楊潔，武亞平

(湖南工業(yè)大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 株洲 412000)

0 引言

綠色技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)“碳達峰”和“碳中和”的重要技術(shù)支撐?！秶野l(fā)展改革委 科技部關(guān)于構(gòu)建市場導向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的指導意見》(發(fā)改環(huán)資〔2019〕689號)中指出：要優(yōu)化綠色創(chuàng)新環(huán)境，壯大綠色創(chuàng)新主體。這是我國首次就綠色技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域提出的體系建設(shè)意見?！蛾P(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導意見》(銀發(fā)〔2016〕228號)中提出：鼓勵發(fā)展綠色金融，建立環(huán)境交易和綠色保險市場。企業(yè)是我國構(gòu)建綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的重要組成部分。制度和市場環(huán)境的不斷發(fā)展使我國企業(yè)開展綠色創(chuàng)新實踐活動迫在眉睫。

我國的綠色技術(shù)創(chuàng)新起步略晚，綠色創(chuàng)新型企業(yè)、金融機構(gòu)以及市場需求之間的機制尚不完善，企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的自主性偏低，綠色技術(shù)創(chuàng)新的成果參差不齊[1]。究其原因，當前大部分上市企業(yè)為營利組織，價值最大化仍是其運營發(fā)展的最終目標。政府監(jiān)管、外部壓力與政策補貼的激勵作用固然重要，但獲取經(jīng)濟效益才是企業(yè)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新動力和能力的關(guān)鍵。在當前的資本市場中，綠色技術(shù)創(chuàng)新將會怎樣影響企業(yè)價值呢，會通過哪些路徑影響企業(yè)價值呢？厘清綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的關(guān)系與路徑機制，推動重污染企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，不僅關(guān)系著企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型，對社會的綠色發(fā)展也具有重要影響。

1 文獻分析與研究假設(shè)

綠色技術(shù)創(chuàng)新具備環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的雙重效益，有利于重污染企業(yè)實現(xiàn)綠色化、智能化及信息化，對提升其企業(yè)價值具有關(guān)鍵作用。既有文獻中，綠色技術(shù)創(chuàng)新正向影響企業(yè)價值的觀點占據(jù)主流地位[2-3]。曹翠珍等[4-6]基于綠色動態(tài)能力、環(huán)境績效和技術(shù)升級等路徑展開探究，發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新有利于提升企業(yè)價值。但目前鮮有學者考慮綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的非線性影響。我國綠色技術(shù)創(chuàng)新起步略晚，技術(shù)基礎(chǔ)、市場交易機制和綠色金融環(huán)境尚不完善，綠色技術(shù)創(chuàng)新又具備投入高、不確定性強和周期長的特點。綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響可能不僅僅是簡單的線性關(guān)系。因此，為探究綠色技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)價值的作用機理，本文將從兩方面進行分析。

1)基于融資約束層面。綠色技術(shù)創(chuàng)新作為企業(yè)履行環(huán)保責任的典型表現(xiàn)，是影響投資者和金融機構(gòu)投資決策的關(guān)鍵因素，因此，本文從融資約束角度出發(fā)，探究綠色技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)價值的作用路徑。較之于其他經(jīng)營活動，綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)追求獨特競爭優(yōu)勢的資源投入，在初期階段具備一定的保密性，此時，投資者難以充分了解企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)信息，仍保持觀望狀態(tài)，企業(yè)依舊面臨較大的融資困境[7]。但隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升且超過一定的閾值時，綠色創(chuàng)新型企業(yè)在眾多企業(yè)中脫穎而出，可以有效緩解信息不對稱的情況，從而緩解融資困境。首先，依據(jù)偏好理論，高質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)履行環(huán)保責任的典型表現(xiàn)，可以有效提升企業(yè)的道德合法性和實用合法性[8]，降低投資者的環(huán)境風險顧慮，這時，投資者傾向于選擇綠色創(chuàng)新型企業(yè)并樂于提供較低的權(quán)益資本成本[9]。其次，依據(jù)制度理論，綠色信貸政策要求銀行等金融機構(gòu)以較低的利息向綠色創(chuàng)新型企業(yè)放貸[10]。因此，綠色創(chuàng)新型企業(yè)可以獲得更低的債務(wù)融資成本。綜上，融資渠道的拓寬和資本成本的降低可以幫助企業(yè)減緩融資困境，從而提升企業(yè)價值。

2)基于企業(yè)競爭力層面。獨特的競爭優(yōu)勢是提升企業(yè)價值的重要保障，綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)增強競爭力的重要途徑。因此，本文從企業(yè)競爭力角度出發(fā)，探究綠色技術(shù)創(chuàng)新影響企業(yè)價值的作用路徑。初期進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動需投入大量的人力、物力和財力，此時企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新尚不成熟，對其他經(jīng)營活動具有擠出效應(yīng)，從而損害企業(yè)競爭力，降低企業(yè)價值[11]。但從長遠來看，當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平不斷提升并達到一定高度時，有利于增強企業(yè)的綜合競爭力。依據(jù)偏好理論，消費者的環(huán)保意識促使他們樂于選擇綠色產(chǎn)品，也愿意為了綠色產(chǎn)品支付更高的價款。面對市場需求的轉(zhuǎn)變，企業(yè)增強綠色產(chǎn)品供應(yīng)，有利于生產(chǎn)研發(fā)與綠色需求形成有效對接，從而形成獨特的競爭優(yōu)勢[12]，擴大市場份額，提高企業(yè)價值?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值呈U型關(guān)系；

H2：融資約束在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)；

H3：企業(yè)競爭力在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文借鑒生態(tài)環(huán)境部頒布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》，選取造紙及紙制品業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，石油和天然氣開采業(yè)，煤炭開采和洗選業(yè)，化學纖維制造業(yè)，黑色金屬礦采選業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)與紡織業(yè)等16類行業(yè)為重污染行業(yè)，并以上述行業(yè)2015—2019年滬深A股上市企業(yè)作為基準樣本。篩選原則如下：剔除研究范圍內(nèi)ST、PT類觀測值；剔除相關(guān)變量中數(shù)據(jù)嚴重缺失的企業(yè)；對各個變量進行1%和99%分位上的縮尾處理，最終得到2 864個非平衡面板數(shù)據(jù)。研究所需的財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺。

2.2 變量設(shè)計

2.2.1 被解釋變量

目前，相關(guān)研究主要以傳統(tǒng)會計指標和市場價值指標來衡量企業(yè)價值。傳統(tǒng)會計指標偏向于反映企業(yè)短期行為的盈利能力，一般用于評價企業(yè)的短期績效。市場價值指標一般為托賓Q值，是資本市場對企業(yè)市值的長期反饋結(jié)果[13]81，因此，文章選取托賓Q值(tbq)來衡量企業(yè)價值。

2.2.2 解釋變量

借鑒張玉明等[14]的研究，以ln(1+綠色申請專利)來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新(gipa)?；趪H專利綠色分類清單，查找核能發(fā)電、行政監(jiān)管設(shè)計、農(nóng)林管理、廢物管理、節(jié)能、運輸和替代能源7種綠色專利分類號，以國泰安和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺中上市企業(yè)的所有專利數(shù)據(jù)為基準，通過國家知識產(chǎn)權(quán)局查詢企業(yè)專利對應(yīng)的知識產(chǎn)權(quán)分類號，將獲取的知識產(chǎn)權(quán)分類號與綠色專利分類號進行匹配，最終得到企業(yè)每年的綠色專利申請數(shù)量。

2.2.3 中介變量

參照Kaplan和Zingales[15]的做法，以kz指數(shù)來衡量融資約束(kz)。參照范丹等[16]的研究，以(營業(yè)收入-營業(yè)成本-管理費用-銷售費用)/營業(yè)收入來衡量企業(yè)競爭力(li)。

2.2.4 控制變量

借鑒相關(guān)研究，本文將董事會規(guī)模(bs)、高管持股比例(esr)、股權(quán)制衡程度(ecb)、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一(dua)、企業(yè)規(guī)模(size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(tat)以及企業(yè)年齡(age)作為控制變量。各變量的定義如表1所列。

表1 變量定義表

2.3 模型設(shè)定

為檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響，構(gòu)建模型(1)。

∑year+εi,t

(1)

為檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響機理，本文借鑒溫忠麟等[17]的三步法模型，通過構(gòu)建模型(2)和模型(3)來檢驗融資約束在綠色技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)價值之間是否存在部分中介效應(yīng)。

∑year+εi,t

(2)

η4controls+∑year+εi,t

(3)

通過構(gòu)建模型(4)和模型(5)來檢驗企業(yè)競爭力在綠色技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)價值之間是否存在部分中介效應(yīng)。

∑year+εi,t

(4)

μ4controls+∑year+εi,t

(5)

式(1)—(5)中：ε為殘差項；controls為控制變量；∑year為年份固定效應(yīng)；i和t分別為企業(yè)和年份。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計分析

企業(yè)價值(tbq)的最值為0.833和8.430，標準差是1.345，說明樣本間的企業(yè)價值存在較大差距，貼合重污染企業(yè)的實際發(fā)展狀況。綠色技術(shù)創(chuàng)新(gipa)從0到3.296不等，平均值是0.246，意味著樣本企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力良莠不齊且普遍偏低，符合我國綠色技術(shù)創(chuàng)新的實際狀況。融資約束(kz)從-4.983到3.922不等，平均值為0.251，表明大部分重污染企業(yè)存在融資難、融資貴的問題，側(cè)面說明融資約束應(yīng)該受到重視。企業(yè)競爭力(li)的最大值為0.804，均值為0.139，意味著樣本企業(yè)的競爭力存在較大差異且總體偏低。

3.2 實證結(jié)果分析

3.2.1 基準回歸結(jié)果

主效應(yīng)的回歸結(jié)果見表3。

表3 回歸結(jié)果

表3(續(xù))

在模型(1)中，gipa的系數(shù)為-0.245 9且在5%的水平上顯著，gipa2的系數(shù)為0.120 1且在1%的水平上顯著，初步判定該曲線為U型拋物線。通過計算，臨界值為1.023 7(-β1/2β2)，位于綠色技術(shù)創(chuàng)新區(qū)間[0，3.296]。由此可知，初期不完善的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動會加大企業(yè)的成本負擔，損害企業(yè)價值。但當綠色技術(shù)創(chuàng)新活動超過臨界值(1.023 7)時，競爭優(yōu)勢增強，緩解資金壓力的正向效應(yīng)開始顯現(xiàn)，此時，綠色技術(shù)創(chuàng)新活動越強，企業(yè)價值越高，假設(shè)1成立。

3.2.2 中介機制檢驗結(jié)果

融資約束的部分中介效應(yīng)的回歸結(jié)果見表3。在模型(2)中，gipa和gipa2的系數(shù)分別為0.422 8和-0.159 4，均在1%的水平上顯著，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新與融資約束呈倒U型關(guān)系。在模型(3)中，gipa和gipa2的系數(shù)分別為-0.226 9和0.112 9，且通過了5%和1%的顯著性檢驗，kz的系數(shù)為-0.044 9且在1%水平上顯著，臨界值為1.004 9(-η1/2η2)，說明融資約束在兩者關(guān)系間存在部分中介效應(yīng)，假設(shè)2成立。

企業(yè)競爭力的部分中介效應(yīng)的回歸結(jié)果見表3。在模型(4)中，gipa和gipa2的系數(shù)為-0.032 9和0.009 3，分別在1%和5%的水平上顯著，說明其與企業(yè)的綜合競爭力呈U型關(guān)系。在模型(5)中，gipa的系數(shù)為-0.162 2且在10%的水平上顯著，gipa2的系數(shù)為0.096 3且在1%的水平上顯著，li的系數(shù)為2.547 1且在1%的水平上顯著，臨界值為0.842 2(-μ1/2μ2)，即企業(yè)競爭力在綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響中存在部分中介效應(yīng)，假設(shè)3成立。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

一方面，考慮到綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值之間可能存在內(nèi)生性，本文將滯后一期的綠色技術(shù)創(chuàng)新(l1gipa)及其平方項(l1gipa2)加入模型(1)重新進行回歸，l1gipa的系數(shù)為-0.189 2且在10%的水平上顯著，l1gipa2的系數(shù)為0.0949且在5%的水平上顯著，與前文結(jié)果無顯著差異。另外，借鑒宋曉華等[13]84的做法，以回歸殘差(e)作為解釋變量，綠色技術(shù)創(chuàng)新作為被解釋變量進行回歸。兩者未通過顯著性檢驗，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響是單向的。

另一方面，替換變量。本文以ln(綠色專利授權(quán)量+1)來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新(gipb)，替換解釋變量進行回歸，gipb和gipb2的系數(shù)分別為-0.271 9與0.138 7，均在1%的水平上顯著。另外，以市場價值/(資產(chǎn)總額-無形資產(chǎn)凈值)來衡量企業(yè)價值(tbqd)，替換被解釋變量重新進行回歸，gipa和gipa2的系數(shù)分別為-0.371 8和0.170 5，均在1%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果說明本文具備較好的穩(wěn)健性(由于篇幅有限，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不再展示)。

4 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性和市場化進程分析

4.1 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

依據(jù)我國的具體國情，國有企業(yè)和非國有企業(yè)在政企關(guān)系、融資約束和知識產(chǎn)權(quán)保護等方面存在一定差距。因此，綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響在國有重污染企業(yè)和非國有重污染企業(yè)中可能有所不同?；诖?，文章將全樣本分為國有和非國有企業(yè)，進一步檢驗其差異化影響。

產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果如表4所列。在國有企業(yè)中，gipa和gipa2的系數(shù)為-0.224 8和0.097 5，且均顯著，說明國有企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值呈U型關(guān)系，臨界值為1.152 8(-β1/2β2)。而在非國有企業(yè)中，上述機制不顯著。原因可能是：資源觀認為，技術(shù)創(chuàng)新能否創(chuàng)造價值的關(guān)鍵在于其是否具備研發(fā)創(chuàng)新資源供給。較之于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在獲取技術(shù)創(chuàng)新資源方面具有明顯優(yōu)勢。一方面，國有企業(yè)的最終所有權(quán)歸政府，可以獲取更多的信息、資本和高科技人才等資源。另一方面，國有企業(yè)有更多的機會參與國家重大創(chuàng)新項目，也易與高校進行產(chǎn)學研合作，進而獲取優(yōu)質(zhì)的綠色創(chuàng)新資源。

表4 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

4.2 市場化進程異質(zhì)性分析

我國不同區(qū)域之間的科技發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制和資源稟賦存在較大差異，因此，不同的市場化進程可能會影響綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的關(guān)系。由此，借鑒王小魯?shù)萚18]的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》，按省份對樣本企業(yè)進行匹配，以中位數(shù)為界限對全樣本分組，進行實證檢驗。

在高市場化進程地區(qū)，gipa和gipa2的系數(shù)為-0.220 5和0.117 9，分別在5%和1%的水平上顯著，存在臨界值1.397 2(-β1/2β2)。在低市場化進程地區(qū)，gipa的系數(shù)為-0.326 1且在10%的水平上顯著，gipa2的系數(shù)為0.116 7，但未通過顯著性檢驗。結(jié)果表明，在市場化進程度高的區(qū)域，綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系更為顯著。造成這種現(xiàn)象的原因可能是：高市場化進程地區(qū)具備完善的市場交易機制與良好的綠色金融環(huán)境。此時，重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動能夠?qū)ζ髽I(yè)價值產(chǎn)生明顯影響。而低市場化進程地區(qū)，環(huán)境規(guī)制和綠色金融環(huán)境相對薄弱，重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動未能對企業(yè)價值產(chǎn)生明顯影響。

5 結(jié)論與啟示

本文利用重污染行業(yè)2015—2019年的數(shù)據(jù)，探究綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)價值的影響，以及融資約束和企業(yè)競爭力在兩者關(guān)系間的路徑機制。研究發(fā)現(xiàn)：綠色技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)價值呈U型關(guān)系，企業(yè)價值隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升先降后升；融資約束在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)，即重污染企業(yè)最初的綠色創(chuàng)新活動會使企業(yè)面臨融資約束困境，進而降低企業(yè)價值，但當綠色技術(shù)創(chuàng)新超過臨界值時，其會減緩融資約束繼而提升企業(yè)價值；企業(yè)競爭力在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)，即重污染企業(yè)初期開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動會損害企業(yè)競爭力，降低企業(yè)價值，然而，一旦綠色技術(shù)創(chuàng)新超過臨界值，就會發(fā)揮積極作用，形成企業(yè)的獨特競爭優(yōu)勢，從而促進企業(yè)發(fā)展；異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)價值的U型關(guān)系在國有企業(yè)和高市場化進程地區(qū)更為顯著。

由上述結(jié)論得到如下啟示：第一，在重污染企業(yè)中，綠色技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟效應(yīng)不會一蹴而就。因此，企業(yè)應(yīng)著眼于長遠利益，提高長期進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的積極性，注重事前投資，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新的質(zhì)量和數(shù)量，推動企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平超過臨界值，從而實現(xiàn)“經(jīng)濟”和“環(huán)境”績效的雙贏。第二，在當前綠色金融市場尚不完善的情況下，綠色低碳經(jīng)濟的發(fā)展不能僅依靠市場的自我調(diào)節(jié)，更需要政府進行引領(lǐng)。一方面，政府應(yīng)建立規(guī)范化的綠色創(chuàng)新型企業(yè)標準，并將其納入金融機構(gòu)的信貸決策體系，正確引導社會資金流向綠色創(chuàng)新型企業(yè)，將“融資利好”作為企業(yè)履行社會責任的實質(zhì)性獎勵，從而緩解融資困境。另一方面，相關(guān)部門應(yīng)注重將“綠色”注入人才培養(yǎng)、商業(yè)往來和群眾生活的各個方面，讓“綠色”成為經(jīng)濟和社會發(fā)展的底色，從而增強綠色創(chuàng)新型企業(yè)的競爭優(yōu)勢。第三，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，非國有重污染企業(yè)數(shù)量眾多，實現(xiàn)“3060”目標離不開非國有企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型，政府可以從財政和技術(shù)共同幫扶的角度為非國有重污染企業(yè)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提供一臂之力。從市場化進程來看，我國幅員遼闊，綠色發(fā)展不能忽視低市場化進程地區(qū)，相關(guān)部門應(yīng)通過完善環(huán)境法規(guī)，營造公平的外部市場環(huán)境，從而釋放低市場化進程地區(qū)重污染企業(yè)的綠色發(fā)展活力，繼而達到壯大綠色技術(shù)創(chuàng)新主體的目標。