鞠偉

【關(guān)鍵詞】 研發(fā)投入; 能源利用效率; 國有產(chǎn)權(quán); 地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程

【中圖分類號(hào)】 F272.4? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2021）17-0123-08

一、引言

2019年國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國能源消費(fèi)總量持續(xù)上升，2018年能源消費(fèi)總量相比2009年增長了38%。其中，進(jìn)口煤炭2.81億噸，連續(xù)四年持續(xù)上升，原油進(jìn)口量高達(dá)4.62億噸，創(chuàng)歷史新高，天然氣對(duì)外依存度持續(xù)攀升至43.4%。與此同時(shí)，隨著國內(nèi)一系列法律法規(guī)的完善與實(shí)施，以及2016年《巴黎協(xié)定》的正式生效，不斷增加的資源環(huán)境約束與供給不足和我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的矛盾日趨激烈。對(duì)此，黨十八大做出實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的重大戰(zhàn)略抉擇，將科技創(chuàng)新視為提高社會(huì)生產(chǎn)力和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的戰(zhàn)略支撐，為此提供了戰(zhàn)略性思路。

基于此，現(xiàn)有文獻(xiàn)就技術(shù)創(chuàng)新的影響進(jìn)行了深入的研究，證實(shí)技術(shù)創(chuàng)新與進(jìn)步已經(jīng)成為提升我國能源利用效率的核心因素，形成了豐富的研究成果[1-8]。然而，局限于數(shù)據(jù)，現(xiàn)有研究主要停留在宏觀與行業(yè)層面分析包括研發(fā)創(chuàng)新在內(nèi)的影響能源利用效率的因素，基于我國微觀企業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)研究相對(duì)較少。企業(yè)是宏觀經(jīng)濟(jì)的微觀主體，而現(xiàn)有研究過于寬泛，缺少深入的微觀機(jī)理分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。與此同時(shí)，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)后果研究中，一方面關(guān)注企業(yè)研發(fā)的直接產(chǎn)出——專利數(shù)量的影響[9-10]，另一方面，隨著企業(yè)社會(huì)責(zé)任相關(guān)數(shù)據(jù)披露的增加，學(xué)者們開始考察企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新對(duì)其社會(huì)責(zé)任[11]、環(huán)境管理[12]、工業(yè)煙塵排放[13]、環(huán)境績效[8]和綠色創(chuàng)新等[14]的影響，但有關(guān)國內(nèi)企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的實(shí)證研究相對(duì)較少。

綜上，該研究通過手工收集整理2009—2018年滬深非金融類A股上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露的能源消耗數(shù)據(jù)，以萬元產(chǎn)值能耗指標(biāo)作為企業(yè)能源利用效率的計(jì)量指標(biāo)，理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源利用效率的影響，并基于中國制度背景，進(jìn)一步考察企業(yè)國有控股特征與地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于現(xiàn)有的研究成果，該研究的創(chuàng)新點(diǎn)主要表現(xiàn)為三點(diǎn)。首先，基于微觀的中國上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源利用效率的影響，將技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源利用效率的影響從宏觀層面與行業(yè)層面拓展到微觀企業(yè)層面，一定程度上補(bǔ)充了現(xiàn)有研究在微觀層面?zhèn)鲗?dǎo)機(jī)制上分析的不足。其次，通過考察企業(yè)國有控股屬性與地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，有助于揭示企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度提升其能源利用效率對(duì)制度環(huán)境的依賴性，進(jìn)一步豐富國有控股屬性與地區(qū)市場(chǎng)化等制度環(huán)境特征影響企業(yè)經(jīng)營行為的經(jīng)驗(yàn)研究。最后，該研究基于企業(yè)能源利用效率的研究視角，豐富了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入經(jīng)濟(jì)后果的經(jīng)驗(yàn)研究，同時(shí)通過考察企業(yè)能源利用效率對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，進(jìn)一步深化企業(yè)研發(fā)投入提升企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益作用機(jī)理的理解。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

（一）文獻(xiàn)回顧

吳琦等[1]在采用超效率DEA方法測(cè)度我國能源利用效率基礎(chǔ)上，計(jì)量分析并證實(shí)技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國能源利用效率具有顯著的影響。傅曉霞等[2]基于半?yún)?shù)估計(jì)測(cè)度的變系數(shù)能源利用效率模型，研究發(fā)現(xiàn)改革前技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國能源利用效率的影響相對(duì)較小，而改革后影響顯著為正且增強(qiáng)。楊冕等[3]基于向量誤差修正模型，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步提升了我國能源利用效率。王兆華等[4]基于行業(yè)內(nèi)部的視角，研究證實(shí)行業(yè)內(nèi)部技術(shù)是影響我國全要素能源效率的重要因素。黃杰[5]基于我國省際面板數(shù)據(jù)，通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析（SNA）方法測(cè)度我國省際能源環(huán)境效率的空間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)，并發(fā)現(xiàn)地區(qū)間的技術(shù)創(chuàng)新差異不利于省際能源環(huán)境效率空間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的形成。Inglesi-Lotz[6]基于全球七個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體的國家面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資有助于促進(jìn)能源利用效率提升的專有知識(shí)與技術(shù)發(fā)展。

近期，學(xué)者們開始關(guān)注微觀層面的技術(shù)因素對(duì)其能源利用效率的影響，張媛等[15]基于廣州市136家重點(diǎn)用能企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、煤炭消費(fèi)占比、能源管理人員以及能源依賴程度會(huì)影響企業(yè)微觀層面的能源利用效率。陳釗等[7]則基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以單位產(chǎn)值能耗作為企業(yè)能源利用效率的測(cè)度指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與所處地區(qū)差異是影響企業(yè)能源利用效率差異的最主要因素。Samsul Alam et al.[8]基于G6國家微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入有助于提高企業(yè)的環(huán)境績效，表現(xiàn)為能源強(qiáng)度與碳排放強(qiáng)度的降低。

綜上，現(xiàn)有研究較為缺少從宏觀經(jīng)濟(jì)與行業(yè)經(jīng)濟(jì)的微觀主體——企業(yè)層面的研究，這使得宏觀層面與行業(yè)層面的考察過于寬泛，缺少微觀層面的作用機(jī)理分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。另外，中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，不同所有制企業(yè)和不同地區(qū)企業(yè)，由于所面臨的內(nèi)外部制度環(huán)境存在著巨大差異[7]，不同所有制企業(yè)和不同地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對(duì)其能源利用效率的影響可能不盡相同。因此，深入分析微觀企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為對(duì)其能源利用效率的影響，在理論層面與政策制定優(yōu)化上都具有重要的意義。

（二）理論分析與假設(shè)提出

自然資源基礎(chǔ)理論（NRBV）認(rèn)為，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)中采取環(huán)境友好的投資行為有助于獲得可持續(xù)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，尤其是研發(fā)投資行為。一方面，企業(yè)研發(fā)有助于促進(jìn)其技術(shù)發(fā)展，提升企業(yè)生產(chǎn)效率與能源利用效率，尤其是研發(fā)高性能的智能設(shè)備與機(jī)器，有助于提高生產(chǎn)經(jīng)營效率的同時(shí)，降低企業(yè)能耗[16]。另一方面，企業(yè)研發(fā)有助于促進(jìn)新型清潔能源技術(shù)的開發(fā)和利用，這些技術(shù)有助于推動(dòng)企業(yè)能源消費(fèi)由傳統(tǒng)的高污染能源轉(zhuǎn)向清潔能源，進(jìn)而提高企業(yè)的能源利用效率[17]。Samsul Alam et al.[8]基于G6國家微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，證實(shí)企業(yè)研發(fā)投入有助于降低企業(yè)能源消耗強(qiáng)度。中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，國家正積極實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。基于宏觀層面的能源利用效率研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)與技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國能源利用效率具有顯著的提升效應(yīng)。鑒于此，作為我國宏觀經(jīng)濟(jì)的微觀主體，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入對(duì)其提升能源利用效率具有積極的影響，據(jù)此提出假設(shè)1。

H1：企業(yè)研發(fā)投入有助于提升其能源利用效率，即企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消耗強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響。

與國外上市公司相比，新興加轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，中國上市公司大部分由國有企業(yè)改制而來。各級(jí)政府作為國有企業(yè)的控股股東，主要面臨著兩類政治目標(biāo)：一是地方政府的政策性負(fù)擔(dān)目標(biāo)，諸如就業(yè)、社會(huì)養(yǎng)老、社會(huì)穩(wěn)定等政策性負(fù)擔(dān);二是以GDP增長率為核心業(yè)績考核指標(biāo)的政治晉升目標(biāo)?；诘胤浇?jīng)濟(jì)發(fā)展及政治晉升目標(biāo)的考慮，各級(jí)政府具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)和很強(qiáng)的能力將諸如就業(yè)、稅收、社會(huì)穩(wěn)定等公共治理的目標(biāo)內(nèi)部化到國有企業(yè)的經(jīng)營活動(dòng)中。劉偉[18]指出，在晉升激勵(lì)體制下，相對(duì)績效考核使得地方政府有動(dòng)力通過大量投資推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，這種投資饑渴在金融控制和中央銀行非獨(dú)立性以及貨幣投放倒逼機(jī)制下，得到了充分發(fā)揮的空間。政府強(qiáng)烈干預(yù)情形下，國有企業(yè)研發(fā)投資效率更低，對(duì)其能源利用效率提升的促進(jìn)作用相對(duì)有限。非國有企業(yè)受到政府干預(yù)的程度較小，企業(yè)的研發(fā)投資決策更加自主和靈活。另外，非國有企業(yè)的核心管理者一般是公司的控股股東，持股比例高，與控股股東之間利益協(xié)調(diào)一致的程度更高，更傾向基于控股股東利益最大化的目標(biāo)進(jìn)行研發(fā)投資決策。因此，非國有企業(yè)的研發(fā)投資更為科學(xué)，能更有效提升其能源利用效率。為此，承繼假設(shè)1，提出假設(shè)2。

H2：相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升效應(yīng)相對(duì)較弱，即國有企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消耗強(qiáng)度的負(fù)向影響較弱。

我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，由于自然地理、資源稟賦以及政治經(jīng)濟(jì)等多方面的影響，使得不同地區(qū)的市場(chǎng)化程度存在著顯著的差異，各地政府對(duì)所在地區(qū)企業(yè)資源配置行為的干預(yù)程度不盡相同。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度越低的地區(qū)，地方政府對(duì)于地方企業(yè)的干預(yù)程度越為嚴(yán)重，地方企業(yè)的投資活動(dòng)更多兼顧地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)職能，導(dǎo)致企業(yè)的投資效率越低[19]。因此，承繼假設(shè)1，如果企業(yè)研發(fā)投入有助于提升其能源利用效率，那么，對(duì)于市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)，由于地方政府過度干預(yù)導(dǎo)致其研發(fā)效率降低，進(jìn)而弱化其對(duì)能源利用效率的提升作用。鑒于此，提出假設(shè)3。

H3：相比高市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)，低市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升效應(yīng)相對(duì)較弱，即低市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消耗強(qiáng)度的負(fù)向影響較弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

通過手工查閱上市公司《企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告》中“環(huán)境和可持續(xù)發(fā)展”的披露內(nèi)容，發(fā)現(xiàn)部分上市公司以噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，采用綜合能耗、總能耗、標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量、能耗總量等詞目反映其能源消耗信息。據(jù)此，以2009—2018年滬深非金融類A股上市公司為樣本，通過手工收集其能源消耗信息，共獲得391個(gè)非平衡面板樣本，然后剔除研發(fā)投入與財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本22個(gè)，最終共獲得369個(gè)樣本。為了防止極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，對(duì)所有變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。另外，相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，使用統(tǒng)計(jì)軟件Stata16.0進(jìn)行處理。

（二）模型設(shè)計(jì)與變量計(jì)量

1.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)計(jì)

借鑒張媛等[15]、陳釗等[7]以及Samsul Alam et al.[8]的研究設(shè)計(jì)，構(gòu)建模型1至模型3進(jìn)行H1至H3相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)。

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2-9Co-

ntrols+∑Industry+∑Year+εi （1）

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2RDi，t-1×

SOEi，t-1+β3SOEi，t-1+β4-11Controls+

∑Industry+∑Year+εi（2）

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2RDi，t-1×

Dismarketi，t-1+β3Dismarketi，t-1+β4-11C-

ontrols+∑Industry+∑Year+εi （3）

基于H1，初步預(yù)期模型1中RDi，t-1回歸系數(shù)顯著為負(fù)，即企業(yè)研發(fā)投入降低企業(yè)能源消耗強(qiáng)度，提高企業(yè)能源利用效率。同理，基于H2，初步預(yù)期模型2中RDi，t-1回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)RDi，t-1×SOEi，t-1回歸系數(shù)顯著為正;基于H3，初步預(yù)期模型3中RDi，t-1回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)RDi，t-1×Dismarketi，t-1回歸系數(shù)顯著為正。另外，該研究同時(shí)采用OLS回歸與面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以減輕未觀察到的潛變量帶來的內(nèi)生性問題影響。

2.測(cè)試變量計(jì)量

（1）研發(fā)投入水平的操作性計(jì)量

借鑒現(xiàn)有研究，為確保計(jì)算口徑一致性，以費(fèi)用化研發(fā)投入占企業(yè)營業(yè)收入比重反映其研發(fā)投入強(qiáng)度，進(jìn)行主假設(shè)的檢驗(yàn)，同時(shí)以費(fèi)用化研發(fā)投入與資本化研發(fā)投入之和占比進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（2）能源消耗強(qiáng)度的操作性計(jì)量

借鑒陳釗等[7]的研究設(shè)計(jì)，企業(yè)能源利用效率變量可以采用逆指標(biāo)能源消耗強(qiáng)度加以計(jì)量，即采用企業(yè)能源消耗量與企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值的比值，簡(jiǎn)稱單位工業(yè)產(chǎn)值能耗。鑒于該研究樣本為上市公司，企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值難以獲取，以營業(yè)收入代替，且更具可比性。同時(shí)，鑒于中國能源消費(fèi)中近70%為煤炭，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)較為穩(wěn)定[20，7]，且上市公司即使消耗的是電力能源，但均統(tǒng)一折算成“噸標(biāo)準(zhǔn)煤”加以披露，為此，上市公司能源消耗采用統(tǒng)一的噸標(biāo)準(zhǔn)煤進(jìn)行計(jì)量。另外，模型中還加入反映企業(yè)基本面信息的控制變量。

具體變量定義如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與分析

表2是相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。能源消耗強(qiáng)度（Energyinti，t）均值為0.371，研發(fā)投入強(qiáng)度（RDi，t-1）均值為0.026。調(diào)節(jié)變量中，產(chǎn)權(quán)屬性（SOEi，t-1）均值為0.778，表明樣本企業(yè)中國有企業(yè)占比相對(duì)較高;Dismarketi，t-1均值為0.182，表明樣本企業(yè)中低市場(chǎng)化地區(qū)企業(yè)占比相對(duì)較少。基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性分組的相關(guān)變量均值統(tǒng)計(jì)顯示，國有企業(yè)RDi，t-1（0.028）高于非國有企業(yè)（0.021），但其Energyinti，t均值（0.519）高于非國有企業(yè)（0.264），初步表明企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性是影響企業(yè)能源強(qiáng)度與效率的重要因素。基于企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度分組的均值結(jié)果顯示，相比低市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)，高市場(chǎng)化程度地區(qū)企業(yè)的RDi，t-1（0.034）更高，其Energyinti，t均值更低（能源強(qiáng)度越低，能源效率越高），同樣揭示地區(qū)市場(chǎng)化程度是影響企業(yè)能源效率的另一重要因素。

（二）相關(guān)性分析

通過計(jì)算相關(guān)變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)能源消耗強(qiáng)度Energyinti，t與研發(fā)投入RDi，t-1相關(guān)系數(shù)為-0.257，呈現(xiàn)出1%水平上的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在不考慮其他因素影響的情況下，研發(fā)投入強(qiáng)度會(huì)負(fù)向影響企業(yè)能源消耗強(qiáng)度，提高能源利用效率，與H1相一致（限于篇幅，未予匯報(bào)）。另外，研發(fā)投入RDi，t-1與控制變量相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.3，說明上述模型的多重共線程度較低。

（三）多元回歸實(shí)證檢驗(yàn)

表3H1的檢驗(yàn)結(jié)果中，列（1）基于模型1，采用OLS進(jìn)行了H1的多元回歸檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，RDi，t-1回歸系數(shù)為-3.964，在10%水平內(nèi)顯著為負(fù)。需要說明的是，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消費(fèi)強(qiáng)度（萬元產(chǎn)值能耗）的顯著負(fù)向影響，表明企業(yè)研發(fā)投入降低了其能源消費(fèi)強(qiáng)度，提升了企業(yè)能源利用效率，進(jìn)而支持H1。為了減輕與消除遺漏的且不隨時(shí)間變化的潛變量因素引發(fā)的內(nèi)生問題，列（2）采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行H1的實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，RDi，t-1回歸系數(shù)-4.633，在1%水平內(nèi)顯著為負(fù)，繼續(xù)支持了H1。

基于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，考察企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入與其能源利用效率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果如表3中（3）列、（4）列所示。其中，OLS回歸結(jié)果如列（1）所示，RDi，t-1回歸系數(shù)為-20.182（即SOEi，t-1為0時(shí)），在5%水平內(nèi)顯著為負(fù)，說明非國有企業(yè)研發(fā)投入能夠顯著降低企業(yè)能源消耗強(qiáng)度，提升其能源利用效率，而交乘項(xiàng)RDi，t-1×SOEi，t-1回歸系數(shù)為19.293，在5%水平顯著為正，說明國有企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能耗強(qiáng)度的降低作用相對(duì)較弱，即國有企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升作用相比非國有企業(yè)要弱，進(jìn)而支持H2。采用固定效應(yīng)回歸的結(jié)果如列（2）所示，回歸結(jié)果保持穩(wěn)定，支持H2。

基于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，考察地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)企業(yè)研發(fā)投入與其能源利用效率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果如表3中（5）列、（6）列所示。其中，OLS回歸結(jié)果如列（1）所示，RDi，t-1回歸系數(shù)在5%水平內(nèi)顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)RDi，t-1×Dismarketi，t-1回歸系數(shù)在5%水平顯著為正，說明低市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能耗強(qiáng)度的降低作用相對(duì)較弱，即低市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升作用相比高市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)的企業(yè)要弱，進(jìn)而支持H3。采用固定效應(yīng)回歸結(jié)果如列（2）所示，與OLS回歸保持一致。綜上表明，市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)，由于地方政府過度干預(yù)導(dǎo)致其研發(fā)效率降低，進(jìn)而導(dǎo)致其研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升作用相比市場(chǎng)化程度較高地區(qū)偏弱，依然支持了H3。

（四）敏感性分析

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

盡管該研究采用滯后1期的研發(fā)投資作為解釋變量進(jìn)行回歸分析，但考慮企業(yè)研發(fā)投資需要一定的時(shí)間才能影響企業(yè)能源消耗強(qiáng)度，以滯后2期的研發(fā)投資（RDi，t-2）作為解釋變量重新進(jìn)行回歸分析，進(jìn)一步減輕回歸分析的內(nèi)生性。由表4可知：H1檢驗(yàn)中，無論采用OLS（列（1））還是固定效應(yīng)（列（2））回歸模型，研發(fā)投資（RDi，t-2）回歸系數(shù)至少在5%水平顯著為負(fù)，回歸結(jié)果保持一致，繼續(xù)支持假設(shè)1;H2檢驗(yàn)中，研發(fā)投資（RDi，t-2）回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)RDi，t-1×SOEi，t-1的OLS（列（3））回歸系數(shù)接近10%水平顯著為正，而固定效應(yīng)（列（4））回歸系數(shù)顯著為正，回歸結(jié)果基本保持一致;H3檢驗(yàn)中，交乘項(xiàng)RDi，t-1×Dismarketi，t-1的回歸系數(shù)至少在10%水平內(nèi)顯著，結(jié)果保持穩(wěn)定。綜上，在控制內(nèi)生性問題后，回歸結(jié)果繼續(xù)支持H1—H3。

2.更換解釋變量

上述研究中的研發(fā)投入強(qiáng)度采用費(fèi)用化研發(fā)投入指標(biāo)，而現(xiàn)實(shí)中的企業(yè)研發(fā)投入包括資本化部分與費(fèi)用化部分，為確保結(jié)論的穩(wěn)健，進(jìn)一步以費(fèi)用化研發(fā)投入與資本化研發(fā)投入之和除以企業(yè)營業(yè)收入作為企業(yè)研發(fā)投入的計(jì)量指標(biāo)（記為RD？觹i，t-1），進(jìn)行敏感性分析，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表5所示，回歸結(jié)果基本保持穩(wěn)定，繼續(xù)支持上述H1—H3。

3.基于企業(yè)能源利用效率提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效的驗(yàn)證性分析

基于自然資源基礎(chǔ)理論（NRBV），企業(yè)研發(fā)投資活動(dòng)有助于提升企業(yè)資源利用效率，進(jìn)而獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和提升財(cái)務(wù)績效。為此，承繼上述實(shí)證結(jié)果，則可以預(yù)期，企業(yè)能源利用效率的提升有助于增加企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。借鑒Fan et al.[21]的研究設(shè)計(jì)，分別采用總資產(chǎn)收益率（ROAi，t）、凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROEi，t）和投資資本回報(bào)率（ROICi，t）作為企業(yè)財(cái)務(wù)績效計(jì)量指標(biāo)，檢驗(yàn)?zāi)茉蠢眯蕦?duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，相應(yīng)的實(shí)證結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示，無論采用OLS回歸，還是FE固定效應(yīng)模型回歸，Energyinti，t-1系數(shù)均為負(fù)，即企業(yè)能源強(qiáng)度越高（能源利用效率越低），則企業(yè)財(cái)務(wù)績效越差，進(jìn)一步支持原假設(shè)的邏輯分析。

五、結(jié)論及啟示

本文通過手工收集整理的2009—2018年滬深非金融類A股上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告中披露的能源消耗數(shù)據(jù)，以萬元產(chǎn)值能耗這一能源強(qiáng)度逆指標(biāo)反映企業(yè)能源利用效率，理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源利用效率的影響，并基于中國制度背景，進(jìn)一步考察企業(yè)國有控股特征與地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消耗強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響，表明企業(yè)研發(fā)投入有助于降低企業(yè)能源消耗強(qiáng)度，提升其能源利用效率。更進(jìn)一步，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其能源消耗強(qiáng)度的負(fù)向影響在國有企業(yè)與低市場(chǎng)化進(jìn)程地區(qū)企業(yè)中相對(duì)較弱，這表明企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升效應(yīng)還依賴企業(yè)國有產(chǎn)權(quán)與所在地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程這兩大制度因素。該研究發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充了技術(shù)進(jìn)步提升能源利用效率的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，揭示了國有產(chǎn)權(quán)與地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程這兩大制度環(huán)境因素對(duì)上述影響的干預(yù)與調(diào)節(jié)效應(yīng)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，企業(yè)能源消耗強(qiáng)度對(duì)其財(cái)務(wù)績效具有顯著的負(fù)向影響，表明企業(yè)能源利用效率提升有助于增加企業(yè)的財(cái)務(wù)績效，進(jìn)一步豐富了企業(yè)研發(fā)投入提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)與財(cái)務(wù)績效的作用機(jī)理與路徑。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，該研究具有重要的實(shí)踐借鑒意義。一方面，基于企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其能源利用效率的提升效應(yīng)，企業(yè)重視研發(fā)創(chuàng)新在節(jié)能降耗中所起到的引領(lǐng)作用，通過進(jìn)一步加大研發(fā)投入強(qiáng)度實(shí)現(xiàn)企業(yè)節(jié)能戰(zhàn)略，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益與環(huán)境效益的有效兼顧。另一方面，進(jìn)一步強(qiáng)化市場(chǎng)化工具政策的應(yīng)用，弱化地方政府對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的干預(yù)，防止研發(fā)資源錯(cuò)配，抑制了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)能源利用效率的提升作用?！?/p>

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