李嘵帆 丁樺

摘要：推動發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，科技支撐是關(guān)鍵。文章基于2011—2020年我國西部地區(qū)滬深A(yù)股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，實證研究政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系，以及會計信息質(zhì)量在其中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新呈先降后升的U形影響關(guān)系，只有當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到臨界值后才能有效激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，且創(chuàng)新激勵效果在國有企業(yè)中表現(xiàn)更顯著；當(dāng)企業(yè)會計信息質(zhì)量較高時，政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系能夠被強(qiáng)化；此外，對于國有企業(yè)，當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到臨界值后，非專項類補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵效果優(yōu)于混合型政府補(bǔ)助。今后可通過健全法律法規(guī)、優(yōu)化營商環(huán)境等多種途徑，更好激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新。

關(guān)鍵詞：政府補(bǔ)助；綠色創(chuàng)新；會計信息質(zhì)量

中圖分類號：F273.1；F812.45?????? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A?????? 文章編號：1007-8576（2024）02-0016-12

DOI：10.16716/j.cnki.65-1030/f.2024.02.002

Government Subsidies， Accounting Information Quality，

and Incentives for Green Innovation in Enterprises

—Take Western Regions of China as an Example

LI Xiaofan， DING Hua

（Qinghai Minzu University， Xining 810007， China）

Abstract：Promoting a green transformation of development mode is crucial， with technological support playing a key role. Based on data from China's A-share listed companies in western regions from 2011 to 2020， this study empirically analyzes the nonlinear relationship between government subsidies and corporate green innovation， as well as the moderating effect of accounting information quality. The findings reveal a positive U-shaped relationship between government subsidies and corporate green innovation， initially declining and then rising. Effective promotion of corporate green innovation is achieved only when government subsidies reach a certain critical threshold， with a more significant effect observed for state-owned enterprises. The analysis of moderation effects further indicates that in high accounting information quality contexts， the positive U-shaped relationship between government subsidies and corporate green innovation is significantly strengthened. Moreover， for state-owned enterprises， non-specific subsidies are more effective in stimulating green innovation beyond the critical threshold. These research findings provide theoretical foundations and practical insights for the formulation of relevant innovation incentive policies by the government and the promotion of corporate green innovation.

Key? words： government subsidies; green innovation; accounting information quality

一、問題的提出

黨的二十大報告指出“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)”，而推動經(jīng)濟(jì)社會綠色化、低碳化發(fā)展則是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。推動經(jīng)濟(jì)社會綠色化、低碳化發(fā)展，科技支撐是關(guān)鍵，而提升綠色低碳科技創(chuàng)新能力，離不開企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動。現(xiàn)實中，企業(yè)在創(chuàng)新過程中易遭遇市場失靈和系統(tǒng)失靈，最終導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入不足。企業(yè)綠色創(chuàng)新活動不僅有一般創(chuàng)新活動所具有的高投資成本和高風(fēng)險特征［1］，還存在知識溢出與環(huán)境治理雙重正外部性［2］，易導(dǎo)致企業(yè)綠色創(chuàng)新的收益與投入不匹配，削弱企業(yè)的綠色創(chuàng)新動力。為引導(dǎo)和激勵企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，我國出臺了多項補(bǔ)助政策，但政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響是非線性的，政府補(bǔ)助規(guī)模未達(dá)到臨界值時，低于企業(yè)與外部投資者預(yù)期的“象征性”補(bǔ)助很可能抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新，只有當(dāng)政府補(bǔ)助達(dá)到一定規(guī)模后才能發(fā)揮政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用。此外，政府補(bǔ)助可能誘使企業(yè)產(chǎn)生騙補(bǔ)尋租等逆向選擇和道德風(fēng)險問題，但高質(zhì)量的會計信息可以降低信息不對稱程度［3-4］，因此，能否通過提高企業(yè)會計信息質(zhì)量來減少創(chuàng)新補(bǔ)助過程中出現(xiàn)的逆向選擇和道德風(fēng)險問題，進(jìn)而提高政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵效果呢？這一問題值得深入探討。

綜上所述，政府補(bǔ)助可能因補(bǔ)助規(guī)模的不同而對企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵產(chǎn)生非線性影響，因此深入研究政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)系有助于政府制定針對性更強(qiáng)的創(chuàng)新激勵政策，更好地發(fā)揮政府補(bǔ)助的激勵作用。同時，會計信息質(zhì)量可能影響政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系。隨著注冊制的全面推行，高質(zhì)量會計信息成為市場的壓艙石［5］，不僅是市場投資者，各級政府對上市企業(yè)會計信息質(zhì)量要求也越來越高。因此，研究會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

（一）文獻(xiàn)綜述

目前學(xué)界關(guān)于政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間關(guān)系的研究成果較為豐富，相關(guān)研究主要集中于政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)和擠出效應(yīng)。

關(guān)于政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)的研究主要可分為以下4類：第一類研究是通過理論和模型探討政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。如孔悅［6］通過構(gòu)建古諾模型、使用三階段博弈等方法研究了政府補(bǔ)助對新能源企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)環(huán)境改善程度較高時，政府補(bǔ)助能顯著提升企業(yè)綠色創(chuàng)新效率；楊曉輝［7］通過構(gòu)建古諾雙寡頭模型證實了政府對綠色產(chǎn)品的補(bǔ)貼有助于促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。第二類研究是通過實證方法探究政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的線性影響。如王宏鵬［8］研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新有促進(jìn)作用。第三類研究是運用實證方法揭示政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的非線性影響。如王永貴［9］研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補(bǔ)助和企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新之間呈倒U形關(guān)系；劉鵬振［10］通過構(gòu)建門檻模型，研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，只有當(dāng)政府補(bǔ)助處于特定閾值時，其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用才能最大化。第四類研究是在探討促進(jìn)效應(yīng)的基礎(chǔ)上考量其他因素的影響。如研究發(fā)現(xiàn)，管理者環(huán)境關(guān)注度［9］、環(huán)境成本［11］、政治關(guān)聯(lián)［12］、聲譽(yù)激勵［13］等會在政府補(bǔ)助激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新的過程中產(chǎn)生抑制或促進(jìn)作用。

關(guān)于政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新擠出效應(yīng)的研究主要有：一是根據(jù)政府干預(yù)的“掠奪之手”，認(rèn)為企業(yè)為獲得政府的更多扶持，可能在地方政府的“支配”下配置資源，從而擠出了企業(yè)從事創(chuàng)新活動的資源［14-15］，特別是一些專項補(bǔ)助，往往需要?？顚Ｓ茫髽I(yè)為迎合政府意愿而進(jìn)行投資，會擠出企業(yè)用于綠色創(chuàng)新的資源［16］。二是政府補(bǔ)助會導(dǎo)致企業(yè)尋租，同時會產(chǎn)生逆向選擇問題，從而對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，降低企業(yè)研發(fā)資金配置效率，導(dǎo)致政府補(bǔ)助不能發(fā)揮應(yīng)有的激勵效果［17］。

通過文獻(xiàn)梳理可知，既有文獻(xiàn)多為政府補(bǔ)助和企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的同期關(guān)系研究，而創(chuàng)新活動并非一蹴而就［18-19］，從研發(fā)到專利授權(quán)往往需要一定時間，因而政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在滯后效應(yīng)。因此，本文在實證研究中對相關(guān)變量進(jìn)行了滯后一期處理。同時，考慮到政府補(bǔ)助中包含專項資金補(bǔ)助，這類補(bǔ)助往往要求專款專用、單獨核算，企業(yè)對其擁有有限支配權(quán)，這類補(bǔ)助并不能有效激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，因而本文在實證研究中根據(jù)政府補(bǔ)助明細(xì)將補(bǔ)助資金劃分為專項補(bǔ)助和非專項補(bǔ)助，研究不同類型的政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵效果。此外，既有研究中鮮有學(xué)者關(guān)注會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系中會產(chǎn)生何種效應(yīng)，本文將從非線性視角分析政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系，以及會計信息質(zhì)量在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

（二）研究假說

1.政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新。由外部性理論可知，某一經(jīng)濟(jì)單位的經(jīng)濟(jì)活動會給其他經(jīng)濟(jì)主體帶來收益或損失，但其并不因此而獲得報酬或給予補(bǔ)償，這會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)主體的社會投入和回報與私人投入和回報不一致。企業(yè)綠色創(chuàng)新所具有的雙重正外部性會導(dǎo)致企業(yè)綠色創(chuàng)新的投入與回報不匹配，造成企業(yè)研發(fā)投入低于社會最優(yōu)水平，進(jìn)而削弱企業(yè)綠色創(chuàng)新動力。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，若某種經(jīng)濟(jì)活動具有顯著的正外部性，則需對其進(jìn)行補(bǔ)貼以提高經(jīng)濟(jì)主體的資源配置效率［20］。因此，地方政府應(yīng)積極出臺創(chuàng)新激勵政策，通過適度的政策引導(dǎo)，激勵企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新［21］。作為市場補(bǔ)償機(jī)制的補(bǔ)充，政府補(bǔ)助能提供直接的創(chuàng)新補(bǔ)償，企業(yè)獲得補(bǔ)助后，能有效降低綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生的正外部性，降低企業(yè)綠色創(chuàng)新投入成本。此外，企業(yè)獲得稅收返還等“事后激勵”性質(zhì)的補(bǔ)助［22］，不僅能降低企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)成本，還能將資金投入新的創(chuàng)新活動中，因而具有明顯的擠入效應(yīng)［23］。

企業(yè)在經(jīng)營中通常會受到一定程度的融資約束［24］。目前，銀行在我國融資體系中仍占據(jù)主導(dǎo)地位。銀行對風(fēng)險的容忍度較低，更看重貸款項目收益的穩(wěn)定性，并且更偏好有形抵押品［25］。創(chuàng)新活動具有投入大、風(fēng)險高、周期長等特征，這意味著從事創(chuàng)新活動的企業(yè)，其早期的創(chuàng)新收益可能不太穩(wěn)定，且盈利波動性也較大。同時，創(chuàng)新企業(yè)往往缺少高價值的有形抵押品，加之融資領(lǐng)域中存在的信息不對稱問題，導(dǎo)致銀行為創(chuàng)新企業(yè)發(fā)放貸款的意愿較低，企業(yè)創(chuàng)新普遍面臨較高的融資約束。與其他創(chuàng)新活動相比，綠色創(chuàng)新活動具有投資的高風(fēng)險性、收益的高不確定性、固有的信息不對稱性等特征，以及由“創(chuàng)新”和“綠色”雙重屬性所導(dǎo)致的雙重外部性，使得企業(yè)綠色創(chuàng)新活動面臨更為嚴(yán)重的融資約束，降低了企業(yè)綠色創(chuàng)新效率。對此，有學(xué)者指出政府補(bǔ)助可以緩解企業(yè)創(chuàng)新活動中受到的融資約束［26-27］。首先，財政補(bǔ)貼作為政府對企業(yè)的無償轉(zhuǎn)移，能夠直接增加企業(yè)現(xiàn)金流，為企業(yè)創(chuàng)新活動提供直接的資金來源，緩解融資約束［27］，其在降低企業(yè)綠色創(chuàng)新投入成本的同時，還可在一定程度上解決由雙重正外部性所帶來的綠色創(chuàng)新投入不足的問題。其次，政府補(bǔ)助是重要的創(chuàng)新質(zhì)量信號。若企業(yè)能夠獲得政府補(bǔ)助，則說明其自身具有較強(qiáng)的創(chuàng)新能力和前景良好的創(chuàng)新項目，這對外部投資者來說是一種投資利好信號［28］，能夠在一定程度上減少企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱［29］。最后，以我國工業(yè)企業(yè)為樣本的實證研究發(fā)現(xiàn)，獲得政府補(bǔ)助可以讓外部投資者認(rèn)為企業(yè)與地方政府具有較好的關(guān)系，為企業(yè)貼上了融資的“金字招牌”，從而可降低企業(yè)外源融資難度［30］。

綜上所述，政府補(bǔ)助能夠通過兩條路徑激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新。第一條路徑是通過直接的財政補(bǔ)貼和間接的稅收優(yōu)惠政策等來弱化企業(yè)綠色創(chuàng)新的雙重正外部性，降低研發(fā)成本，增加創(chuàng)新投入，緩解融資約束。第二條路徑是通過傳遞利好信號來改善信息不對稱，同時帶來一定的“金字招牌”效應(yīng)，間接緩解融資約束。然而，政府補(bǔ)助規(guī)模不同，補(bǔ)助的激勵效果也可能存在差異。只有當(dāng)企業(yè)獲得足夠的補(bǔ)助以彌補(bǔ)知識外溢損失進(jìn)而得到創(chuàng)新收益時，企業(yè)才有較強(qiáng)的動力開展研發(fā)創(chuàng)新活動［31］。當(dāng)政府補(bǔ)助較少時，可能無法有效彌補(bǔ)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動帶來的雙重正外部性損失，無法有效降低創(chuàng)新成本，企業(yè)會因此逐漸減少甚至放棄綠色創(chuàng)新活動。此外，政府補(bǔ)助過少也產(chǎn)生不了“金字招牌”效應(yīng)，反而會因政府的“象征性”補(bǔ)助而讓外部投資者愈加輕視此類創(chuàng)新項目，最終加大企業(yè)融資難度。因此，當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模過小時，企業(yè)綠色創(chuàng)新的雙重外部性、成本壓力和融資約束會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，只有當(dāng)政府補(bǔ)助達(dá)到一定規(guī)模時，才能有效發(fā)揮其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用。

基于以上分析，本文提出研究假說H1：過低的政府補(bǔ)助會抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新，政府補(bǔ)助超過臨界值后才會激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，即政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在先降后升的U形關(guān)系。

2.高質(zhì)量會計信息對政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。信息不對稱理論認(rèn)為，在市場交易中，交易雙方對商品信息的了解總是存在一定差異。這種信息不對稱也存在于政府與企業(yè)之間［32］。政府并不能掌握關(guān)于企業(yè)技術(shù)演進(jìn)和發(fā)展的全部信息，同時由于專業(yè)知識與實踐的局限性，政府也難以準(zhǔn)確預(yù)見某一技術(shù)前景，而企業(yè)與市場聯(lián)系更為密切，因而往往在獲取最新市場信息時具有顯著優(yōu)勢［17］。這種政府與企業(yè)之間的信息不對稱易引發(fā)逆向選擇和道德風(fēng)險問題。逆向選擇表現(xiàn)為企業(yè)為獲得政府補(bǔ)助，可能通過故意歪曲、隱瞞信息等方式釋放創(chuàng)新成果信號。道德風(fēng)險則表現(xiàn)為企業(yè)從政府那里獲得了創(chuàng)新收益，但并未產(chǎn)出實質(zhì)性創(chuàng)新技術(shù)，反而將成本轉(zhuǎn)嫁給政府。逆向選擇和道德風(fēng)險問題的存在，會造成政府創(chuàng)新補(bǔ)助政策的扭曲性激勵［33］。此外，政府補(bǔ)助還可能引發(fā)企業(yè)與政府之間的尋租行為，抑制企業(yè)創(chuàng)新投入［34］。企業(yè)家會為了獲取超額補(bǔ)貼或稅收優(yōu)惠而與政府官員產(chǎn)生尋租關(guān)系，政府官員可能為實現(xiàn)自身利益最大化而給予企業(yè)更多的財政補(bǔ)助，從而形成雙向賄賂［15］。然而，企業(yè)尋租成本較高，高額成本會擠占企業(yè)用于創(chuàng)新研發(fā)活動的資源，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新。另外，若企業(yè)通過尋租獲得的收益更多，還可能產(chǎn)生替代效應(yīng)［35］，進(jìn)而削弱企業(yè)綠色創(chuàng)新動力。因此，尋租行為會擠占企業(yè)研發(fā)投入，降低企業(yè)研發(fā)資金配置效率，最終弱化政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用甚至可能產(chǎn)生負(fù)面效果［17］。

創(chuàng)新在本質(zhì)上是一種投資活動［20］，綠色創(chuàng)新也是如此。高質(zhì)量會計信息有助于提高投資效率，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。一方面，高質(zhì)量會計信息有助于企業(yè)管理者準(zhǔn)確識別投資機(jī)會，提高創(chuàng)新投資效率。另一方面，高質(zhì)量會計信息有助于加強(qiáng)外界對企業(yè)管理者的監(jiān)督，減少逆向選擇和道德風(fēng)險問題，提高創(chuàng)新投資效率［36］。企業(yè)的尋租行為可使企業(yè)獲得超額利潤，但也會產(chǎn)生異常的非生產(chǎn)性成本，倘若披露真實的財務(wù)信息，極易使尋租行為被公開。因此，為逃避行政處罰，減輕輿論壓力，企業(yè)通常會故意降低會計信息質(zhì)量和透明度，從而增大信息不對稱程度，阻止尋租信息流出［37］。由此可見，高質(zhì)量會計信息可以通過提高信息透明度來遏制企業(yè)尋租行為［38］。此外，為降低因企業(yè)內(nèi)外部市場信息不對稱而導(dǎo)致的外部融資溢價，企業(yè)可通過提供高質(zhì)量會計信息減少內(nèi)部管理層和外部資金供給者之間的信息不對稱，促進(jìn)投資者有效監(jiān)督，從而緩解企業(yè)所面臨的融資約束［39］。綜上所述，高質(zhì)量會計信息在提高企業(yè)綠色創(chuàng)新投資效率的同時，不僅可緩解政府補(bǔ)助激勵中由信息不對稱所帶來的逆向選擇、道德風(fēng)險和融資約束問題，還可減弱企業(yè)尋租行為對綠色創(chuàng)新活動的擠出效應(yīng)。

基于以上分析，本文提出研究假說H2：會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用，在高質(zhì)量會計信息情境下，政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形關(guān)系能夠得以強(qiáng)化。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型對研究假說H1、H2進(jìn)行檢驗，模型具體形式如下：

[Innovai，t=α0+α1Subsidyi.t+α2Subsidy2i，t+∑αkControl+∑Ind+∑Year+εi，t]???????????????? （1）

[Innovai，t=α0+α1Subsidyi.t+α2Subsidy2i，t+α3Subsidyi，t×AQi，t+α4Subsidy2i，t×AQi，t+α5AQi，t+∑αkControl+∑Ind+∑Year+εi，t]?????????? （2）

模型（1）中，[Innovai，t]表示企業(yè)[i]在t年的綠色創(chuàng)新水平，[Subsidyi.t]表示政府補(bǔ)助，[Subsidy2i，t]為政府補(bǔ)助二次項，[∑Control]表示一系列控制變量，[∑Ind]和[∑Year]分別表示行業(yè)和年份固定效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動項，[α1]、[α2]分別為政府補(bǔ)助一次項與二次項的系數(shù)。模型（2）中，[AQi，t]表示會計信息質(zhì)量，[α3]、[α4]分別為政府補(bǔ)助一次項、二次項與會計信息質(zhì)量交乘項的系數(shù)?？紤]到滯后效應(yīng)的存在以及內(nèi)生性問題的影響，本文借鑒鄒甘娜［11］和王筱筱［40］的研究，對所有解釋變量均作滯后一期處理。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)綠色創(chuàng)新（Innova）。參考李青原［16］的研究，先在國家知識產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)檢索樣本企業(yè)專利授權(quán)情況以及IPC分類號，再以世界知識產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的國際專利綠色分類清單中的綠色專利IPC分類號，與從國家知識產(chǎn)權(quán)局檢索得到的企業(yè)層級專利類型進(jìn)行匹配，從而得到樣本企業(yè)每年綠色專利授權(quán)數(shù)量。此外，本文將企業(yè)綠色專利授權(quán)數(shù)加1后取自然對數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新（Innova）的度量指標(biāo)，指標(biāo)值越大，表明企業(yè)綠色創(chuàng)新水平越高。

2.解釋變量。本文的解釋變量為政府補(bǔ)助（Subsidy）和會計信息質(zhì)量（AQ）。關(guān)于政府補(bǔ)助，本文借鑒王永貴［9］和王桂軍［17］的研究，為降低公司規(guī)模效應(yīng)的影響，以企業(yè)年度政府補(bǔ)助總額與營業(yè)收入的比值來衡量政府補(bǔ)助（Subsidy）。此外，由于政府補(bǔ)助中的專項資金補(bǔ)助往往要求?？顚Ｓ?、獨立核算，故本文根據(jù)政府補(bǔ)助明細(xì)中是否包含“專項”字樣，將政府補(bǔ)助分為專項補(bǔ)助（S-Sub）和非專項補(bǔ)助（NS-Sub）兩大類，探討不同類型的政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。關(guān)于會計信息質(zhì)量（AQ），本文借鑒孫?。?1］和馬黎珺［3］的研究，用修正瓊斯模型［42］計算可操縱性應(yīng)計利潤，其絕對值越大，表示盈余操作空間越大，企業(yè)會計信息質(zhì)量越低。為便于理解，本文在計算出的逆向指標(biāo)前加負(fù)號使其正向化，因而AQ數(shù)值越大則表明會計信息質(zhì)量越高。

3.控制變量。本文參考江軒宇［4］和王永貴［9］的研究，選取企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)成長性（Growth）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、資本結(jié)構(gòu)（Lev）、企業(yè)稅負(fù)（Tax）、托賓Q值（TobinQ）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事占比（Duality）作為控制變量，同時控制了年份（Year）和行業(yè)（Ind）效應(yīng)。

研究中各變量定義如表1所示。

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

西部地區(qū)是我國重要的生態(tài)安全屏障，保護(hù)好西部地區(qū)的生態(tài)環(huán)境對國家生態(tài)安全具有十分重要的意義。由于以保護(hù)環(huán)境為目標(biāo)的綠色技術(shù)創(chuàng)新有助于改善西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境，故本文以2011—2020年我國西部地區(qū)滬深A(yù)股上市公司為研究對象1，研究政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響以及會計信息質(zhì)量在其中所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究中的原始數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。為便于后續(xù)檢驗，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理：一是剔除金融類以及ST類上市公司樣本；二是剔除重要變量數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失的企業(yè)樣本；三是為避免異常值對實證結(jié)果的影響，對連續(xù)型變量進(jìn)行雙側(cè)1%水平的縮尾處理。

四、實證檢驗

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計分析

研究中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知：企業(yè)綠色創(chuàng)新（Innova）最小值為0.000，最大值為3.192，均值為0.669，說明企業(yè)間綠色創(chuàng)新水平差異較大；政府補(bǔ)助（Subsidy）最小值為0.000，最大值為13.430，均值為1.173，說明不同企業(yè)獲得的政府補(bǔ)助差異較大?？傮w而言，各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果不存在極端異常值，盡量避免了對實證結(jié)果的干擾。此外，為避免變量間多重共線性對回歸結(jié)果的干擾，本文進(jìn)行了共線性檢驗。結(jié)果表明，各變量的方差膨脹因子均小于5.000，且均值為1.190，表明本文所選變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

表3匯報了政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響關(guān)系檢驗結(jié)果，在全樣本組中，政府補(bǔ)助一次項系數(shù)顯著為負(fù)，二次項系數(shù)顯著為正，表明政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在U形影響關(guān)系，前文提出的研究假說H1得證。

此外，為揭示政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響效應(yīng)是否會在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中表現(xiàn)出異質(zhì)性，本文進(jìn)一步將全樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組進(jìn)行分組檢驗，結(jié)果如表3所示。由表3可知：國有企業(yè)組政府補(bǔ)助一次項系數(shù)顯著為負(fù)，二次項系數(shù)顯著為正；非國有企業(yè)組政府補(bǔ)助一次項與二次項系數(shù)均不顯著。以上結(jié)果表明，與非國有企業(yè)相比，政府補(bǔ)助對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響效應(yīng)更明顯。

進(jìn)一步地，為更直觀地反映政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，本文借鑒吳敏［43］的研究，根據(jù)全樣本組的回歸結(jié)果繪制了如圖1所示的U形關(guān)系圖。由圖1可知，只有當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到或超過臨界值時，才能發(fā)揮其對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用。為驗證U形關(guān)系的存在，本文借鑒林嵩［44］和王鵬飛［45］的研究，對全樣本組進(jìn)行utest檢驗，結(jié)果顯示：臨界值為5.576，左端點斜率為-0.044，右端點斜率為0.062，左右端點斜率不為零且顯著一負(fù)一正，證明政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在U形關(guān)系。由此，前文提出的研究假說H1再次得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗1

1.替換被解釋變量。為進(jìn)一步驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將綠色技術(shù)創(chuàng)新專利引用數(shù)加1后取自然對數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的替換測量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果顯示：在全樣本組和國有企業(yè)組中，政府補(bǔ)助一次項系數(shù)均顯著為負(fù)，二次項系數(shù)均顯著為正，證明政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在U形影響關(guān)系；非國有企業(yè)組中政府補(bǔ)助的一次項和二次項系數(shù)均不顯著。以上結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符，表明前文結(jié)論穩(wěn)健。

2.替換解釋變量。本文將政府補(bǔ)助與企業(yè)資產(chǎn)的比值（R-Subsidy）作為政府補(bǔ)助的替換測量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示：在全樣本組和國有企業(yè)組中，替換變量的一次項系數(shù)均顯著為負(fù)，二次項系數(shù)均顯著為正，再次證明了政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在的U形影響關(guān)系；非國有企業(yè)組中，替換變量的一次項系數(shù)與二次項系數(shù)均不顯著。以上結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相符，表明前文結(jié)論穩(wěn)健。

3.內(nèi)生性檢驗。本文采用傾向得分匹配法以解決樣本可能存在的內(nèi)生性問題。借鑒王永貴［9］的研究，先依據(jù)解釋變量均值將樣本分為高政府補(bǔ)助組和低政府補(bǔ)助組，再將控制變量作為匹配變量，采用最鄰近匹配法對樣本進(jìn)行1∶1匹配，最后對匹配后的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行再次回歸。檢驗結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符，表明前文結(jié)論穩(wěn)健。

4.工具變量檢驗。為進(jìn)一步解決可能存在的遺漏變量和反向因果等問題，本文借鑒吳武清［46］的研究，以滯后一期省級地方財政收入作為工具變量，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。有研究表明，地方政府財政收入越高則政府補(bǔ)助力度越大［9］，而地方政府財政收入與微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新水平之間并沒有直接的聯(lián)系，且企業(yè)綠色創(chuàng)新績效也不會影響前期地方政府財政收入。因此，本文將滯后一期省級政府財政收入（GovRev）作為政府補(bǔ)助的工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果顯示：用于不可識別檢驗的KP-LM統(tǒng)計量在1%水平拒絕了原假設(shè)，且CD-Wald F統(tǒng)計量明顯大于10%偏誤水平下的臨界值，說明不存在弱工具變量問題，故本文所選取的工具變量滿足了有效性條件和相關(guān)性條件［47］。同時，政府補(bǔ)助一次項和二次項系數(shù)的正負(fù)性、顯著性均與基準(zhǔn)回歸相符，表明政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在U形影響關(guān)系。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

根據(jù)理論分析，會計信息質(zhì)量可能會在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用，本文以模型（2）進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果已證明，政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在U形影響關(guān)系，因此當(dāng)解釋變量二次項與調(diào)節(jié)變量的交乘項系數(shù)為正時，則可說明調(diào)節(jié)變量對解釋變量與被解釋變量之間的U形影響關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用。表4列示了會計信息質(zhì)量調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果。由表4可知：在全樣本組和國有企業(yè)組中，會計信息質(zhì)量與政府補(bǔ)助二次項的交乘項（AQ×Subsidy2）系數(shù)顯著為正，初步證明了會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系中起到了正向調(diào)節(jié)作用。本文借鑒Haans［48］提出的檢驗標(biāo)準(zhǔn)驗證會計信息質(zhì)量對U形影響關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)：一是拐點發(fā)生左右移動。根據(jù)模型（2）中的α系數(shù)，若α1×α4-α2×α3>0，則表明拐點右移；若α1×α4-α2×α3<0，則表明拐點左移。二是曲線形狀變化。對于U形曲線，若α4>0，則曲線變陡峭，若α4<0，則曲線變平緩。據(jù)此，本文先檢驗拐點是否發(fā)生偏移，根據(jù)表4的回歸結(jié)果，全樣本組和國有企業(yè)組中α1×α4與α2×α3的差值小于0，表明會計信息質(zhì)量會使U形曲線拐點左移，即在高質(zhì)量會計信息情境下，政府補(bǔ)助會提前表現(xiàn)出創(chuàng)新激勵作用。再檢驗曲線形狀是否發(fā)生改變，即觀察系數(shù)α4，表4中全樣本組與國有企業(yè)組AQ×Subsidy2的系數(shù)均顯著為正，α4>0，表明會計信息質(zhì)量會使U形曲線變陡峭，即斜率變大。

圖2是根據(jù)表4回歸結(jié)果所繪制的會計信息質(zhì)量調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，其中虛線為低質(zhì)量會計信息情境下政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形關(guān)系曲線，實線為高質(zhì)量會計信息情境下政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形關(guān)系曲線。由圖2可知，在高質(zhì)量會計信息情境下，曲線拐點發(fā)生了左移且曲線斜率更大?？梢姡瑫嬓畔①|(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系中起到了正向調(diào)節(jié)作用，在高質(zhì)量會計信息情境下，政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形關(guān)系得以強(qiáng)化，前文提出的研究假說H2得以驗證。

圖2? 會計信息質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)刈C明會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系中所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文對模型（2）進(jìn)行了utest檢驗，并與模型（1）的utest結(jié)果進(jìn)行了對比。表5中，Test1為模型（1）的utest檢驗結(jié)果，Test2為模型（2）的utest檢驗結(jié)果。由表5可知：與Test1相比，Test2中左右端點斜率的絕對值均變大，表明考慮會計信息質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)后，U形曲線變得更陡峭。此外，Test2中拐點為4.842，相較于Test1中的拐點（5.576）發(fā)生了左移。由此可見，會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系中起到了正向調(diào)節(jié)作用，前文提出的研究假說H2再次得以驗證。

五、進(jìn)一步的分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新有顯著影響，為探討不同類型的政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新有何影響，本文在國有企業(yè)分組樣本中，進(jìn)一步對不同類型的政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響進(jìn)行回歸分析。本文按照政府補(bǔ)助明細(xì)中是否包含“專項”字樣，將政府補(bǔ)助（混合型政府補(bǔ)助）分為專項補(bǔ)助（S-Sub）和非專項補(bǔ)助（NS-Sub），回歸結(jié)果如表6所示。由表6可知：專項補(bǔ)助的一次項和二次項系數(shù)均不顯著，而混合型政府補(bǔ)助和非專項補(bǔ)助的一次項和二次項系數(shù)均顯著，3組樣本中一次項系數(shù)均為負(fù)，二次項系數(shù)均為正。由此表明，與專項補(bǔ)助相比，混合型政府補(bǔ)助和非專項補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響更顯著。這可能是因?qū)ｍ椦a(bǔ)助往往只能用于特定項目，不能有效弱化由于綠色創(chuàng)新所帶來的雙重正外部性，或用于補(bǔ)充企業(yè)其他創(chuàng)新活動支出，由此導(dǎo)致回歸結(jié)果不顯著。

圖3是根據(jù)表6回歸結(jié)果所繪制的U形關(guān)系曲線。其中，實線是以混合型政府補(bǔ)助為解釋變量所形成的U形曲線，虛線是以非專項政府補(bǔ)助為解釋變量所形成的U形曲線，兩條中位線大致將曲線分為左右兩部分，從右側(cè)可以看出，虛線斜率大于實線斜率，即當(dāng)政府補(bǔ)助達(dá)到臨界值后，非專項補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用強(qiáng)于混合型政府補(bǔ)助。因此，若地方政府試圖通過增加補(bǔ)助來激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，應(yīng)適度增加非專項補(bǔ)助，更好地發(fā)揮政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用。

六、結(jié)論與建議

本文以2011—2020年我國西部地區(qū)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，采用雙向固定效應(yīng)模型，檢驗政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的非線性影響及會計信息質(zhì)量在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究得出的主要結(jié)論為：一是政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在先降后升的U形影響關(guān)系。只有當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到臨界值后，才能對企業(yè)綠色創(chuàng)新起到顯著的激勵作用。分組回歸發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響在國有企業(yè)中表現(xiàn)更顯著。這可能是由于國有企業(yè)往往擁有更多資源，承擔(dān)了更多的社會責(zé)任，國有企業(yè)在綠色創(chuàng)新中面臨的正外部性和融資約束問題相對較少，因而當(dāng)國有企業(yè)獲得政府補(bǔ)助后，更易對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的激勵作用。二是會計信息質(zhì)量在政府補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用，且在國有企業(yè)中表現(xiàn)更明顯。在高質(zhì)量會計信息情境下，政府補(bǔ)助的創(chuàng)新激勵作用會提前發(fā)生，且當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到臨界值后，政府補(bǔ)助的綠色創(chuàng)新激勵作用能夠得以強(qiáng)化。三是政府補(bǔ)助中的非專項補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新呈U形影響關(guān)系，而專項補(bǔ)助與企業(yè)綠色創(chuàng)新的U形影響關(guān)系不顯著。此外，當(dāng)政府補(bǔ)助規(guī)模達(dá)到臨界值后，非專項補(bǔ)助的綠色創(chuàng)新激勵作用強(qiáng)于混合型政府補(bǔ)助。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，若地方政府財政緊張，無法通過大規(guī)模補(bǔ)助來激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新，其可通過持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境、完善基礎(chǔ)設(shè)施降低企業(yè)綠色創(chuàng)新成本，也可通過完善綠色專利保護(hù)制度降低知識溢出的負(fù)向影響，進(jìn)而鼓勵企業(yè)綠色創(chuàng)新。第二，政府補(bǔ)助的創(chuàng)新激勵作用對非國有企業(yè)影響有限，可以通過其他途徑激勵非國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，如出臺相關(guān)法律法規(guī)、減少融資市場貸款歧視、鼓勵投資者支持非國有企業(yè)、降低非國有企業(yè)融資約束水平等。第三，非專項補(bǔ)助能夠更有效地激勵國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，因此當(dāng)?shù)胤秸Ｍㄟ^增加補(bǔ)助促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新時，可以通過提高非專項補(bǔ)助的占比，增強(qiáng)政府補(bǔ)助的創(chuàng)新激勵效果。第四，政府可通過相應(yīng)的獎勵措施鼓勵企業(yè)提高會計信息質(zhì)量，減少信息不對稱，強(qiáng)化政府補(bǔ)助的創(chuàng)新激勵作用。另外，還可通過廉潔政府建設(shè)、專業(yè)人才隊伍建設(shè)以及加大財務(wù)報表造假懲罰力度等減少企業(yè)騙補(bǔ)尋租行為，強(qiáng)化政府補(bǔ)助對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用。

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（責(zé)任編輯：鄭雅倩）