帶來巨大的收益,有效地提升企業(yè)績效。因此,研究表明從長期來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的抑制作用正在不斷地減弱。

當(dāng)給予持有現(xiàn)金1單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,企業(yè)績效的回應(yīng)是正向的,但是在第2期以后,企業(yè)績效所產(chǎn)生的回應(yīng)在持續(xù)不斷地下降,在第9期時企業(yè)績效的回應(yīng)由正向轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向。這表明短期內(nèi)持有現(xiàn)金的沖擊能夠?qū)ζ髽I(yè)績效產(chǎn)生正向影響,但是長期來看這一正向影響在逐漸減弱,最終轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向影響。當(dāng)給予資產(chǎn)規(guī)模1單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,企業(yè)績效產(chǎn)生了持續(xù)的正向回應(yīng),并且在第4期以后趨于平緩。這表明長期來看資產(chǎn)規(guī)模的沖擊能夠?qū)ζ髽I(yè)績效產(chǎn)生正向影響,資產(chǎn)規(guī)模能夠促進(jìn)企業(yè)績效的成長。當(dāng)給予技術(shù)能力1單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,企業(yè)績效產(chǎn)生的回應(yīng)是負(fù)向的,但是在第2期以后曲線呈現(xiàn)不斷升高的趨勢,即企業(yè)績效產(chǎn)生的負(fù)向回應(yīng)在不斷減弱。這表明整體來看,技術(shù)能力的沖擊對企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)向影響,但是長期來看負(fù)向影響在不斷減弱。究其原因,主要是企業(yè)研發(fā)人員的投入要想獲得一定的研發(fā)成果,需要一定的時間成本,短期內(nèi)無法獲得收益,從而降低企業(yè)績效。但是從長期來看綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)成果所帶來的收益能夠均衡企業(yè)的研發(fā)人員成本,最終會給企業(yè)帶來巨大的收益,進(jìn)而提高企業(yè)績效。因此,從長期來看技術(shù)能力對企業(yè)績效的抑制作用也在不斷減弱。

4.6 方差分解

與脈沖響應(yīng)函數(shù)不同,方差分解可以比較各變量對同一內(nèi)生變量的相對重要性,還可以分析不同的預(yù)測期內(nèi),同一變量對該內(nèi)生變量的累計貢獻(xiàn)度。因此,為了能夠更精確地考察重污染行業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響程度大小,本文通過方差分解得到了重污染企業(yè)績效在第10 期、第20 期以及第30 期的方差分解結(jié)果,結(jié)果見表7。

表7 方差分解結(jié)果

通過對表7 的觀察,將企業(yè)績效自身、綠色技術(shù)創(chuàng)新、持有現(xiàn)金、資產(chǎn)規(guī)模和技術(shù)能力對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行比較,我們可以清晰看出:企業(yè)績效對其自身的解釋程度是最大的,在第10 期為91.33%,在第20 期為88.50%,在第30 期為87.43%,可見隨著期數(shù)的延長,企業(yè)績效對自身的方差貢獻(xiàn)度呈逐漸下降趨勢。這說明企業(yè)績效對其自身的解釋程度較強(qiáng),雖然解釋程度在不斷減弱,但是企業(yè)績效自身仍處于決定性地位。綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的解釋程度次之,在第10 期為6.23%,在第20 期為8.35%,在第30 期為8.84%,可見隨著期數(shù)的延長,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)度在不斷增強(qiáng)。這說明綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的解釋力度相對較高,綠色技術(shù)創(chuàng)新的變動能夠較大程度地解釋企業(yè)績效的變化情況。

除此之外,在控制變量中,持有現(xiàn)金對企業(yè)績效的貢獻(xiàn)度在第30 期為0.83%,并且從表中能看出,持有現(xiàn)金對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)度呈增長趨勢,這說明持有現(xiàn)金對企業(yè)績效有著一定的影響作用,但是這一影響作用有限。資產(chǎn)規(guī)模對企業(yè)績效的貢獻(xiàn)度在第30 期為2.05%,并且從表7 中能看出,資產(chǎn)規(guī)模對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)度呈不斷增長趨勢。技術(shù)能力對企業(yè)績效的貢獻(xiàn)度在第30 期為0.85%,技術(shù)能力對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)度也呈遞增趨勢。

5 結(jié)論及啟示

本文通過構(gòu)建綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系模型,分析在中國高度重視生態(tài)文明建設(shè)的情況下,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響作用,并根據(jù)2013—2019年中國16個重污染行業(yè)的面板數(shù)據(jù),運用PVAR面板向量自回歸模型進(jìn)行了實證分析,得到以下研究結(jié)論:(1)重污染行業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響具有時滯性,長期來看具有正向影響作用。即企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的增加會促進(jìn)企業(yè)績效的成長。(2)模型檢驗發(fā)現(xiàn),綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響關(guān)系是非常穩(wěn)定的。脈沖響應(yīng)關(guān)系中,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的抑制作用明顯減弱。而在方差分解分析中,綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的方差貢獻(xiàn)度也是較強(qiáng)的。

基于研究結(jié)論,可以發(fā)現(xiàn)重污染企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新可以有效影響企業(yè)績效,并且需要不斷地提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平,實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)的雙贏。基于此,本文有如下研究啟示。

(1)企業(yè)應(yīng)該積極進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。首先,重污染企業(yè)要正視自身發(fā)展問題,主動承擔(dān)社會責(zé)任,通過培養(yǎng)高素質(zhì)的科研人員,提高企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力,提高資源利用率,生產(chǎn)綠色產(chǎn)品,最大程度地減少排放,最終達(dá)到提高企業(yè)績效的目的。其次,重污染企業(yè)還應(yīng)該完善公司的綠色技術(shù)創(chuàng)新制度,從根本出發(fā)建立綠色創(chuàng)新保障機(jī)制,保障自身的研發(fā)效率,保障企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動可以有條不紊地進(jìn)行。最后,企業(yè)需要把綠色技術(shù)創(chuàng)新貫穿到經(jīng)營管理中,建立生態(tài)與經(jīng)濟(jì)相協(xié)調(diào)的發(fā)展模式,調(diào)整企業(yè)內(nèi)部組織機(jī)構(gòu),建立一套自我約束的環(huán)境管理體系。

政府可以適當(dāng)減免重污染企業(yè)綠色創(chuàng)新方面的稅收,大力支持企業(yè)進(jìn)行綠色研發(fā)活動,推進(jìn)重污染企業(yè)的產(chǎn)品綠色化升級。對于進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的重污染企業(yè),政府還應(yīng)當(dāng)采取一些財政補貼的措施,積極引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。社會公眾要自覺監(jiān)督企業(yè)的環(huán)境污染行為,應(yīng)該密切關(guān)注企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力,倒逼企業(yè)生產(chǎn)綠色產(chǎn)品。

(2)企業(yè)應(yīng)該關(guān)注綠色技術(shù)創(chuàng)新所帶來的長遠(yuǎn)利益。重污染企業(yè)應(yīng)該用發(fā)展的眼光看待綠色技術(shù)創(chuàng)新,要關(guān)注長遠(yuǎn)利益,堅持進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動。股東、職工等應(yīng)該給予重污染企業(yè)更多的包容,尤其是在企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的前期,不要太過于關(guān)注短期的虧損,而應(yīng)該更加地關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)效益,鼓勵支持企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

政府應(yīng)該清楚綠色技術(shù)創(chuàng)新活動具有時滯性,投入并不能夠立刻轉(zhuǎn)化為收益。因此,政府要保持定力,給予重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動足夠的時間和試錯機(jī)會,努力為重污染企業(yè)創(chuàng)造平穩(wěn)健康的經(jīng)濟(jì)環(huán)境,幫助企業(yè)度過綠色創(chuàng)新的攻堅時期。社會公眾也應(yīng)加強(qiáng)對重污染企業(yè)的監(jiān)督意識,共同營造友好的社會氛圍。

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