連雨婷 張雅夢(mèng) 郝桐煊 劉曉麗

摘 要：隨著雙碳目標(biāo)的提出，我國(guó)對(duì)于微觀主體的綠色發(fā)展要求愈加嚴(yán)格，企業(yè)在保持可持續(xù)發(fā)展的同時(shí)，自身的創(chuàng)新水平也要相應(yīng)提升，從而契合國(guó)家創(chuàng)新型發(fā)展戰(zhàn)略。本文利用2011—2022年416家上市公司的環(huán)保投資、二氧化碳減排量以及研發(fā)投入，通過構(gòu)建OLS模型和嶺回歸模型研究企業(yè)的綠色發(fā)展對(duì)于創(chuàng)新績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)保投資和二氧化碳減排量單獨(dú)作用于企業(yè)的研發(fā)投入時(shí)效果不顯著，但是當(dāng)兩者同時(shí)產(chǎn)生作用時(shí)效果顯著，兩者對(duì)于企業(yè)的研發(fā)投入呈正向影響。因此，企業(yè)的綠色發(fā)展會(huì)提高創(chuàng)新績(jī)效。通過穩(wěn)健回歸和Tobit回歸，更進(jìn)一步驗(yàn)證了企業(yè)的綠色發(fā)展會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展。本文研究結(jié)論更加豐富了企業(yè)綠色發(fā)展與創(chuàng)新發(fā)展關(guān)系的研究，為促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了一定的經(jīng)驗(yàn)借鑒。

關(guān)鍵詞：綠色發(fā)展；創(chuàng)新績(jī)效；環(huán)保投資；二氧化碳減排量；研發(fā)投入

本文索引：連雨婷， 張雅夢(mèng)，郝桐煊，等.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2024（10）：-161.

中圖分類號(hào)：F124.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2024）05（b）--05

1 引言

2015年，在黨的十八屆五中全會(huì)上，我國(guó)首次提出新發(fā)展理念，其中包括綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展。作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，綠色發(fā)展旨在堅(jiān)持經(jīng)濟(jì)的高效、和諧和可持續(xù)發(fā)展綠色發(fā)展，促進(jìn)生態(tài)文明發(fā)展。2018年以來，我國(guó)不斷完善綠色發(fā)展理念的相關(guān)政策，旨在建立一個(gè)和諧美麗的社會(huì)主義社會(huì)。當(dāng)今時(shí)代，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更加注重生態(tài)文明的發(fā)展，促進(jìn)人與自然的和諧共生。黨的二十大報(bào)告提出“加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型……推動(dòng)形成綠色低碳的生產(chǎn)方式和生活方式”“積極穩(wěn)妥推進(jìn)碳達(dá)峰碳中和，積極參與應(yīng)對(duì)氣候變化全球治理”。因此，綠色發(fā)展越來越成為整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。“綠水青山就是金山銀山”是對(duì)當(dāng)代中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求最好的詮釋。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)的綠色發(fā)展是創(chuàng)新發(fā)展，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)發(fā)展，是資源節(jié)約和永續(xù)利用的可持續(xù)發(fā)展，是人與自然和諧共生的系統(tǒng)發(fā)展，是生態(tài)效益與經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益相統(tǒng)一的整體發(fā)展（李曼玉，2022）。綠色發(fā)展要求人與自然和諧共生、經(jīng)濟(jì)與生態(tài)共贏（楊新梅，2022）。除此之外，經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展也離不開創(chuàng)新發(fā)展，當(dāng)今世界的競(jìng)爭(zhēng)越來越體現(xiàn)的是科技創(chuàng)新與人才的競(jìng)爭(zhēng)。黨的十九大報(bào)告明確指出，創(chuàng)新作為社會(huì)發(fā)展的持續(xù)動(dòng)力，對(duì)建設(shè)現(xiàn)代化的經(jīng)濟(jì)體系具有重要戰(zhàn)略支撐作用。同時(shí)，它也是目前中國(guó)企業(yè)加快轉(zhuǎn)型升級(jí)、增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力的必經(jīng)之路。創(chuàng)新是第一生產(chǎn)力，是推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步的重要推手。創(chuàng)新發(fā)展作為新發(fā)展理念之首，對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著重要作用，2018年以來，我國(guó)出臺(tái)了一系列政策，支持創(chuàng)新發(fā)展，助力創(chuàng)新型國(guó)家的建設(shè)。

2 文獻(xiàn)綜述

綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展不斷融合，許多學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了研究。

在綠色發(fā)展方面，韋佳培（2023）基于回歸模型研究認(rèn)為在“雙碳”背景下，外部經(jīng)濟(jì)政策不確定的情況下對(duì)于綠色投資的正向影響更加顯著。楊新梅（2022）測(cè)算中國(guó)城市的綠色發(fā)展水平，利用空間相關(guān)分析、Dagum基尼系數(shù)等方法研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市的綠色發(fā)展水平正逐步提升。王功賀（2022）通過雙重差分法認(rèn)為在“實(shí)施碳排放交易政策”背景下，試點(diǎn)地區(qū)綠色發(fā)展水平的提高存在顯著的正向作用。因此，綠色發(fā)展對(duì)于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)水平、城市發(fā)展等各方面的影響整體呈現(xiàn)出積極作用。但是，我國(guó)的綠色發(fā)展水平仍然存在一些問題，蔣海舲（2021）運(yùn)用超效率EBM模型研究認(rèn)為在中國(guó)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)背景下，綠色發(fā)展任重道遠(yuǎn)。

當(dāng)前，綠色發(fā)展的研究大多集中在綠色發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用方面，缺乏對(duì)綠色發(fā)展其他方面的研究，并且研究對(duì)象大多為城市的發(fā)展。

在創(chuàng)新發(fā)展方面，沈偉康（2022）基于SA優(yōu)化后的PPC算法研究認(rèn)為，在先進(jìn)制造業(yè)迅速發(fā)展的背景下，科技創(chuàng)新不斷突破是內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展與結(jié)構(gòu)升級(jí)。高源（2022）在金融科技迅速發(fā)展的背景下，運(yùn)用計(jì)量實(shí)證分析方法認(rèn)為金融科技的技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新的積極影響較大，緩解企業(yè)的融資約束。黃穎靜（2022）基于銀行理財(cái)產(chǎn)品進(jìn)行PEST分析認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)金融理財(cái)發(fā)展方式有利于傳統(tǒng)商業(yè)銀行領(lǐng)域的發(fā)展，為其提供新的運(yùn)營(yíng)思路。王帥（2019）在新發(fā)展背景下運(yùn)用DEA- BCC模型對(duì)創(chuàng)新效率進(jìn)行靜態(tài)分析，發(fā)現(xiàn)教育水平對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響最強(qiáng)。蔡建榮（2017）在推進(jìn)“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略要求下運(yùn)用DEA和因子分析法認(rèn)為，選擇合適的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新方式，并積極響應(yīng)將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上升至國(guó)家經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展戰(zhàn)略層面。

創(chuàng)新發(fā)展的研究大多需要與金融和教育等方面的內(nèi)容融合，并且創(chuàng)新發(fā)展對(duì)于其他方面的影響總體呈現(xiàn)出積極促進(jìn)作用。

本文基于上述文獻(xiàn)的影響，選取416家上市公司為研究樣本，研究企業(yè)的綠色發(fā)展對(duì)于創(chuàng)新發(fā)展的影響，從而得到未來企業(yè)發(fā)展過程中需要注意的問題。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取我國(guó)2011—2022年416家上市公司的數(shù)據(jù)為研究樣本，主要包括企業(yè)的環(huán)保投資、二氧化碳減排量、研發(fā)創(chuàng)新投入、資產(chǎn)總額、資產(chǎn)負(fù)債率和凈利潤(rùn)，以上所有數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫。此外，參照郭俊杰（2022）和韋佳培（2023）的研究，本文選取環(huán)保投資作為衡量企業(yè)綠色發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)；二氧化碳減排量主要根據(jù)丁攀（2023）對(duì)于企業(yè)碳減排效應(yīng)的綠色研究選??；依據(jù)劉時(shí)雨（2023）對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的研究選取研發(fā)投入作為被解釋變量的衡量指標(biāo)。

3.2 變量選取

3.2.1 核心解釋變量

基于已有微觀主體綠色發(fā)展的研究（郭俊杰和韋佳培，2022），本文選取環(huán)保投資和二氧化碳減排量作為核心解釋變量來對(duì)企業(yè)的綠色發(fā)展進(jìn)行測(cè)度。用兩者的交乘項(xiàng)來反映兩者共同作用的結(jié)果，即企業(yè)綠色發(fā)展的影響。

3.2.2 被解釋變量

現(xiàn)有的關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的研究（劉時(shí)雨，2023），主要集中在研發(fā)投入與研發(fā)支出兩個(gè)方面，但是本文考慮到研發(fā)投入是企業(yè)在受到外部環(huán)境的影響下，發(fā)揮主體作用而產(chǎn)生的行為，所以選取企業(yè)的研發(fā)投入作為被解釋變量，企業(yè)的研發(fā)投入可以有效衡量企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效。

3.2.3 控制變量

對(duì)于企業(yè)綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展的研究（龍子午和張曉菲，2023），本文選取企業(yè)的資產(chǎn)總額、資產(chǎn)負(fù)債率以及企業(yè)的凈利潤(rùn)作為控制變量。

綜上，變量的具體描述如表1所示。

3.3 模型設(shè)定

為研究企業(yè)綠色發(fā)展對(duì)于企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效影響，本文建立如下回歸模型：

其中，i表示企業(yè)，t表示年份；企業(yè)的研發(fā)投入R&DIit為被解釋變量，企業(yè)的碳減排量CO2it和環(huán)保投資EIit為核心解釋變量，交乘項(xiàng)CO2it*EIit代表兩者共同作用的影響，即企業(yè)綠色發(fā)展的影響；控制變量為企業(yè)的規(guī)模Sizeit、企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率Levit以及企業(yè)的凈利潤(rùn)Roait。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文根據(jù)416家上市公司2011—2022年的數(shù)據(jù)416個(gè)數(shù)據(jù)和指標(biāo)的選取，得出相關(guān)變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，如表2所示。從表2可以分析得到，研發(fā)投入的平均值為625000000元，整體呈現(xiàn)出較高水平，但是其最大值為23700000000元，最小值為428082.9元，兩者之間的差距較為明顯，可以得出在創(chuàng)新方面，部分企業(yè)的認(rèn)知意識(shí)較低。環(huán)保投資的最大值為3618076萬元，最小值為0.5萬元，兩者之間的差額較大，可以分析得出各個(gè)公司環(huán)境保護(hù)的意識(shí)發(fā)展不平衡，對(duì)于環(huán)保意識(shí)低的企業(yè)要加強(qiáng)提高。二氧化碳減排量也存在最大值與最小值相差較大的問題，最大的二氧化碳減排量達(dá)到77500000噸，而最小的減排量為-1076噸，意味著該企業(yè)反而排放較大數(shù)量的二氧化碳。因此，一些企業(yè)的環(huán)境保護(hù)意識(shí)較低，創(chuàng)新意識(shí)較低，本文將根據(jù)企業(yè)綠色發(fā)展是否對(duì)于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生的影響進(jìn)行研究。

4.2 Spearman相關(guān)性分析

為檢驗(yàn)解釋變量自身以及解釋變量與被解釋變量之間是否存在較強(qiáng)的相關(guān)性，本文進(jìn)行Spearman相關(guān)性分析，得到的結(jié)果如圖1所示。通過圖1數(shù)據(jù)可以分析得出，環(huán)保投資與二氧化碳減排量之間存在一定的相關(guān)性，其值為0.551<0.8，相關(guān)性不是很大。

4.3 OLS回歸結(jié)果

本文利用OLS研究企業(yè)的綠色發(fā)展對(duì)于自身創(chuàng)新績(jī)效的影響，得到的結(jié)果如表3所示。根據(jù)表2結(jié)果分析得到，環(huán)保投資單獨(dú)于企業(yè)的研發(fā)投入，其P值為0.04<0.05，影響顯著，但顯著效果不明顯，當(dāng)企業(yè)的二氧化碳減排量單獨(dú)作用于企業(yè)的研發(fā)投入時(shí)，其P值為0.878>0.05，影響不顯著。如果兩者共同作用形成新的解釋變量，那么企業(yè)的環(huán)保投資和二氧化碳的減排量對(duì)于企業(yè)的研發(fā)投入P值為0<0.05，因此其影響是顯著的。隨著兩者數(shù)量的增大，研發(fā)投入的金額也相應(yīng)增大，因此可以得出企業(yè)的綠色發(fā)展對(duì)于企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效起到了積極的促進(jìn)作用。

4.4 嶺回歸結(jié)果

為消除OLS回歸中可能產(chǎn)生的多重共線性問題，本文對(duì)核心解釋變量與被解釋變量進(jìn)行嶺回歸分析。

第一，得到K值。根據(jù)嶺跡圖和方差擴(kuò)大因子法確定K=0.069。

第二，根據(jù)K值進(jìn)行嶺回歸分析，得到結(jié)果如表4所示?；趲X回歸的結(jié)果：F檢驗(yàn)顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，表明解釋變量企業(yè)的二氧化碳減排量與環(huán)保投資和被解釋變量研發(fā)投入之間存在回歸關(guān)系。模型的擬合優(yōu)度R?為0.669，模型表現(xiàn)較為良好。

4.5 固定效應(yīng)

本文通過嶺回歸結(jié)果消除多重共線性問題，并且進(jìn)行固定效應(yīng)分析，雙碳政策是2020年9月中國(guó)政府在聯(lián)合國(guó)大會(huì)上正式提出的，因此將2020年作為時(shí)間界限劃分，得到的結(jié)果如表5所示。時(shí)間固定效應(yīng)模型的F檢驗(yàn)結(jié)果顯示，顯著性P值為0.041**，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此模型有效。

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.1 穩(wěn)健回歸

穩(wěn)健回歸模型用于樣本點(diǎn)存在異常值時(shí)，替代OLS回歸的一種方法，在該模型下得到的結(jié)果更為精確。通過穩(wěn)健回歸得到的結(jié)果如表6所示。本文通過表6分析得到：基于變量環(huán)保投資萬元，顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，說明環(huán)保投資萬元對(duì)研發(fā)投入金額元產(chǎn)生顯著性影響?；谧兞慷趸紲p排量噸，顯著性P值為0.076*，水平上不呈現(xiàn)顯著性，說明二氧化碳減排量噸對(duì)研發(fā)投入金額元不產(chǎn)生顯著性影響?；谧兞拷怀隧?xiàng)，顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，說明交乘項(xiàng)對(duì)研發(fā)投入金額元產(chǎn)生顯著性影響。與OLS回歸得到的結(jié)果一致，證明了OLS回歸存在的正確性。

5.2 Tobit回歸

Tobit回歸模型的使用減少了模型對(duì)于被解釋變量的限制，使得回歸結(jié)果更加準(zhǔn)確。如表7所示，解釋變量環(huán)保投資顯著性P值為0.039**，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此環(huán)保投資顯著。解釋變量二氧化碳減排量顯著性P值為0.877，水平上不呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此二氧化碳減排量顯著。解釋變量交乘項(xiàng)顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，交乘項(xiàng)顯著。因此，環(huán)保投資和二氧化碳減排量單獨(dú)作用的效果不如兩者共同作用于研發(fā)投入的影響更加顯著。

6 結(jié)語

本文通過環(huán)保投資和二氧化碳減排量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)構(gòu)建企業(yè)綠色發(fā)展的測(cè)度水平，利用OLS回歸和嶺回歸研究企業(yè)綠色發(fā)展對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響。結(jié)果表明：環(huán)保投資單獨(dú)作用于企業(yè)的研發(fā)投入（創(chuàng)新績(jī)效）時(shí)，影響效果顯著，但顯著程度不大；但是當(dāng)企業(yè)的二氧化碳減排量單獨(dú)作用于企業(yè)的研發(fā)投入時(shí)，影響效果不顯著。當(dāng)兩者共同作用于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展時(shí)，影響效果顯著，通過嶺回歸消除多重共線性后的結(jié)果與OLS回歸結(jié)果一致，且更加精確。2020年，我國(guó)在聯(lián)合國(guó)大會(huì)上提出“雙碳”目標(biāo)后，兩個(gè)解釋變量對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入的影響效果顯著。最后，本文利用穩(wěn)健回歸和Tobit回歸對(duì)于OLS回歸得到的結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的結(jié)果一致，說明綠色發(fā)展對(duì)于企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效會(huì)產(chǎn)生積極影響。

最后，文章基于上述研究結(jié)論，針對(duì)企業(yè)的綠色發(fā)展促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提出如下政策啟示：

（1）企業(yè)要加強(qiáng)多角度投入，促進(jìn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展

本文研究發(fā)現(xiàn)，二氧化碳減排量和環(huán)保投資的共同作用，對(duì)于企業(yè)的研發(fā)投入有積極的影響。因此，企業(yè)只有從多個(gè)角度，多個(gè)方面加強(qiáng)綠色發(fā)展的投入，才能起到共振的效果，使得企業(yè)綠色發(fā)展的測(cè)度水平更加全面，促進(jìn)企業(yè)綠色與創(chuàng)新的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而助推企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

（2）企業(yè)要強(qiáng)化綠色可持續(xù)發(fā)展，從而推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展

當(dāng)今時(shí)代，經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展已成為每個(gè)企業(yè)面臨的問題，企業(yè)要加強(qiáng)自身的綠色可持續(xù)發(fā)展，本文研究綠色發(fā)展能夠有效助推企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，因此為了使企業(yè)在創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略中更加具有優(yōu)勢(shì)，企業(yè)要增強(qiáng)自身的綠色發(fā)展，以可持續(xù)經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)企業(yè)的創(chuàng)新。

（3）企業(yè)要順勢(shì)而為，利用時(shí)代發(fā)展的潮流，推動(dòng)自身發(fā)展

我國(guó)2020年在聯(lián)合國(guó)大會(huì)上，提出了“雙碳”目標(biāo)，預(yù)計(jì)在2060年以前完成兩個(gè)目標(biāo)。因此，相關(guān)企業(yè)要加強(qiáng)對(duì)時(shí)代發(fā)展潮流的把握，合理利用國(guó)家該項(xiàng)目標(biāo)的提出，大力發(fā)展自身的綠色和可持續(xù)發(fā)展，從而助推企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

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