馬 杰, 李會(huì)娟

(東華理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,江西 南昌 330013)

隨著我國工業(yè)化的不斷發(fā)展,傳統(tǒng)粗放發(fā)展模式的高投入、高消耗、高污染等特性帶來了巨大的“環(huán)境負(fù)外部性”。這種負(fù)效應(yīng)也嚴(yán)重影響了產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展水平,資源型產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。2010年,國家“十二五”規(guī)劃第一次明確提出了“綠色發(fā)展”理念,強(qiáng)調(diào)了發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)是突破資源和環(huán)境制約的有效途徑?！半p碳”目標(biāo)的提出充分體現(xiàn)了我國推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的決心。低碳轉(zhuǎn)型路徑是資源型產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。作為實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力,綠色技術(shù)創(chuàng)新是資源型企業(yè)實(shí)現(xiàn)低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展、提升核心競爭力的必由之路。相對(duì)于傳統(tǒng)創(chuàng)新,綠色創(chuàng)新具有典型的“雙重外部性”特征,導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新的積極性大大降低,并且由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的開展需要大量資金支持,資金約束也是資源型企業(yè)在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型面臨的重要難題之一。政府對(duì)企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助被視為緩解融資約束、克服“雙重外部性”問題的重要方式之一。

然而,關(guān)于政府補(bǔ)助能否有效促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新尚未獲得一致的結(jié)論。部分研究認(rèn)為政府補(bǔ)助可以顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新[1-4];也有一些研究發(fā)現(xiàn),因?yàn)閷ぷ庑袨榛蛐畔⒉粚?duì)稱現(xiàn)象等的存在,使得政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新起到抑制作用,主要表現(xiàn)為擠出效應(yīng)[5-9];此外,還有一些學(xué)者認(rèn)為,政府補(bǔ)助對(duì)綠色創(chuàng)新的影響具有不確定性,由于研究對(duì)象、方法等差異,也可能存在非線性關(guān)系且會(huì)由于異質(zhì)性差異而得出不一樣的結(jié)論[10-13]。根據(jù)文獻(xiàn)梳理結(jié)果發(fā)現(xiàn),國內(nèi)外學(xué)者通過固定效應(yīng)模型、門檻效應(yīng)模型等多種方法對(duì)政府補(bǔ)助和企業(yè)綠色創(chuàng)新展開實(shí)證研究,其研究結(jié)論主要包括促進(jìn)效應(yīng)、抑制效應(yīng)和非線性關(guān)系論。但是,學(xué)者們研究的對(duì)象多為制造業(yè)、重污染行業(yè)、環(huán)保行業(yè)等的上市公司,資源型企業(yè)作為我國低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展時(shí)期的重要行業(yè)之一,關(guān)于政府補(bǔ)助對(duì)其綠色創(chuàng)新的影響是促進(jìn)作用還是抑制作用的研究卻相對(duì)較少,還需要更多的研究支持。除政府補(bǔ)助之外,企業(yè)研發(fā)投入作為研發(fā)活動(dòng)資金的重要來源之一,同樣在一定程度上會(huì)對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。政府補(bǔ)助、研發(fā)投入和綠色創(chuàng)新的關(guān)系多以兩者研究為主,將三者置于同一邏輯框架下的研究較少。

基于此,本研究以2010—2020年資源型上市企業(yè)為研究樣本,通過梳理我國政府補(bǔ)助這一宏觀調(diào)控手段對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)制,重點(diǎn)研究政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效應(yīng),考察研發(fā)投入是否發(fā)揮了中介效應(yīng),并進(jìn)一步展開異質(zhì)性分析,以期豐富資源型企業(yè)政府補(bǔ)助與綠色創(chuàng)新的相關(guān)研究,為資源型企業(yè)提升綠色創(chuàng)新水平及政府完善補(bǔ)貼和激勵(lì)政策等提供一定的參考,推動(dòng)資源型企業(yè)綠色低碳發(fā)展。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新

企業(yè)在創(chuàng)新初期需要投入大量研發(fā)資金,但創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的時(shí)長、風(fēng)險(xiǎn)和回報(bào)率皆具有不確定性。相對(duì)于傳統(tǒng)創(chuàng)新,綠色創(chuàng)新具有典型的“知識(shí)溢出”和“環(huán)境溢出”的“雙重外部性”特征。當(dāng)企業(yè)將自己的創(chuàng)新技術(shù)向外推廣時(shí),部分或全部的創(chuàng)新知識(shí)可能會(huì)被模仿復(fù)制,從而擠壓創(chuàng)新企業(yè)的利潤空間,導(dǎo)致創(chuàng)新企業(yè)不能獲得研發(fā)活動(dòng)所產(chǎn)生的全部收益[1]。且綠色創(chuàng)新追求的目標(biāo)是在獲得經(jīng)濟(jì)利益的同時(shí)將污染排放降到最低,這會(huì)使企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新的積極性大大降低[14]。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的開展由于需要大量資金的支持,因此資金約束也是資源型企業(yè)在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型面臨的重要難題之一。在沒有相應(yīng)的制度約束和政策激勵(lì)情況下,綠色創(chuàng)新活動(dòng)的高成本、高風(fēng)險(xiǎn)、低收益會(huì)導(dǎo)致多數(shù)企業(yè)望而卻步[14]。而政府對(duì)企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助被視為降低研發(fā)不確定性、緩解資金約束、克服“雙重外部性”問題的重要方式之一。政府補(bǔ)助屬于財(cái)政支出的一個(gè)部分,是根據(jù)特定的目的或一定時(shí)期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)方針和政策,直接或間接向微觀經(jīng)濟(jì)主體提供的一種無償?shù)慕?jīng)濟(jì)利益轉(zhuǎn)移,屬于轉(zhuǎn)移支付范疇[15-17]。一方面,政府補(bǔ)助可以直接為企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)提供資金支持,減輕企業(yè)研發(fā)投入壓力,分擔(dān)部分投資風(fēng)險(xiǎn),提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性[18];另一方面,政府補(bǔ)助也能發(fā)揮信號(hào)傳遞作用,向社會(huì)傳遞兩種“認(rèn)證信號(hào)”,即幫助企業(yè)堅(jiān)定研發(fā)路線和吸引研發(fā)所需的外部投資,發(fā)揮“認(rèn)證效應(yīng)”,為企業(yè)帶來更多創(chuàng)新資源,激勵(lì)企業(yè)培養(yǎng)和提升綠色創(chuàng)新能力,提高創(chuàng)新效率[19]。由此可見,政府補(bǔ)助能夠直接或間接對(duì)企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)起到激勵(lì)作用?；诖?本研究提出如下假設(shè):

H1:政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)。

1.2 政府補(bǔ)助、研發(fā)投入與企業(yè)綠色創(chuàng)新

政府補(bǔ)助作為外部支持可以緩解企業(yè)的研發(fā)資金壓力,而研發(fā)投入則是企業(yè)依據(jù)自身規(guī)劃發(fā)展情況所進(jìn)行的內(nèi)部資金投入,當(dāng)兩者同時(shí)存在并作用于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)時(shí),會(huì)展現(xiàn)出“1+1>2”的加倍刺激效果[20]。Hinloopen研究表明,政府研發(fā)補(bǔ)助在企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出方面的推動(dòng)成果顯著[21]。研發(fā)活動(dòng)的長周期、高風(fēng)險(xiǎn)、高投入等特點(diǎn)往往會(huì)使企業(yè)缺乏創(chuàng)新的積極性,而政府補(bǔ)助可以為企業(yè)創(chuàng)新增加資金投入,這一行為也會(huì)向社會(huì)投資者釋放出積極的信號(hào),吸引社會(huì)投資,提高企業(yè)研發(fā)投入[14,22]。外部投資者與企業(yè)之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱,如果企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目在政府評(píng)審中勝出,獲得研發(fā)補(bǔ)助,相當(dāng)于政府幫助外部投資者進(jìn)行了優(yōu)質(zhì)企業(yè)的篩選,企業(yè)可以借此在資本市場(chǎng)中引入更多研發(fā)所需的外部投資,從而有效發(fā)揮出政府補(bǔ)助的杠桿作用。企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)需要大量的資金投入,內(nèi)部的研發(fā)投入是企業(yè)綠色創(chuàng)新的基石。多位學(xué)者研究指出,研發(fā)投入不僅對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新起到正向促進(jìn)作用,還可能會(huì)在政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新之間起到中介作用[14,23]。丘東等選取了地區(qū)創(chuàng)新數(shù)據(jù)回歸分析發(fā)現(xiàn),在政府研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新績效的影響中,企業(yè)研發(fā)投入存在完全中介效應(yīng)[24]。武志勇等以東北地區(qū)制造業(yè)為研究對(duì)象,發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補(bǔ)助可以有效促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新,且研發(fā)投入在這過程中扮演完全中介角色[25]。云虹等以中小板企業(yè)為例,研究認(rèn)為研發(fā)投入在財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新績效的影響過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)[26]。梁亞琪等以2009—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為研究樣本,分析發(fā)現(xiàn)R&D投入在政府補(bǔ)貼與綠色創(chuàng)新的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用,即政府補(bǔ)貼會(huì)通過促進(jìn)研發(fā)投入來激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新活動(dòng)[14]。因此,本研究提出如下假設(shè):

H2:政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)資源型企業(yè)研發(fā)投入;

H3:研發(fā)投入在政府補(bǔ)助促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》標(biāo)準(zhǔn)及數(shù)據(jù)的可獲取性,參考王鋒正[27]等、劉曉燕和孫慧[28]等的研究,選擇石油和天然氣開采業(yè)、煤炭開采和洗選業(yè)等共15個(gè)行業(yè)(1)15個(gè)資源型產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)分別為:石油和天然氣開采業(yè)、煤炭開采和洗選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、石油加工煉焦和核燃料加工業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、電力熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、廢棄資源綜合利用業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)。作為資源型產(chǎn)業(yè)的具體類型,以相關(guān)行業(yè)滬深兩市2010—2020年上市企業(yè)為研究對(duì)象,實(shí)證研究政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。在數(shù)據(jù)篩選過程中,本研究剔除了:(1)2010—2020年間曾是ST或*ST的公司;(2)上市時(shí)間晚于2010年,樣本數(shù)據(jù)不足的公司;(3)核心變量數(shù)據(jù)缺失的公司。最終獲取有效樣本為112家企業(yè)共1 232個(gè)觀測(cè)值。樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(CNRDS)數(shù)據(jù)庫,部分缺失數(shù)據(jù)通過手工查閱相關(guān)企業(yè)年報(bào)獲得。為減少極端異常值的影響,對(duì)各變量進(jìn)行了2%和98%的Winsorize處理。

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

本研究的被解釋變量為綠色創(chuàng)新。用綠色專利來衡量綠色創(chuàng)新,參考周煊[29]等的研究,采用專利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平。專利授權(quán)由于需要進(jìn)行檢測(cè)和繳納年費(fèi),過程中存在許多不確定性,這些變數(shù)很難得到及時(shí)披露,因此選擇專利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新相對(duì)更加及時(shí)穩(wěn)定[29]。我國專利分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利3種類型。2020年我國對(duì)《中華人民共和國專利法》(簡稱《專利法》)進(jìn)行了第四次修正,并從2021年6月1日起施行。根據(jù)最新版《專利法》的規(guī)定,發(fā)明和實(shí)用新型專利的申請(qǐng)流程更復(fù)雜,其中發(fā)明專利在初審后還需通過實(shí)質(zhì)審查環(huán)節(jié),可見其申請(qǐng)難度之大。在技術(shù)含量方面,發(fā)明專利最高,實(shí)用新型專利次之,而外觀設(shè)計(jì)專利的技術(shù)含量最低。因此,借鑒王馨和王營[30]的研究,采用綠色發(fā)明專利申請(qǐng)與綠色實(shí)用新型專利申請(qǐng)之和作為衡量指標(biāo)。為消除專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)的右偏分布問題,本研究將專利申請(qǐng)數(shù)量加1后取自然對(duì)數(shù)。

2.2.2 核心解釋變量

本研究的核心解釋變量為政府補(bǔ)助。自2017年6月12日起,我國開始施行《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第16號(hào)——政府補(bǔ)助》,重新規(guī)范了政府補(bǔ)助的確認(rèn)、計(jì)量和列報(bào),要求分情況(是否與日?；顒?dòng)相關(guān))分別計(jì)入其他收益或營業(yè)外收入。因此,為保證變量數(shù)據(jù)的前后一致性,本研究將來源于企業(yè)營業(yè)外收入和其他收益科目下的所有政府補(bǔ)助項(xiàng)目金額加總,作為2017年及之后年度的政府補(bǔ)助金額[18]。為消除規(guī)模差異,采用企業(yè)獲得的政府補(bǔ)助占營業(yè)收入的比例來衡量,并對(duì)其進(jìn)行加1取自然對(duì)數(shù)處理,以減少誤差。

2.2.3 中介變量

選取研發(fā)投入作為中介變量。研發(fā)投入是企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的有力保障,由于企業(yè)之間規(guī)模存在較大差異,考慮不同企業(yè)間應(yīng)具有可比性,參考巴曙松[31]等的研究,選取研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例這一相對(duì)指標(biāo)來衡量企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度。

2.2.4 控制變量

根據(jù)政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的相關(guān)文獻(xiàn),選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)回報(bào)率、企業(yè)成長性、獨(dú)立董事比例、企業(yè)現(xiàn)金流、固定資產(chǎn)占比、高管薪酬、企業(yè)年齡和融資約束等10個(gè)指標(biāo)作為控制變量,具體變量說明見表1。

表1 變量說明

2.3 模型構(gòu)建

基于研究假設(shè)構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀Ｊ紫?為檢驗(yàn)政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的總效應(yīng),構(gòu)建基準(zhǔn)模型(1);其次,為探究研發(fā)投入在政府補(bǔ)助影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的路徑上是否存在中介作用,借鑒溫忠麟和葉寶娟[32]的新中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程,構(gòu)建模型(2)估計(jì)政府補(bǔ)助對(duì)研發(fā)投入的影響,加入研發(fā)投入作為中介變量構(gòu)建模型(3),檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在。

Gpatentit=α0+α1Subit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(1)

R&Dit=α0+α1Subit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(2)

Gpatentit=α0+α1Subit+α2R&Dit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(3)

其中,α0是常數(shù)項(xiàng),α1與α2是解釋變量和中介變量的系數(shù),αk是各個(gè)控制變量前的系數(shù);i代表企業(yè),t代表年份;Controls為一系列控制變量;μi表示個(gè)體固定效應(yīng),δt表示時(shí)間固定效應(yīng),εit代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示。樣本企業(yè)的綠色專利申請(qǐng)數(shù)量經(jīng)過加1取對(duì)數(shù)處理后的均值為1.042,最大值為3.784,最小值為0,表明資源型企業(yè)之間的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出水平存在顯著差異。企業(yè)間的政府補(bǔ)助也存在較大差距,最多時(shí)是營業(yè)收入的5.8%,最少則僅占0.02%。從研發(fā)投入來看,企業(yè)營業(yè)收入中平均2.8%被投入到研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中,從最低的0.06%到最高的7.2%,表明不同企業(yè)對(duì)于研發(fā)創(chuàng)新投入的重視程度存在差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 相關(guān)性分析

變量間的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示,可以初步了解各變量之間的關(guān)聯(lián)程度。從檢驗(yàn)結(jié)果上看,政府補(bǔ)助與綠色創(chuàng)新之間呈正相關(guān),且在5%水平上顯著,初步表明政府補(bǔ)助對(duì)綠色創(chuàng)新起到顯著促進(jìn)作用。其他變量間的相關(guān)性分析不再一一贅述。為檢驗(yàn)多個(gè)變量間是否存在多重共線性問題,進(jìn)行方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表4。通常認(rèn)為單個(gè)VIF值不超過10、平均VIF不超過3時(shí),即可判定變量間不存在多重共線性。從表4中可以看到,各變量的VIF值均不超過6,平均VIF值為2.24,說明本研究構(gòu)建的模型中各變量間基本不存在多重共線問題[33]。

表4 方差膨脹因子檢驗(yàn)

3.3 面板回歸分析

3.3.1 政府補(bǔ)助與資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新

采用個(gè)體和時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析,通過stata16.0對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

表5為資源型上市企業(yè)政府補(bǔ)助、研發(fā)投入與綠色創(chuàng)新的全樣本回歸結(jié)果。模型(1)為政府補(bǔ)助與綠色創(chuàng)新關(guān)系的估計(jì)結(jié)果。政府補(bǔ)助的系數(shù)為6.271,且在1%的水平上與綠色創(chuàng)新呈顯著正相關(guān),說明政府補(bǔ)助能夠顯著促進(jìn)資源型上市企業(yè)綠色創(chuàng)新。每增加一個(gè)單位的政府補(bǔ)助,企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出平均上升約6.271個(gè)單位,回報(bào)超過了6倍,驗(yàn)證了假設(shè)1。補(bǔ)貼政策顯著提高了企業(yè)的綠色創(chuàng)新,大大提升了企業(yè)的綠色專利產(chǎn)出數(shù)量。模型(2)為政府補(bǔ)助與研發(fā)投入關(guān)系的估計(jì)結(jié)果。政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正,表明隨著政府補(bǔ)助力度的加大,資源型企業(yè)也會(huì)相應(yīng)提高研發(fā)投入的強(qiáng)度,驗(yàn)證了假設(shè)2。模型(3)為政府補(bǔ)助、研發(fā)投入與綠色創(chuàng)新之間關(guān)系的估計(jì)結(jié)果。

表5 全樣本回歸結(jié)果

政府補(bǔ)助與研發(fā)投入前的系數(shù)分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正。結(jié)合模型(1)和(2)的估計(jì)結(jié)果可以看出,在政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用路徑中,研發(fā)投入扮演著中介效應(yīng)的角色,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的26%。綜上所述,政府補(bǔ)助能夠通過提高研發(fā)投入強(qiáng)度促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新,驗(yàn)證了假設(shè)3。

3.3.2 異質(zhì)性分析

(1)基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性分析

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新一定程度上會(huì)受到所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。一般而言,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)能夠?yàn)槠髽I(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)提供良好的創(chuàng)新環(huán)境,但同時(shí)也可能會(huì)抑制政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮的作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低、創(chuàng)新環(huán)境較差的地區(qū)往往不能為企業(yè)提供較好的融資支持,在這樣的情況下,能夠獲得政府補(bǔ)助的企業(yè)發(fā)揮的“信號(hào)作用”會(huì)更大,也會(huì)更容易獲得外來投資者的青睞,增加研發(fā)投入,促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。張慧雪等研究發(fā)現(xiàn),區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境越差的地區(qū)政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用越強(qiáng)[34]。我國東部和中西部地區(qū)間存在較大的區(qū)位條件差異[35]。為了研究政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新影響是否會(huì)因?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而存在顯著差異,本研究根據(jù)上市公司注冊(cè)所在地將研究樣本分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)進(jìn)行回歸分析(2)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省區(qū)市,中西部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、河南、湖南、湖北、四川、重慶、陜西、云南、貴州、廣西、內(nèi)蒙古、甘肅、寧夏、青海、西藏、新疆20個(gè)省區(qū)市。。其中,東部地區(qū)樣本占比56%,中西部地區(qū)樣本占比44%,回歸結(jié)果見表6。

表6 政府補(bǔ)助、研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)綠色創(chuàng)新(按地區(qū)分組)

表6回歸結(jié)果中(1)—(3)列為東部地區(qū)樣本,(4)—(6)列為中西部地區(qū)樣本。(1)列的模型結(jié)果中,政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)為正,但未通過顯著性檢驗(yàn),表示東部地區(qū)政府補(bǔ)助對(duì)綠色創(chuàng)新的直接促進(jìn)作用不顯著。(2)列政府補(bǔ)助的系數(shù)在10%水平上顯著為正,說明政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用在東部地區(qū)是存在的。(3)列的回歸結(jié)果中只有研發(fā)投入的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,進(jìn)一步使用Bootstrap法檢驗(yàn)研發(fā)投入的中介作用[32],通過stata16.0對(duì)東部地區(qū)企業(yè)樣本進(jìn)行1 000次重復(fù)取樣,得到的置信區(qū)間為[-0.167,2.310],包含0,說明研發(fā)投入在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新間的中介效應(yīng)不成立。因此,政府補(bǔ)助發(fā)揮間接效應(yīng)、通過影響研發(fā)投入來促進(jìn)東部地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)制不成立。(4)列的實(shí)證結(jié)果顯示政府補(bǔ)助系數(shù)在10%的水平上顯著為正,意味著政府補(bǔ)助能夠顯著促進(jìn)中西部地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新。(5)列結(jié)果中政府補(bǔ)助的系數(shù)在1%水平上顯著為正,說明政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用在中西部地區(qū)中也是存在的。(6)列的檢驗(yàn)結(jié)果表明政府補(bǔ)助與研發(fā)投入前的系數(shù)皆為正,但只有研發(fā)投入的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn),結(jié)合(4)和(5)列的結(jié)果可知,在中西部地區(qū)企業(yè)中,研發(fā)投入在政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響過程中發(fā)揮了間接作用,扮演著中介角色,占總效應(yīng)的比重為35%。

綜上結(jié)果可知,政府補(bǔ)助的激勵(lì)作用及研發(fā)投入的中介效應(yīng)在東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)之間存在異質(zhì)性。這可能是因?yàn)橄啾榷?東部地區(qū)能為企業(yè)提供更多的研發(fā)創(chuàng)新支持,而中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較落后,難以滿足企業(yè)綠色創(chuàng)新所需要的融資等需求。但也正因如此,在這樣的環(huán)境下能夠獲得政府補(bǔ)助的企業(yè)在外界投資者看來擁有的發(fā)展?jié)摿薮?更容易吸引外部資金投入,緩解企業(yè)融資壓力,增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新意愿,從而進(jìn)一步促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。以上結(jié)果表明,政府補(bǔ)助的激勵(lì)作用以及研發(fā)投入的中介效應(yīng)在東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)間存在異質(zhì)性。

(2)基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同,承擔(dān)研發(fā)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)力和意愿也會(huì)有所不同。通常,國有企業(yè)需要背負(fù)更多的政治和社會(huì)責(zé)任,在不能保證自己創(chuàng)新活動(dòng)成功時(shí),其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的水平較低,動(dòng)力也不足[36,37]。那么,政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響是否在非國有企業(yè)中更為顯著呢?因此,本研究基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。其中,國有企業(yè)樣本占比42%,非國有企業(yè)樣本占比58%,回歸結(jié)果見表7。

表7 政府補(bǔ)助、研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)綠色創(chuàng)新(按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組)

表7回歸結(jié)果中(1)—(3)列為國有企業(yè)樣本,(4)—(6)列為非國有企業(yè)樣本。(1)列的模型結(jié)果中,政府補(bǔ)助的系數(shù)為正但未通過顯著性檢驗(yàn),而(4)列的回歸結(jié)果卻顯示政府補(bǔ)助系數(shù)在1%的水平上顯著為正,意味著相比于國有企業(yè)而言,非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新受政府補(bǔ)助影響的效果更加顯著。(2)列和(5)列的實(shí)證結(jié)果表明政府補(bǔ)助的系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正,說明政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的顯著促進(jìn)作用在國有與非國有企業(yè)中都存在。(3)列的模型檢驗(yàn)結(jié)果中,政府補(bǔ)助與研發(fā)投入的系數(shù)皆為正,但只有研發(fā)投入的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著。使用Bootstrap法檢驗(yàn)研發(fā)投入的中介作用[32],通過stata16.0對(duì)國有企業(yè)樣本進(jìn)行1 000次重復(fù)取樣,得到的置信區(qū)間為[0.367,3.623],不包含0,說明研發(fā)投入在政府補(bǔ)助與國有企業(yè)綠色創(chuàng)新中的中介效應(yīng)成立。結(jié)合(1)和(2)列的回歸結(jié)果來看,在國有企業(yè)中,政府補(bǔ)助對(duì)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng)不顯著,只存在中介效應(yīng),即政府補(bǔ)助通過激勵(lì)企業(yè)增加研發(fā)投入來促進(jìn)綠色創(chuàng)新水平。在(6)列的檢驗(yàn)結(jié)果中,政府補(bǔ)助與研發(fā)投入的系數(shù)均在1%水平上顯著為正,說明在非國有企業(yè)中,研發(fā)投入在政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響過程中也扮演著中介角色,發(fā)揮了間接效應(yīng)。這可能是相比于非國有企業(yè)而言,國有企業(yè)因其特殊的背景和性質(zhì)有更多的融資渠道選擇,研發(fā)資金相對(duì)更加充裕,資金壓力小,政府補(bǔ)助所起到的激勵(lì)作用相對(duì)非國有企業(yè)而言并不高。因此,政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中更為顯著。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 替換變量

采用政府補(bǔ)助的自然對(duì)數(shù)替代政府補(bǔ)助與營業(yè)收入的比值作為解釋變量,通過雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如表8所示。政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新,且研發(fā)投入發(fā)揮了中介作用,所有模型的回歸結(jié)果與上述實(shí)證結(jié)果基本保持一致。

表8 替換解釋變量

4.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)——工具變量法

一般來說,綠色創(chuàng)新成果越豐富的企業(yè)往往會(huì)獲得更多的政府補(bǔ)助,而政府補(bǔ)助也會(huì)影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新。因此,政府補(bǔ)助與綠色創(chuàng)新之間可能存在雙向因果關(guān)系,模型中可能存在內(nèi)生性問題。借鑒成瓊文和丁紅乙[38]、任鴿和孫慧[39]的做法,將政府補(bǔ)助的滯后一期作為工具變量,采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行檢驗(yàn),并判斷是否存在弱工具變量問題。結(jié)果顯示,F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于臨界值10,表明不存在弱工具變量問題,選用滯后一期的政府補(bǔ)助作為工具變量是有效的,具體兩階段回歸結(jié)果見表9。將第一階段通過回歸得到的政府補(bǔ)助(Sub)的擬合值(PSub)帶入第二階段回歸中,結(jié)果仍然表示政府補(bǔ)助可以顯著促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新,且研發(fā)投入起到中介作用,與上述實(shí)證結(jié)果相一致。

表9 工具變量法

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文以121家資源型企業(yè)2010—2020年面板數(shù)據(jù)為研究樣本,實(shí)證分析政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響以及研發(fā)投入是否發(fā)揮了中介效應(yīng),并基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平展開了異質(zhì)性分析,主要得出以下結(jié)論。

(1)政府補(bǔ)助可以顯著促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新,且研發(fā)投入在政府補(bǔ)助與綠色創(chuàng)新之間具有中介效應(yīng),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的26%。即資源型企業(yè),既存在政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng),也存在政府補(bǔ)助通過增加研發(fā)投入來促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)的間接效應(yīng)。

(2)政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在異質(zhì)性差異。相比于東部地區(qū)企業(yè),中西部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新受政府補(bǔ)貼正向影響的效果更加顯著,且只有在中西部地區(qū)企業(yè)中,研發(fā)投入在政府補(bǔ)助對(duì)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響過程中扮演著中介角色;相比于國有企業(yè),非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新受政府補(bǔ)助正向影響的效果更加顯著,且研發(fā)投入在政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響過程中扮演著中介角色。

5.2 建議

(1)通過研究發(fā)現(xiàn),政府補(bǔ)助可以顯著促進(jìn)資源型企業(yè)綠色創(chuàng)新,并且可以通過提高研發(fā)投入間接促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。因此,政府應(yīng)堅(jiān)持對(duì)資源型企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助,完善監(jiān)管機(jī)制,做好“搭臺(tái)”工作。這樣既可以增加企業(yè)研發(fā)資金,又能對(duì)社會(huì)投資者釋放出利好信號(hào),為企業(yè)吸引外來投資,有效發(fā)揮研發(fā)補(bǔ)助對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

(2)從實(shí)證結(jié)果可以得知,相比于國有資源型企業(yè),政府補(bǔ)助對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中更顯著。因此,政府部門可以適當(dāng)加大對(duì)非國有資源型企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助,并做好資金監(jiān)管工作,保證補(bǔ)貼資金實(shí)實(shí)在在用到綠色創(chuàng)新活動(dòng)上,提升企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出;同時(shí)也要保持對(duì)國有資源型企業(yè)的補(bǔ)助力度,促進(jìn)國有和非國有企業(yè)綠色創(chuàng)新共同發(fā)展。

(3)研究結(jié)果表明,中西部地區(qū)比東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新受政府補(bǔ)助正向影響的效果更加顯著。因此,政府應(yīng)加大對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助,同時(shí)堅(jiān)持對(duì)東部地區(qū)的創(chuàng)新補(bǔ)助,充分發(fā)揮研發(fā)補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的引導(dǎo)作用,促進(jìn)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出,縮小東部和中西部地區(qū)間的差距,促進(jìn)地區(qū)均衡發(fā)展。

(4)根據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),研發(fā)投入可以顯著促進(jìn)資源型企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。由于綠色創(chuàng)新的“雙重外部性”特征,企業(yè)的創(chuàng)新積極性大大降低,并且綠色創(chuàng)新的高成本也是企業(yè)面臨的難題之一。因此,企業(yè)應(yīng)加大研發(fā)投入力度,充分利用好政府補(bǔ)助的“信號(hào)”作用,增加研發(fā)投入,提高研發(fā)資金的使用效率,避免資金浪費(fèi),提升綠色創(chuàng)新產(chǎn)出水平。