湯義成

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院,四川 成都 611130)

一、引言

面對(duì)日益趨緊的資源環(huán)境約束,我國(guó)政府制定了一系列綠色可持續(xù)發(fā)展目標(biāo),然而從政策指引到目標(biāo)實(shí)現(xiàn),最終還取決于微觀經(jīng)濟(jì)主體的具體行為。技術(shù)進(jìn)步是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力,實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展離不開(kāi)企業(yè)的綠色創(chuàng)新。民營(yíng)經(jīng)濟(jì)是推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化的生力軍,是高質(zhì)量發(fā)展的重要基礎(chǔ),是推動(dòng)我國(guó)全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)、實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)的重要力量。促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新不僅是發(fā)展壯大民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的需要,也是新時(shí)代實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展的條件之一。因此,深入探討影響民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的各種因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。在中國(guó)特色社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下,民營(yíng)經(jīng)濟(jì)應(yīng)與國(guó)有經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展,通過(guò)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)融合民營(yíng)資本與國(guó)有資本的優(yōu)勢(shì)是其中的重要路徑之一(江劍平 等,2020)[1]。國(guó)有資本參股可以為民營(yíng)企業(yè)帶來(lái)資源紅利(潘越 等,2009;姚梅潔 等,2019;何德旭 等,2022)[2-4],那么,國(guó)有資本參股能否有效促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新是一項(xiàng)值得研究的課題。

近年來(lái),國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響日益受到國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。盡管有少數(shù)研究認(rèn)為,國(guó)有資本參股民營(yíng)企業(yè)后并未發(fā)揮資源優(yōu)勢(shì),反而加劇了民營(yíng)企業(yè)的融資約束和委托代理問(wèn)題,并削弱了管理層創(chuàng)新意愿,最終抑制了民營(yíng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新(白俊 等,2018;張根林 等,2020)[5-6],但絕大多數(shù)經(jīng)驗(yàn)分析證明了國(guó)有資本參股顯著促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。羅宏和秦際棟(2019)分析發(fā)現(xiàn),國(guó)有股權(quán)參股增加了家族企業(yè)的創(chuàng)新資源,提高了家族企業(yè)的創(chuàng)新意愿,從而促進(jìn)了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入[7];鄧永勤和汪靜(2020)研究表明,國(guó)有參股股東能夠通過(guò)緩解融資約束、提升創(chuàng)新意愿兩條路徑促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新[8];竺李樂(lè)等(2021)、龔政等(2023)也認(rèn)為,民營(yíng)企業(yè)引入國(guó)有資本通過(guò)緩解其因所有制背景而遭受的信貸歧視(融資約束)有效促進(jìn)了創(chuàng)新能力提升[9-10];李慧聰?shù)?2021)研究發(fā)現(xiàn),國(guó)有股權(quán)參股有助于家族企業(yè)獲取政府補(bǔ)貼和提升創(chuàng)新管理能力,進(jìn)而顯著促進(jìn)了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率[11];高杰等(2022)分析認(rèn)為,國(guó)有股治理權(quán)不僅能夠通過(guò)配置更多的研發(fā)人員來(lái)提升民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力,還能通過(guò)增強(qiáng)高管激勵(lì)的有效性來(lái)增加民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[12];曾敏(2023)研究表明,國(guó)有資本參股在資金、人力等要素保障上增進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的能力,并提升了民營(yíng)控股股東進(jìn)行研發(fā)投入的意愿,從而促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的雙提升[13]。此外,劉寧和張洪烈(2023)分析發(fā)現(xiàn),參股性國(guó)有股權(quán)對(duì)民營(yíng)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新(漸進(jìn)式創(chuàng)新和顛覆式創(chuàng)新)均具有促進(jìn)作用,而控股性國(guó)有股權(quán)不利于民營(yíng)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新[14]。最新的研究則聚焦于國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。毛志宏和魏延鵬(2023)研究發(fā)現(xiàn),國(guó)有資本參股顯著地提升了民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力[15];別奧等(2023)分析表明,國(guó)有股東參股通過(guò)緩解融資約束和降低委托代理水平促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[16];趙鑫等(2023)、宋婷婷和熊愛(ài)華(2023)研究認(rèn)為,國(guó)有資本參股可以通過(guò)提高民營(yíng)企業(yè)的吸收能力和動(dòng)態(tài)能力顯著促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新[17-18];李春霞和王志偉(2023)研究表明,國(guó)有資本參股通過(guò)信息治理、資源支持和公司治理等機(jī)制促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新[19];王金等(2023)分析認(rèn)為,國(guó)有股權(quán)參與能夠通過(guò)優(yōu)化外部資源配置、改善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)來(lái)提升民營(yíng)重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平[20]。

總體上看,已有文獻(xiàn)在探討企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為時(shí)大多以綠色創(chuàng)新的整體水平為研究對(duì)象(Zhang et al.,2019;李杰 等,2020;Wang et al.,2021;Huang et al.,2021;張玉明 等,2021;Wu et al.,2022;李萬(wàn)利 等,2023)[21-27],未對(duì)不同類型的綠色創(chuàng)新加以區(qū)分,僅有少部分研究區(qū)分了不同類型的綠色創(chuàng)新(申明浩 等,2022;張澤南 等,2023)[28-29]。在關(guān)于國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的研究中也是如此,僅有個(gè)別文獻(xiàn)在拓展性研究中進(jìn)行了綠色創(chuàng)新的分類分析,雖然得出了國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)發(fā)明型綠色專利增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比非發(fā)明型綠色專利更大的結(jié)論,但未進(jìn)行原因分析和深入討論(李春霞 等,2023)[19]。實(shí)際上,在不同的行為動(dòng)機(jī)下,企業(yè)綠色創(chuàng)新的內(nèi)容不盡相同。比如,企業(yè)出于提高綠色競(jìng)爭(zhēng)力和改善環(huán)境治理效果的目的而進(jìn)行的綠色創(chuàng)新可以有效推動(dòng)自身的綠色技術(shù)進(jìn)步,這種綠色創(chuàng)新通常被稱為實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;企業(yè)也可能為了獲取政府的環(huán)保補(bǔ)助或完成政府的環(huán)境治理任務(wù)而進(jìn)行表面上的綠色創(chuàng)新,這種單純?yōu)橛险叩木G色創(chuàng)新可能并不能帶來(lái)有效的綠色技術(shù)進(jìn)步,對(duì)綠色競(jìng)爭(zhēng)力的提升作用也較小,通常稱之為策略性綠色創(chuàng)新。策略性綠色創(chuàng)新往往只是有助于企業(yè)提升短期財(cái)務(wù)績(jī)效,對(duì)于企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展而言,只有實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新才能有效提升其市場(chǎng)價(jià)值或者競(jìng)爭(zhēng)力(黎文靖 等,2016)[30],因而有必要對(duì)綠色創(chuàng)新進(jìn)行分類比較分析,以便更有效地推動(dòng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

具體到國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,一方面,國(guó)有資本參股有助于民營(yíng)企業(yè)獲得更多的以政府補(bǔ)貼為代表的綠色創(chuàng)新資源,從而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新都產(chǎn)生促進(jìn)作用;另一方面,國(guó)有資本參股同時(shí)也會(huì)改變民營(yíng)企業(yè)的治理結(jié)構(gòu),從而對(duì)民營(yíng)企業(yè)使用政府補(bǔ)貼等綠色創(chuàng)新資源的方向產(chǎn)生影響。由于政府與民營(yíng)企業(yè)在環(huán)境治理上存在委托代理關(guān)系(Hoskisson et al.,2002;李青原 等,2020;王永貴 等,2023)[31-33],當(dāng)民營(yíng)企業(yè)的盈利目標(biāo)與政府的環(huán)境治理要求之間存在利益沖突,或者民營(yíng)企業(yè)管理層存在短視自利傾向時(shí),民營(yíng)企業(yè)通常會(huì)選擇更多地進(jìn)行“短、平、快”的策略性綠色創(chuàng)新。而國(guó)有資本參股會(huì)改善民營(yíng)企業(yè)與政府之間的關(guān)系,并有助于提高民營(yíng)企業(yè)的內(nèi)部治理水平,這會(huì)對(duì)民營(yíng)企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生約束,促使民營(yíng)企業(yè)更多地進(jìn)行更具長(zhǎng)遠(yuǎn)價(jià)值的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,進(jìn)而導(dǎo)致國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有策略性創(chuàng)新的偏向性。那么,在具體的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響是否具有顯著的偏向性?其對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,還是對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,抑或兩者并無(wú)顯著差異?對(duì)此,本文將在理論分析的基礎(chǔ)上,以2009—2022年滬深A(yù)股非金融行業(yè)民營(yíng)上市公司為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

相較于已有文獻(xiàn),本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于:一是基于資源基礎(chǔ)理論和委托代理理論,從實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的維度探討了國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性,深化和拓展了國(guó)有資本參股民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究,也為技術(shù)創(chuàng)新的分類比較研究提供了新的思路;二是通過(guò)實(shí)證分析為國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新偏向提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù),有助于深入認(rèn)識(shí)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的積極作用;三是進(jìn)一步分析了國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新及其偏向性的若干異質(zhì)性,為充分發(fā)揮國(guó)有資本參股的積極作用,促進(jìn)各類企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新提供了有益的策略啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性

(1)國(guó)有資本參股的資源獲取效應(yīng)

根據(jù)資源基礎(chǔ)理論的觀點(diǎn),企業(yè)有價(jià)值的、稀有的、不可模仿和替代的資源都是其持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的來(lái)源(Barney,1991)[34]。創(chuàng)新需要大量的資源投入,包括資本、人力、材料和技術(shù)知識(shí)等,而創(chuàng)新的回報(bào)通常需要較長(zhǎng)的時(shí)間才能實(shí)現(xiàn),同時(shí)還往往伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)(Yang et al.,2019)[35],因而創(chuàng)新行為需要有充足的資源支持和有效的利益激勵(lì)(Manso,2011;Wei et al.,2022)[36-37]。在眾多資源中,政府直接補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)作用較為顯著(Bai et al.,2019;Liu et al.,2020)[38-39],且相比其他資金來(lái)源(如股權(quán)融資或債務(wù)融資),政府政策補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)作用更高(Xiang et al.,2022)[40]。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)而言,相比國(guó)有企業(yè),其在政府資源的獲取方面存在明顯劣勢(shì),而國(guó)有資本參股有助于民營(yíng)企業(yè)獲得以政府補(bǔ)貼為代表的各類資源(潘越 等,2009;姚梅潔 等,2019;何德旭 等,2022)[2-4]。因此,國(guó)有資本參股能夠?qū)γ駹I(yíng)企業(yè)產(chǎn)生資源獲取效應(yīng),通過(guò)增加獲得政府補(bǔ)貼的概率和規(guī)模等方式緩解民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新面臨的資源約束(Wang et al.,2021)[23],從而促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

(2)國(guó)有資本參股的治理改善效應(yīng)

創(chuàng)新資源增加對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)是總體性的,可以促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,也可以促進(jìn)策略性綠色創(chuàng)新。那么,企業(yè)是更多地進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,還是更多地進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新?在不同的治理情景下企業(yè)可能有不同的選擇。實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新是以實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步、獲取綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以及提升環(huán)境治理效果為目的,更多的是追求根本性的綠色技術(shù)革新;而策略性綠色創(chuàng)新則是以迎合政府環(huán)境規(guī)制要求或者獲得外部媒體、投資者關(guān)注為目的,更多的只是對(duì)已有產(chǎn)品或者技術(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)單地改造升級(jí)(王永貴 等,2023)[33]。因此,策略性綠色創(chuàng)新投入的成本較低、風(fēng)險(xiǎn)較小,而實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新投入的成本更高,需要承擔(dān)更高的不確定性風(fēng)險(xiǎn)。由于政府是環(huán)境治理的委托人,企業(yè)是環(huán)境治理具體實(shí)施的代理者,在這種委托代理關(guān)系下,政府環(huán)境規(guī)制目標(biāo)與企業(yè)利潤(rùn)目標(biāo)之間的利益沖突會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的短視行為。具體來(lái)講,當(dāng)民營(yíng)企業(yè)缺乏有效的外部監(jiān)督時(shí),會(huì)傾向于將獲得的政府補(bǔ)貼投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以減少綠色創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)其他經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的資金擠占(Chen et al.,2012)[41]。此外,當(dāng)民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部治理約束較弱時(shí),管理層出于自身職業(yè)生涯及聲譽(yù)考慮而存在較大的短視自利行為傾向,同樣會(huì)導(dǎo)致政府補(bǔ)貼被更多地投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以規(guī)避實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新帶來(lái)的不確定風(fēng)險(xiǎn)(王永貴 等,2023)[33]。

國(guó)有資本參股不僅能為民營(yíng)企業(yè)帶來(lái)更多的政府補(bǔ)貼等綠色創(chuàng)新資源,而且可以促使民營(yíng)企業(yè)將更多的政府補(bǔ)貼用于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。具體而言,從外部監(jiān)督來(lái)看,國(guó)有資本參股后政府與民營(yíng)企業(yè)間的聯(lián)系變得更加緊密,降低了政府和民營(yíng)企業(yè)間的信息不對(duì)稱程度(姜付秀 等,2016)[42],使得政府能夠更有效地監(jiān)督企業(yè)的綠色發(fā)展行為。一方面,能夠防止民營(yíng)企業(yè)將政策補(bǔ)貼挪用到其他經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中;另一方面,也能夠監(jiān)督和引導(dǎo)民營(yíng)企業(yè)將政策補(bǔ)貼投入實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動(dòng)中,遏制“濫竽充數(shù)”的策略性綠色創(chuàng)新行為。從企業(yè)內(nèi)部治理來(lái)看,作為民營(yíng)企業(yè)長(zhǎng)期的戰(zhàn)略投資者而非短期的財(cái)務(wù)投資者,國(guó)有股東往往會(huì)更加重視企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展目標(biāo)(高杰 等,2022)[12]。當(dāng)民營(yíng)企業(yè)管理層出現(xiàn)過(guò)度追求短期利潤(rùn)而進(jìn)行較多的策略性綠色創(chuàng)新投入時(shí),國(guó)有股東出于自身利益的考慮會(huì)通過(guò)參與民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部治理的方式約束管理層的短視自利行為,引導(dǎo)管理層將政策補(bǔ)貼更多地投入實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新中。因此,國(guó)有股東的持股有助于緩解民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)中所面臨的委托代理問(wèn)題,通過(guò)影響政策補(bǔ)貼的使用方向來(lái)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

綜上所述,基于資源基礎(chǔ)理論,國(guó)有資本參股能夠?yàn)槊駹I(yíng)企業(yè)帶來(lái)更多的政策補(bǔ)貼等稀缺資源,有助于緩解企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源約束,從而通過(guò)資源獲取效應(yīng)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的綠色創(chuàng)新;基于委托代理理論,國(guó)有股東持股能夠加強(qiáng)民營(yíng)企業(yè)的外部監(jiān)督和提高民營(yíng)企業(yè)的內(nèi)部治理的水平,有助于民營(yíng)企業(yè)更加合理地使用政策補(bǔ)貼,從而通過(guò)治理改善效應(yīng)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,并對(duì)民營(yíng)企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生一定抑制作用。在這兩種效應(yīng)的共同作用下,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用會(huì)表現(xiàn)出偏向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即會(huì)有效促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的影響可能不顯著甚至具有負(fù)向影響(參見(jiàn)圖1)。

據(jù)此,提出本文的核心假說(shuō)H0:國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)具有明顯的偏向性,即顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

同時(shí),對(duì)其作用機(jī)制提出假說(shuō)H1:國(guó)有資本參股具有資源獲取效應(yīng),即國(guó)有資本參股程度提高有助于民營(yíng)企業(yè)獲得更多的政府補(bǔ)貼(H1a);政府補(bǔ)貼具有綠色創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng),即民營(yíng)企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼增加會(huì)促進(jìn)其實(shí)質(zhì)性和策略性綠色創(chuàng)新水平提升(H1b);國(guó)有資本參股具有治理改善效應(yīng),即國(guó)有資本參股程度提高會(huì)強(qiáng)化政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用、弱化政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用(H1c)。

2.異質(zhì)性分析

一方面,不同的民營(yíng)企業(yè)具有不同的綠色創(chuàng)新水平,進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新受到的約束存在顯著差異,國(guó)有資本參股的情況也各不相同;另一方面,國(guó)有資本參股的治理改善效應(yīng)并不僅僅在于影響民營(yíng)企業(yè)使用政府補(bǔ)貼進(jìn)行綠色創(chuàng)新的方向,還可以緩解一些因素對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的約束,進(jìn)一步強(qiáng)化國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性。因此,對(duì)于不同的民營(yíng)企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的影響及其偏向性可能具有明顯的異質(zhì)性。對(duì)此,本文主要從企業(yè)特征、行業(yè)屬性和發(fā)展環(huán)境3個(gè)層面進(jìn)行簡(jiǎn)要探討。

從民營(yíng)企業(yè)自身發(fā)展戰(zhàn)略來(lái)看,較弱的綠色發(fā)展意愿不利于其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。當(dāng)綠色發(fā)展被視為重要的發(fā)展戰(zhàn)略時(shí),企業(yè)會(huì)更為積極地開(kāi)展實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動(dòng)以獲取更強(qiáng)的綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。當(dāng)企業(yè)的綠色發(fā)展意愿較弱時(shí),通過(guò)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新來(lái)提升綠色競(jìng)爭(zhēng)力的動(dòng)機(jī)較弱,為迎合政府或者外部利益相關(guān)者而進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)較強(qiáng)。總體上看,綠色發(fā)展意愿較弱的企業(yè)通常實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,具有較大的提升空間;同時(shí),委托代理問(wèn)題在綠色發(fā)展意愿較弱企業(yè)中更加突出,其管理層在綠色創(chuàng)新活動(dòng)中的短視自利傾向較為嚴(yán)重,國(guó)有資本參股帶來(lái)的治理改善效應(yīng)也較大。此外,國(guó)有股東參與內(nèi)部治理還會(huì)在一定程度上提高企業(yè)的綠色發(fā)展意愿。因此,相比綠色發(fā)展意愿較強(qiáng)的民營(yíng)企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)綠色發(fā)展意愿較弱的民營(yíng)企業(yè)具有較強(qiáng)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用和策略性綠色創(chuàng)新約束作用,從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的偏向性。

從民營(yíng)企業(yè)的行業(yè)屬性來(lái)看,污染程度是影響其綠色創(chuàng)新行為的重要因素。重污染企業(yè)受到政府環(huán)境規(guī)制政策的嚴(yán)格要求,重污染行業(yè)的上市公司還需要定期發(fā)布環(huán)境信息披露報(bào)告。因此,對(duì)于重污染行業(yè)的企業(yè)而言,來(lái)自政府的環(huán)境規(guī)制壓力和社會(huì)的環(huán)境監(jiān)督壓力較大,為了能夠持續(xù)、長(zhǎng)久地達(dá)到政府環(huán)境規(guī)制的要求,其會(huì)自發(fā)地進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。相比之下,非重污染行業(yè)的企業(yè)面臨的環(huán)境治理要求和關(guān)注相對(duì)較弱,政府與民營(yíng)企業(yè)間的委托代理問(wèn)題則更為突出,更容易為了應(yīng)對(duì)當(dāng)下環(huán)境政策而進(jìn)行成本較低的“短、平、快”的策略性綠色創(chuàng)新。因此,非重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè)通常比重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè)具有較高的策略性綠色創(chuàng)新水平和較低的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,同時(shí)國(guó)有資本參股的治理改善效應(yīng)會(huì)更強(qiáng),從而促使國(guó)有資本參股對(duì)其綠色創(chuàng)新的影響具有更強(qiáng)的偏向性。

從民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展環(huán)境來(lái)看,地區(qū)環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)其綠色創(chuàng)新行為產(chǎn)生直接影響。在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大的地區(qū),政府對(duì)于企業(yè)的環(huán)境治理要求較高,僅進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新難以幫助企業(yè)持久、低成本地達(dá)到政府的環(huán)境治理要求,這將倒逼企業(yè)進(jìn)行更多的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。相反,在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小的地區(qū),政府對(duì)于企業(yè)的環(huán)境治理要求和監(jiān)督較弱,企業(yè)通過(guò)策略性綠色創(chuàng)新就可以應(yīng)付政府的環(huán)境治理要求,加劇了綠色創(chuàng)新的委托代理問(wèn)題(李青原 等,2020)[32]。因此,相比,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大地區(qū)的民營(yíng)企業(yè),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,策略性綠色創(chuàng)新水平較高,國(guó)有資本參股可以產(chǎn)生更強(qiáng)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用和策略性綠色創(chuàng)新約束作用。

基于上述分析,本文提出假說(shuō)H2:相對(duì)來(lái)講,國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性,在綠色發(fā)展意愿較低的民營(yíng)企業(yè)(H2a)、非重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè)(H2b)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)(H2c)中更為顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

1.模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗(yàn)國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性和策略性綠色創(chuàng)新的影響,本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型:

GreePi,t=β0+β1SOEi,t-1+β∑Controli,t-1+∑Ind+∑Year+εi,t

其中,i和t分別代表企業(yè)和年度,Ind和Year分別表示行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),εi,t為殘差項(xiàng)。為了減少解釋變量與被解釋變量雙向影響導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題,本文對(duì)核心解釋變量和控制變量均進(jìn)行滯后一期處理。

根據(jù)理論分析,本文的被解釋變量(GreenP)有兩個(gè),分別為“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”。參照李青原和肖澤華(2020)、王永貴和李霞(2023)的方法[32-33],分別采用企業(yè)當(dāng)年的“綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量”和“綠色實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)量”來(lái)衡量“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”。通過(guò)以下方法識(shí)別綠色專利:根據(jù)世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)推出的“國(guó)際專利綠色分類清單”中的IPC分類號(hào),對(duì)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局(SIPO)中檢索到的企業(yè)專利進(jìn)行分類,將替代能源生產(chǎn)類、廢棄物品管理類以及能源節(jié)約類的專利作為綠色專利,并將上述三個(gè)項(xiàng)目的專利數(shù)相加。

核心解釋變量(SOE)的選取借鑒于瑤和祁懷錦(2022)、錢愛(ài)民等(2023)的研究[43-44],將最終實(shí)際控制人為中央政府或者地方政府的非控股股東視為國(guó)有股東,采用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)反映民營(yíng)企業(yè)的國(guó)有資本參股程度:用“前十大股東中的國(guó)有股東持股比例之和”來(lái)測(cè)度“國(guó)有資本參股1”,用“前十大股東中的國(guó)有股東持股比例之和除以前十大股東持股比例之和”來(lái)測(cè)度“國(guó)有資本參股2”。

參考李青原和肖澤華(2020)、王永貴和李霞(2023)的研究[32-33],本文選取以下12個(gè)企業(yè)層面的控制變量:(1)“財(cái)務(wù)杠桿”,采用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比來(lái)衡量;(2)“資產(chǎn)規(guī)?！?采用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量;(3)“資產(chǎn)收益率”,采用凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量;(4)“現(xiàn)金流水平”,采用企業(yè)經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流凈額與總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量;(5)“成長(zhǎng)性”,采用本年度與上年度營(yíng)業(yè)收入之差與上年度營(yíng)業(yè)收入的比值來(lái)衡量;(6)“上市年齡”,采用觀測(cè)年份與上市年份之差來(lái)衡量;(7)“物質(zhì)資本密度”,采用固定資產(chǎn)總額與員工人數(shù)之比的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量;(8)“研發(fā)投入水平”,采用研發(fā)支出總額與營(yíng)業(yè)收入總額之比來(lái)衡量;(9)“股權(quán)集中度”,采用第一大股東持股比例來(lái)衡量;(10)“董事會(huì)規(guī)模”,采用董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量;(11)“管理層持股”,采用管理層持股數(shù)占總股數(shù)的比例來(lái)衡量;(12)“高管公職背景”,為高管是否具有公職部門任職經(jīng)歷的虛擬變量,如果董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理曾在政府部門任職,取值為1,否則取值為0。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選擇以滬深A(yù)股非金融行業(yè)的民營(yíng)上市公司為研究樣本,樣本期間為2009—2022年。對(duì)初始樣本進(jìn)行以下篩選:剔除樣本期間內(nèi)處于特殊狀態(tài)(ST和PT)的樣本,剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本,剔除國(guó)有股權(quán)超過(guò)50%的樣本,剔除主要變量存在缺失值的樣本,剔除國(guó)有上市公司通過(guò)股權(quán)轉(zhuǎn)讓而成為民營(yíng)企業(yè)的樣本(這些民營(yíng)企業(yè)很有可能在股權(quán)轉(zhuǎn)讓之前就與國(guó)有資本產(chǎn)生了聯(lián)系)。最終得到包含2211家企業(yè)的14 275個(gè)“企業(yè)—年份”層面的觀測(cè)值,并對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位處進(jìn)行Winsor縮尾處理。本文使用的企業(yè)前十大股東持股比例以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)和瑞思(RESSET)數(shù)據(jù)庫(kù),企業(yè)綠色專利的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(CNRDS)和國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局(SIPO),并通過(guò)樣本企業(yè)的年報(bào)以及天眼查等網(wǎng)站進(jìn)一步核查判別企業(yè)股東的實(shí)際控制人性質(zhì)。

表1匯報(bào)了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本民營(yíng)企業(yè)前十大股東中的國(guó)有股東持股比例(“國(guó)有資本參股1”)的均值為2.2%,與錢愛(ài)民等(2023)計(jì)算的該變量均值(2.5%)基本一致[44]。此外,“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的平均值為1.994、最大值為468、標(biāo)準(zhǔn)差為10.631,“策略性綠色創(chuàng)新”的平均值為1.913、最大值為238、標(biāo)準(zhǔn)差為7.438,表明樣本民營(yíng)企業(yè)的綠色創(chuàng)新(無(wú)論是實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新還是策略性綠色創(chuàng)新)水平較低,并且企業(yè)之間的差異較大?？刂谱兞恐?“高管公職背景”的均值為0.243,說(shuō)明樣本民營(yíng)企業(yè)中大約有24%的企業(yè)具有非正式的政治關(guān)聯(lián)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的被解釋變量為企業(yè)的綠色專利申請(qǐng)數(shù),屬于非負(fù)且離散的整數(shù)型數(shù)據(jù),且“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”變量的方差均高于均值,具有“過(guò)度離散”的特征。因此,本文參照王永貴和李霞(2023)的做法[33],采用負(fù)二項(xiàng)回歸方法進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)表2?！皣?guó)有資本參股1”和“國(guó)有資本參股2”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正,而對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”回歸系數(shù)為正但均不顯著,表明國(guó)有資本參股程度的提高顯著地提升了民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對(duì)民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新水平的影響不顯著。由此可知,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,本文提出的核心假說(shuō)H0得到驗(yàn)證。

為驗(yàn)證基準(zhǔn)模型分析結(jié)果的可靠性,進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn):(1)替換被解釋變量。用專利授權(quán)數(shù)量代替專利申請(qǐng)數(shù)量作為被解釋變量(“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新1”和“策略性綠色創(chuàng)新1”),重新進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)表3的Panel A。(2)替換核心解釋變量。一是構(gòu)建“國(guó)有股東持股1”(國(guó)有股東持股比例大于0取值為1,否則取值為0)和“國(guó)有股東持股2”(國(guó)有股東持股比例大于10%取值為1,否則取值為0)2個(gè)虛擬變量,分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn);二是考慮到國(guó)有股東需要其切實(shí)參與經(jīng)營(yíng)才能有效影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為,參照蔡貴龍等(2018)的做法[45],采用“委派董監(jiān)高”(國(guó)有股東委派的董監(jiān)高人數(shù)占董監(jiān)高總?cè)藬?shù)的比例)和“委派董事”(國(guó)有股東委派的董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例)分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn)(1)本文通過(guò)手工整理得到國(guó)有股東對(duì)樣本民營(yíng)企業(yè)委派董事等高級(jí)管理人員的數(shù)據(jù),即根據(jù)企業(yè)披露的董監(jiān)高等管理人員簡(jiǎn)歷進(jìn)行篩選,如果管理人員同時(shí)也在國(guó)有股東單位任職,則認(rèn)為其是國(guó)有股東委派的管理人員。;回歸結(jié)果見(jiàn)表3的Panel B。(3)刪除特殊樣本。一是考慮到2017年我國(guó)企業(yè)專利申請(qǐng)規(guī)則發(fā)生了變化,剔除2017年及以后的樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)表3的Panel C;二是考慮到2015年我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)生大幅震蕩,剔除2015年的樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)表3的Panel D。(4)Probit模型檢驗(yàn)。構(gòu)建“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新2”(企業(yè)當(dāng)年有實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新取值為1,否則取值為0)和“策略性綠色創(chuàng)新2”(企業(yè)當(dāng)年有策略性綠色創(chuàng)新取值為1,否則取值為0)2個(gè)虛擬變量,分別作為被解釋變量進(jìn)行Probit模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)見(jiàn)表3的Panel E。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均與基準(zhǔn)模型一致,表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)回歸,Panel E除外)

2.內(nèi)生性處理

為緩解樣本選擇偏差、遺漏變量及反向因果關(guān)系等內(nèi)生性問(wèn)題的影響,進(jìn)一步采用PSM-DID模型、Heckman兩階段模型進(jìn)行以及控制個(gè)體固定效應(yīng)等方法進(jìn)行內(nèi)生性處理。由于本部分采用線性固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,為了避免估計(jì)結(jié)果偏誤,對(duì)被解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,即分別以“企業(yè)當(dāng)年綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)值”和“企業(yè)當(dāng)年綠色實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)值”作為被解釋變量“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新3”和“策略性綠色創(chuàng)新3”。

(1)Heckman兩階段模型。本文采用Heckman兩階段模型來(lái)緩解互為因果和樣本自選擇的內(nèi)生性問(wèn)題。參照Li 和Yamada(2015)的方法[46],選取企業(yè)辦公地與北京的距離作為“國(guó)有資本參股”(企業(yè)是否有國(guó)有資本參股的虛擬變量)的外生工具變量,工具變量的計(jì)算方法為“企業(yè)總部辦公地距離北京的公里數(shù)除以10 000”,模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。第一階段的回歸結(jié)果顯示工具變量的系數(shù)顯著為負(fù),與預(yù)期一致;第二階段的回歸結(jié)果顯示,逆米爾斯比率的估計(jì)系數(shù)顯著為正,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響依然顯著為正,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響依舊不顯著,再次驗(yàn)證了核心假說(shuō)H0。

表4 Heckman兩階段模型檢驗(yàn)結(jié)果

(2)雙重差分檢驗(yàn)。將樣本期內(nèi)始終沒(méi)有國(guó)有資本參股的樣本企業(yè)作為控制組(Treati=0),樣本初期沒(méi)有國(guó)有資本參股但后期有國(guó)有資本參股的樣本企業(yè)作為處理組(Treati=1),在處理組樣本的篩選中剔除了國(guó)有資本反復(fù)進(jìn)出以及樣本期不足3年的樣本,最終獲得6 483個(gè)觀測(cè)值,其中處理組3 493個(gè),控制組2 990個(gè)。設(shè)置國(guó)有資本參股時(shí)點(diǎn)的虛擬變量Posti,t(參股年份及后續(xù)年份取值為1),進(jìn)而構(gòu)建如下多期雙重差分模型:lnGreePi,t=α0+α1Treati×Posti,t+α∑Controli,t-1+∑stk+∑Ind+∑Year+εi,t。為緩解處理組與控制組樣本特征差異對(duì)模型估計(jì)造成的偏誤,進(jìn)一步進(jìn)行PSM-DID檢驗(yàn)。參考于瑤和祁懷錦(2022)以及李文貴和余明桂(2017)的研究[43][47],選取同時(shí)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新水平和國(guó)有資本參股概率的變量作為協(xié)變量(包括“財(cái)務(wù)杠桿”“資產(chǎn)規(guī)?！薄百Y產(chǎn)收益率”“現(xiàn)金流水平”“成長(zhǎng)性”“上市年齡”“股權(quán)集中度”“董事會(huì)規(guī)?！薄肮芾韺映止伞?,采用傾向得分匹配方法(PSM)對(duì)處理組和控制組樣本進(jìn)行一對(duì)一匹配,剔除匹配不成功的樣本后最終得到4 632個(gè)觀測(cè)值(處理組與控制組各2 316個(gè)),對(duì)匹配后樣本的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示匹配效果良好(限于篇幅,具體結(jié)果略,備索)。DID檢驗(yàn)和PSM-DID檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表5的Panel A,均表明國(guó)有資本參股顯著促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

表5 雙重差分和控制個(gè)體固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(固定效應(yīng)模型)

(3)控制個(gè)體固定效應(yīng)。在控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)的同時(shí),進(jìn)一步加入企業(yè)固定效應(yīng)以控制個(gè)體層面不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素的影響,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)5的Panel B,還是與基準(zhǔn)模型的分析結(jié)果一致。綜合來(lái)看,在緩解內(nèi)生性問(wèn)題后,本文的核心結(jié)論依然成立。

3.作用機(jī)制分析

(1)資源獲取效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)國(guó)有資本參股是否有助于民營(yíng)企業(yè)獲取政府資源,考慮到環(huán)保補(bǔ)助對(duì)企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有直接影響,分別以民營(yíng)企業(yè)獲得的環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼為被解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見(jiàn)表6。其中,“環(huán)保補(bǔ)助”和“環(huán)保補(bǔ)助1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的環(huán)保補(bǔ)助額與總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的比值來(lái)衡量,“政府補(bǔ)貼”和“政府補(bǔ)貼1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的政府補(bǔ)貼總額與總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的比值來(lái)衡量,控制變量與基準(zhǔn)模型一致。分析表明,隨著國(guó)有資本參股程度的提高,民營(yíng)企業(yè)獲得的環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼均顯著增加,這一結(jié)論與潘越等(2009)以及姚梅潔等(2019)的研究結(jié)果一致[2-3]?？梢?jiàn),國(guó)有資本參股確實(shí)對(duì)民營(yíng)企業(yè)產(chǎn)生了顯著資源獲取效應(yīng),有助于民營(yíng)企業(yè)獲得更多的包括環(huán)保補(bǔ)助在內(nèi)的政府補(bǔ)貼,假說(shuō)H1a得到驗(yàn)證。

表6 國(guó)有資本參股的資源獲取效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(OLS回歸)

(2)治理改善效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)民營(yíng)企業(yè)獲得的環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加能否顯著促進(jìn)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新水平提高,以及國(guó)有資本參股能否對(duì)政府補(bǔ)貼增加引致的民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生不同的調(diào)節(jié)作用,本文以“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”為被解釋變量、“環(huán)保補(bǔ)助”和“政府補(bǔ)貼”為核心解釋變量、“國(guó)有資本參股1”和“國(guó)有資本參股2”為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)模型分析,控制變量與基準(zhǔn)模型一致。首先從環(huán)保補(bǔ)助來(lái)看(見(jiàn)表7的Panel A):政府環(huán)保補(bǔ)助的增加同時(shí)促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新水平的提升,假說(shuō)H1b得到驗(yàn)證。值得注意的是,“環(huán)保補(bǔ)助”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)大于對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù),表明委托代理問(wèn)題的存在使得民營(yíng)企業(yè)更傾向于進(jìn)行成本較低、風(fēng)險(xiǎn)較小的策略性綠色創(chuàng)新?！碍h(huán)保補(bǔ)助×國(guó)有資本參股1”和“環(huán)保補(bǔ)助×國(guó)有資本參股2”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,而對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù),表明國(guó)有資本參股程度的提高對(duì)環(huán)保補(bǔ)助增加促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用(增強(qiáng)促進(jìn)作用),對(duì)環(huán)保補(bǔ)助增加促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用(減弱促進(jìn)作用),假說(shuō)H1c得到驗(yàn)證。政府補(bǔ)貼的分析結(jié)果(見(jiàn)表7的Panel B)與環(huán)保補(bǔ)助類似,只是政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,進(jìn)一步表明委托代理問(wèn)題對(duì)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生了較大的阻礙。上述結(jié)果說(shuō)明,政府補(bǔ)貼增加顯著促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更為明顯;國(guó)有資本參股一方面會(huì)引導(dǎo)和督促民營(yíng)企業(yè)將獲得的政府補(bǔ)貼投入實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新中,另一方面會(huì)約束民營(yíng)企業(yè)將獲得的政府補(bǔ)貼投入策略性綠色創(chuàng)新中,從而產(chǎn)生了治理改善效應(yīng),促使民營(yíng)企業(yè)更多地進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

表7 國(guó)有資本參股的治理改善效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)回歸)

綜合表6和表7的結(jié)果,在國(guó)有資本參股的資源獲取效應(yīng)和治理改善效應(yīng)以及政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)共同作用下,國(guó)有資本參股有助于民營(yíng)企業(yè)獲得更多的政策補(bǔ)貼,通過(guò)緩解民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源約束促進(jìn)其綠色創(chuàng)新,同時(shí)也會(huì)促使民營(yíng)企業(yè)將所獲得的政策補(bǔ)貼更多地用于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,最終使得國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用表現(xiàn)出偏向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的偏向性。

4.異質(zhì)性分析

(1)企業(yè)綠色發(fā)展意愿異質(zhì)性

本文采用虛擬變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行異質(zhì)性分析。參照申明浩和譚偉杰(2022)以及王建秀等(2019)的方法[28][48],選用ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證作為反映企業(yè)綠色發(fā)展意愿強(qiáng)弱的代理指標(biāo)(2)ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證是國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境管理認(rèn)證,無(wú)論是在國(guó)際市場(chǎng)還是在國(guó)內(nèi)市場(chǎng),該認(rèn)證均有助于提升企業(yè)的綠色競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)份額(Rao et al.,2005)[49],為企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)帶來(lái)綠色溢價(jià)。因此,具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)通常將綠色發(fā)展視為重要的發(fā)展戰(zhàn)略,而不具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)往往綠色發(fā)展意愿較弱。,根據(jù)樣本企業(yè)是否具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證設(shè)置虛擬“綠色發(fā)展意愿弱”:不具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)取值為1,否則取值為0。模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8的Panel A。“綠色發(fā)展意愿弱”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),而“國(guó)有資本參股1×綠色發(fā)展意愿弱”和“國(guó)有資本參股2×綠色發(fā)展意愿弱”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)于綠色發(fā)展意愿較強(qiáng)的民營(yíng)企業(yè),綠色發(fā)展意愿較弱的民營(yíng)企業(yè)雖然實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國(guó)有資本參股對(duì)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“綠色發(fā)展意愿弱”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)為正但不顯著,而“國(guó)有資本參股1×綠色發(fā)展意愿弱”和“國(guó)有資本參股2×綠色發(fā)展意愿弱”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對(duì)于綠色發(fā)展意愿較強(qiáng)的民營(yíng)企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)綠色發(fā)展意愿較弱的民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較弱。綜合來(lái)看,國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在綠色發(fā)展意愿較弱的企業(yè)中更為明顯,假說(shuō)H2a得到驗(yàn)證。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)回歸)

(2)行業(yè)污染程度異質(zhì)性

參照李青原和肖澤華(2020)的做法[32],根據(jù)企業(yè)所屬行業(yè)是否重污染行業(yè)(3)本文的重污染行業(yè)包括:煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)、石油和天然氣開(kāi)采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、紡織業(yè)、皮革毛皮羽毛及其制品和制鞋業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)。設(shè)置虛擬變量“非重污染行業(yè)”:企業(yè)所屬行業(yè)為非重污染行業(yè)取值為1,否則取值為0。模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8的Panel B。“非重污染行業(yè)”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),而“國(guó)有資本參股1×非重污染行業(yè)”和“國(guó)有資本參股2×非重污染行業(yè)”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)于重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè),非重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè)雖然實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國(guó)有資本參股對(duì)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“非重污染行業(yè)”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,而“國(guó)有資本參股1×非重污染行業(yè)”和“國(guó)有資本參股2×非重污染行業(yè)”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)不顯著,表明相對(duì)于重污染行業(yè)的民營(yíng)企業(yè),非重污染行業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新水平較高。綜合來(lái)看,國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在非重污染行業(yè)的企業(yè)中更為明顯,假說(shuō)H2b得到驗(yàn)證。

(3)地區(qū)環(huán)境規(guī)制異質(zhì)性

參照王永貴和李霞(2023)的做法[33],將企業(yè)所在省份污染治理投資額與工業(yè)產(chǎn)值之比作為衡量地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理變量,以其年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置虛擬變量“環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”:企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在中位數(shù)以下取值1,否則取值為0。模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8的Panel C?！碍h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著,而“國(guó)有資本參股1×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”和“國(guó)有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大地區(qū)的民營(yíng)企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,而“國(guó)有資本參股1×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”和“國(guó)有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對(duì)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大地區(qū)的民營(yíng)企業(yè),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新水平較高,但國(guó)有資本參股負(fù)向調(diào)節(jié)了這種相關(guān)性。綜合來(lái)看,國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的企業(yè)中更為明顯,假說(shuō)H2c得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

近年來(lái),企業(yè)面臨的環(huán)境約束日益趨緊,實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展的重要性愈發(fā)凸顯,而綠色創(chuàng)新是企業(yè)參與環(huán)境治理、提升綠色競(jìng)爭(zhēng)力的重要方式。政府與民營(yíng)企業(yè)在綠色創(chuàng)新中存在委托代理關(guān)系,導(dǎo)致民營(yíng)企業(yè)可能會(huì)更多地選擇進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新,不利于民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新質(zhì)量提升。一方面,國(guó)有資本參股可以通過(guò)國(guó)有股東為民營(yíng)企業(yè)帶來(lái)更多的政府資源,政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)則會(huì)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新規(guī)模增長(zhǎng);另一方面,國(guó)有資本參股可以產(chǎn)生治理改善效應(yīng),促使民營(yíng)企業(yè)將更多的創(chuàng)新資源投向?qū)嵸|(zhì)性綠色創(chuàng)新,從而提高民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新質(zhì)量。本文采用滬深A(yù)股非金融類民營(yíng)上市公司2009—2022年的數(shù)據(jù),實(shí)證分析發(fā)現(xiàn):(1)國(guó)有資本參股顯著提升了民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,表明國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有明顯的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新偏向;(2)國(guó)有資本參股程度提高有助于民營(yíng)企業(yè)獲得更多的環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼,表明國(guó)有資本參股具有資源獲取效應(yīng);(3)環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼的增加可以顯著促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,表明政府補(bǔ)貼具有綠色創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng),但委托代理問(wèn)題導(dǎo)致民營(yíng)企業(yè)偏好策略性綠色創(chuàng)新;(4)國(guó)有資本參股程度提高會(huì)強(qiáng)化環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用,并弱化環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營(yíng)企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用,表明國(guó)有資本參股具有治理改善效應(yīng),可以通過(guò)緩解委托代理問(wèn)題促使民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行更多的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;(5)國(guó)有資本參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在綠色發(fā)展意愿較弱、非重污染行業(yè)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)中更為明顯,表明國(guó)有資本參股可以緩解綠色發(fā)展意愿弱、污染程度輕、環(huán)境規(guī)制弱等對(duì)民營(yíng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的約束,進(jìn)一步促進(jìn)這些民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

基于上述結(jié)論,提出以下啟示:第一,通過(guò)國(guó)有資本參股能夠有效促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的規(guī)模增長(zhǎng)和質(zhì)量提升,尤其是能夠顯著提高更有價(jià)值的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)提升企業(yè)環(huán)境治理效益與促進(jìn)企業(yè)價(jià)值增長(zhǎng)的雙贏。因此,應(yīng)當(dāng)持續(xù)推進(jìn)企業(yè)混合所有制改革,并且不僅要“混”更要“改”,讓國(guó)有股東能夠參與到民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理中,充分發(fā)揮對(duì)企業(yè)內(nèi)部治理的改善作用,進(jìn)而有效促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。第二,根據(jù)作用機(jī)制分析,國(guó)有資本參股會(huì)改善政府補(bǔ)貼促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的邊界條件,由此可為王永貴和李霞(2023)的研究中所提到的問(wèn)題找到一個(gè)可能的解決方案[33]。政府在制定與實(shí)施綠色創(chuàng)新激勵(lì)政策時(shí),應(yīng)當(dāng)考慮企業(yè)的委托代理問(wèn)題。對(duì)于委托代理問(wèn)題較為突出的企業(yè),一方面要主動(dòng)加強(qiáng)對(duì)此類企業(yè)的外部監(jiān)督,約束其在綠色創(chuàng)新活動(dòng)中所進(jìn)行的“濫竽充數(shù)”的機(jī)會(huì)主義行為;另一方面,也可以通過(guò)混合所有制的方式提升企業(yè)的內(nèi)外部治理水平,進(jìn)而與相關(guān)政策工具形成合力,共同促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的質(zhì)量提升。第三,民營(yíng)企業(yè)應(yīng)提高綠色發(fā)展意識(shí),充分認(rèn)識(shí)到綠色發(fā)展既是企業(yè)應(yīng)當(dāng)肩負(fù)的使命,也是企業(yè)發(fā)展的重大機(jī)遇,主動(dòng)克服自身的短視行為,積極增加對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出,加快建立綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),進(jìn)而有效提升自身的綠色產(chǎn)品溢價(jià)與市場(chǎng)份額,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的綠色可持續(xù)發(fā)展。