喬 菲，文 雯，馮曉晴

(1. 東北財經(jīng)大學 會計學院，遼寧 大連 116025；2. 北京外國語大學 國際商學院，北京 100089；3.中國石油大學(北京) 經(jīng)濟管理學院，北京 102249)

0 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，同時綠色發(fā)展觀念落后、創(chuàng)新能力不強等問題制約我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。十九大報告中提出“綠水青山就是金山銀山”的社會主義生態(tài)文明理念，為經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展提供了方向指引?！笆奈濉币?guī)劃和2035年遠景目標綱要明確提出，推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生。2020年9月，習近平總書記在第七十五屆聯(lián)合國大會一般性辯論上提出，中國將提高國家自主貢獻力度，采取更加有力的政策和措施，力爭于2030年前二氧化碳排放達到峰值，努力爭取2060年前實現(xiàn)碳中和。“十四五”開局之年，碳達峰、碳中和目標已經(jīng)被納入生態(tài)文明建設(shè)整體布局。國務院在《2030年前碳達峰行動方案》中明確提出綠色低碳科技創(chuàng)新行動。加快綠色技術(shù)創(chuàng)新是我國實現(xiàn)碳達峰、碳中和目標，以及經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵路徑。企業(yè)既是自然資源消耗和污染排放的主體，也是綠色治理和綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵行動者[1]。因此，如何激勵企業(yè)提升綠色創(chuàng)新績效和綠色治理意識是有待深入探討的重要議題。

機構(gòu)投資者是資本市場中理性投資者的代表，在公司治理中扮演著重要角色。“國家隊”作為資本市場上具有政府背景的特殊機構(gòu)投資者，包含中國證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限公司、中證金融資產(chǎn)管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺[2-3]。2015—2016年中國資本市場發(fā)生劇烈波動，“國家隊”大舉進入二級市場增持上市公司股票，發(fā)揮了穩(wěn)定股票價格、增強投資者信心的重要功能[2-3]。當投資者擔心“國家隊”會就此退出資本市場時，證監(jiān)會發(fā)布公告指出“國家隊”將持續(xù)發(fā)揮為資本市場健康發(fā)展保駕護航的作用。與一般機構(gòu)投資者相比，“國家隊”立足長遠投資，沒有短期持股收益目標，因而更能發(fā)揮長期機構(gòu)投資者的治理功能。同時，“國家隊”的投資體量較大，其持股決策具有信號傳遞功能，容易引起資本市場投資者和分析師的關(guān)注。已有研究發(fā)現(xiàn)，作為兼具投資者和監(jiān)管者背景的機構(gòu)投資者，“國家隊”有助于抑制企業(yè)違規(guī)行為[4]并提高企業(yè)投資效率[5]，進而降低企業(yè)風險[6]。在高質(zhì)量發(fā)展背景下，“國家隊”持股能否對企業(yè)綠色創(chuàng)新決策產(chǎn)生積極影響？其作用機制是什么？相較于其它行業(yè)，“國家隊”持股對重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵效應是否更顯著？

本文基于綠色創(chuàng)新視角探究“國家隊”持股對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，通過區(qū)分重污染行業(yè)和清潔行業(yè)，分析“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。同時，基于信息不對稱和政府創(chuàng)新補貼兩個視角，剖析“國家隊”持股發(fā)揮創(chuàng)新激勵效應的作用機制，進一步考察“國家隊”持股時間對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

本文的邊際貢獻在于：首先，拓展企業(yè)綠色創(chuàng)新影響因素研究。隨著高質(zhì)量發(fā)展理念逐漸深入人心，學術(shù)界開始探索政府環(huán)境規(guī)制、綠色信貸政策、環(huán)保督察等宏觀政策因素對綠色創(chuàng)新的影響。本文探討“國家隊”這類具有政府背景的特殊機構(gòu)投資者對企業(yè)綠色創(chuàng)新決策的影響，以期從微觀股權(quán)結(jié)構(gòu)視角豐富企業(yè)綠色創(chuàng)新驅(qū)動因素研究。其次，基于綠色創(chuàng)新視角補充“國家隊”持股的經(jīng)濟后果研究。已有文獻主要關(guān)注“國家隊”在股市劇烈波動時期對于資本市場尾部風險控制和對投資者悲觀情緒緩解方面的影響。本文基于綠色創(chuàng)新活動視角，豐富“國家隊”持股的經(jīng)濟后果研究，驗證“國家隊”持股在微觀企業(yè)層面的治理效應。最后，基于信息不對稱和政府創(chuàng)新補貼角度，探究“國家隊”持股發(fā)揮綠色創(chuàng)新激勵效應的作用機制，有助于深入理解國有機構(gòu)投資者對企業(yè)投融資決策的影響及作用機理，可為激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新提供政策啟示。

1 文獻綜述

1.1 企業(yè)綠色創(chuàng)新驅(qū)動因素

企業(yè)綠色創(chuàng)新在技術(shù)層面與傳統(tǒng)創(chuàng)新活動的特點類似，但在創(chuàng)新效果層面具有環(huán)境正外部性。外在激勵和內(nèi)源動力是企業(yè)綠色創(chuàng)新的兩大驅(qū)動因素。

外在激勵來自于政府政策、行業(yè)競爭、媒體和投資者關(guān)注等維度。在政府政策層面，綠色低碳城市試點政策能夠提升生產(chǎn)過程中的節(jié)能減排幅度和資源利用效率，從而促進綠色創(chuàng)新[7-8]。環(huán)境權(quán)交易政策和能源配額交易機制對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有激勵效應，并且上述影響在非國有企業(yè)中更加顯著[9-10]。節(jié)能消費激勵政策能夠引領(lǐng)制造企業(yè)綠色創(chuàng)新[11]，綠色信貸和政府補助對企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿具有激勵效應，并可為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動提供資源支持[12]?；趧討B(tài)競爭視角，綠色創(chuàng)新存在行業(yè)同群效應，出于趨利避害的動機，企業(yè)選擇效仿同群企業(yè)綠色創(chuàng)新策略。當行業(yè)相對績效優(yōu)異、地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護力度較大時，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的同群效應顯著[13]。來自媒體和投資者的關(guān)注會對企業(yè)綠色創(chuàng)新決策產(chǎn)生影響，企業(yè)為了滿足利益相關(guān)者的要求，努力提升綠色創(chuàng)新績效[14-15]。

內(nèi)源動力源于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理結(jié)構(gòu)、高管特征等方面?；诋a(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角，相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)具有更強的綠色創(chuàng)新傾向[16]?；谥卫斫Y(jié)構(gòu)維度，大股東的私利攫取動機會顯著削弱企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿[17]。黨組織嵌入治理能夠強化企業(yè)社會責任履行意識，提升其實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平[18]。高管特征會顯著影響企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，具體而言，家鄉(xiāng)認同感使得高管與當?shù)丨h(huán)境的情感聯(lián)結(jié)更為緊密，有助于激發(fā)高管對家鄉(xiāng)的環(huán)境保護意識，從而提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平[19]；擁有海外背景的高管，其掌握的專業(yè)技術(shù)和海外網(wǎng)絡(luò)資源均有利于企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提高[20]；擁有學術(shù)經(jīng)歷的CEO具有更強的社會責任感和長期價值取向，能夠抑制綠色創(chuàng)新活動中的短視行為，增強企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿[21]。此外，董事會中性別多樣化有助于企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提升[22]；董事高管的保險責任意識能夠抑制管理層的短視行為，發(fā)揮創(chuàng)新激勵作用[23]。

1.2 “國家隊”持股的經(jīng)濟后果

“國家隊”的經(jīng)濟后果研究主要體現(xiàn)在資本市場危機時期的“救市”功能和穩(wěn)定時期的治理功能兩個方面。在中國資本市場股價暴跌時期，“國家隊”持股能夠有效降低股價收益率的波動和尾部系統(tǒng)風險，發(fā)揮穩(wěn)定股價和提振投資者信心的關(guān)鍵作用，其影響力遠超普通機構(gòu)投資者[2-3]。同時，媒體新聞報道會進一步放大“國家隊”持股對股價穩(wěn)定性的影響[24]。此后，“國家隊”持續(xù)對上市公司發(fā)揮治理作用，有助于健全公司內(nèi)部控制制度，降低管理層代理成本，從而降低公司違規(guī)行為發(fā)生率[4]?！皣谊牎蹦軌蚋纳破髽I(yè)外部信息環(huán)境，提高企業(yè)投資效率[5]。同時，“國家隊”持股通過緩解融資約束降低企業(yè)陷入財務困境的可能性，從而降低企業(yè)風險[6]。

綜上所述，現(xiàn)有相關(guān)研究聚焦環(huán)境規(guī)制政策、公司治理水平、高管特征等方面，忽視了特殊股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響?，F(xiàn)有文獻證實，在資本市場特殊情境下誕生的“國家隊”機構(gòu)投資者，在穩(wěn)定資本市場、提振投資者信心、改善公司經(jīng)營等方面能夠發(fā)揮積極作用。然而，關(guān)于以促進資本市場長遠健康發(fā)展為使命的“國家隊”機構(gòu)投資者對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，尚未有文獻提供經(jīng)驗證據(jù)。因此，本文探究“國家隊”持股對上市公司綠色創(chuàng)新行為的影響，有助于豐富和拓展機構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟后果以及企業(yè)綠色創(chuàng)新影響因素相關(guān)研究。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 “國家隊”持股與企業(yè)綠色創(chuàng)新

創(chuàng)新是企業(yè)實現(xiàn)基業(yè)長青的重要途徑[25]，綠色創(chuàng)新更是關(guān)系到企業(yè)和經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展[26-27]。綠色創(chuàng)新是指以減少環(huán)境污染為目的的技術(shù)創(chuàng)新，包含綠色產(chǎn)品研發(fā)、綠色技術(shù)引進、綠色流程再造、綠色系統(tǒng)升級等方面。綠色創(chuàng)新能夠降低生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)的能源消耗和環(huán)境負外部性，有效減少污染，提升企業(yè)乃至整個地區(qū)可持續(xù)發(fā)展能力。綠色創(chuàng)新涉及研發(fā)與生產(chǎn)多個環(huán)節(jié)，綠色創(chuàng)新技術(shù)具有較強的專業(yè)性和復雜性。因此，企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐既需要資源投入、人才隊伍和技術(shù)支持，也需要管理層具有戰(zhàn)略遠見?！皣谊牎弊鳛樘厥獾臋C構(gòu)投資者，能夠通過降低內(nèi)外部信息不對稱程度、緩解創(chuàng)新過程中的資金緊張，提升企業(yè)綠色創(chuàng)新水平，具體分析如下：

(1)“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠抑制管理層對短期業(yè)績的追求和操縱，降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，提升企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。企業(yè)綠色創(chuàng)新行為具有長期戰(zhàn)略價值，能夠帶來環(huán)境效應和社會合法性。由于創(chuàng)新活動具有較長的周期，出于保密性的考量，企業(yè)會減少相關(guān)信息披露，因而投資者面臨信息不對稱問題，可能會低估研發(fā)強度較高公司的價值[28]。同時，由于綠色創(chuàng)新產(chǎn)出短期變現(xiàn)能力較弱，其經(jīng)濟效益無法在短時間內(nèi)實現(xiàn)，因而管理層在綠色創(chuàng)新決策中存在短視行為和激勵不足問題[18]。具有風險厭惡傾向的管理層可能選擇性地回避綠色創(chuàng)新行為，從而規(guī)避綠色創(chuàng)新長周期、高風險和低投資回報率的問題。特別是當企業(yè)面臨較大的產(chǎn)品市場競爭壓力和外部并購威脅時，信息不對稱對管理層創(chuàng)新意愿的負向影響更加顯著[29]?！皣谊牎弊鳛橘Y本市場的重要機構(gòu)投資者，其投資行為在資本市場上具有較強的導向作用，能夠向投資者傳遞公司股價穩(wěn)定的信號[24]，從而降低信息不對稱程度。同時，“國家隊”肩負著維護資本市場穩(wěn)定發(fā)展的重要職責[4]，其投資視野長遠，既不以短期業(yè)績?yōu)槟繕?，也不會因綠色創(chuàng)新帶來的業(yè)績波動而對管理層施加壓力，因而能夠抑制管理層的短視行為，緩解綠色創(chuàng)新決策中激勵不足的問題。

(2)“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠緩解企業(yè)融資約束和資金缺口問題，為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供充足的資源保障。綠色創(chuàng)新行為具有長期性，需要持續(xù)資金投入，因而融資約束可能成為綠色創(chuàng)新過程中的障礙[30]。對于公司成立年限較短的創(chuàng)新型企業(yè)而言，由于其在實物抵押品方面的匱乏，可能面臨信貸融資歧視，進而阻礙企業(yè)對綠色創(chuàng)新活動的投入[31]?！皣谊牎睓C構(gòu)投資者對于企業(yè)融資約束的緩解作用主要通過以下渠道傳導：第一，“國家隊”作為具有政府背景的機構(gòu)投資者，能夠為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)活動爭取更多的政府補貼資金和信貸優(yōu)惠；第二，“國家隊”在二級資本市場買入上市公司股票能夠給企業(yè)帶來較為直接的資金支持；第三，“國家隊”作為政府背景的機構(gòu)投資者，其投資體量較大，其投資行為能夠間接向資本市場傳遞積極信號，引領(lǐng)投資風向，吸引更多投資者投資。由此，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：“國家隊”持股能夠促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

2.2 “國家隊”持股、重污染行業(yè)與企業(yè)綠色創(chuàng)新

以采礦和有色金屬冶煉為代表的高耗能產(chǎn)業(yè)為中國經(jīng)濟發(fā)展作出了巨大貢獻，但其對生態(tài)環(huán)境的負面影響也較為突出，粗放式發(fā)展模式已無法適應新時代的要求。當前，我國重污染行業(yè)的負外部性依然顯著，存在“創(chuàng)新卻不綠色”的問題。因此，提升綠色創(chuàng)新效率是重污染行業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵[32]。相較于其它行業(yè)，作為污染源頭的重污染行業(yè)是政府推進綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的重要載體，也是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中“三去一降一補”的對象。已有研究表明，政府環(huán)境監(jiān)管和規(guī)制對綠色創(chuàng)新的促進作用在污染程度高、缺陷嚴重的公司中更加顯著[33]?！皣谊牎笔羌婢哒尘暗臋C構(gòu)投資者，具有豐富的投資經(jīng)驗，對高質(zhì)量發(fā)展理念的理解更為深入。當公司管理層為短期業(yè)績目標選擇性規(guī)避綠色創(chuàng)新投入時，具有長期視野的“國家隊”具有更強的動機和能力改變管理層短視傾向，鼓勵和引導企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投資。因此，預期對于環(huán)境負向影響較為突出的重污染行業(yè)，“國家隊”持股對其綠色創(chuàng)新的激勵和監(jiān)督效應更加顯著。由此，本文提出如下研究假設(shè)：

H2：“國家隊”持股對綠色創(chuàng)新的促進作用在重污染行業(yè)中更加顯著。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文初始樣本為2015—2020年全部A股上市公司，選擇2015年作為樣本起點的原因在于：“國家隊”自2015年開始大量持有非金融類A股上市公司股票，2020年為本文所能獲取的最新數(shù)據(jù)年份。在初始樣本的基礎(chǔ)上，剔除以下樣本：①金融業(yè)行業(yè)樣本；②ST/*ST公司；③資產(chǎn)負債率大于1的觀測值；④變量存在缺失的觀測值。最終，得到14 963個公司—年度觀測值。為進一步剔除異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位數(shù)的縮尾處理?！皣谊牎背止蓴?shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，綠色專利數(shù)據(jù)和研發(fā)支出數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫，其它財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.2 變量定義

(1)被解釋變量：企業(yè)綠色創(chuàng)新。借鑒已有研究成果[4]，采用兩個指標進行測度：①企業(yè)當年申請的綠色專利總數(shù)加1取自然對數(shù)(GPAT1)；②企業(yè)當年獲得授權(quán)的綠色專利總數(shù)加1取自然對數(shù)(GPAT2)。其中，綠色專利包括綠色發(fā)明專利和綠色實用新型專利。

(2)解釋變量：“國家隊”持股。參考現(xiàn)有研究成果[2,4]，“國家隊”包含中國證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限責任公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責任公司、中證金融資產(chǎn)管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺。具體采用兩個指標測度：①“國家隊”持股啞變量(NAT)，當“國家隊”持有公司股票時，取值為1，否則為0；②“國家隊”持股比例(NAP)，即“國家隊”持股數(shù)量除以公司總股數(shù)。

(3)調(diào)節(jié)變量：重污染行業(yè)。參考李青原和肖澤華[34]的研究成果，本文將采礦、紡織、造紙及紙制品、石油、化工、化學纖維、黑色(有色)金屬冶煉加工、橡膠塑膠、制藥、皮毛制品認定為重污染行業(yè)。當上市公司屬于重污染行業(yè)時，POLLU取值為1，否則為0。

(4)控制變量。參考已有研究成果[8, 35]，本文控制以下變量：①企業(yè)員工規(guī)模(SIZE)：企業(yè)員工人數(shù)的自然對數(shù)；②負債水平(LEV)：企業(yè)年末總負債除以總資產(chǎn)；③盈利能力(ROA)：凈利潤除以總資產(chǎn)；④賬面市值比(BM)：資產(chǎn)賬面價值除以總市值；⑤現(xiàn)金比率(CASH)：現(xiàn)金持有量除以總資產(chǎn)；⑥研發(fā)支出比例(RD)：研發(fā)支出除以營業(yè)收入；⑦資本支出比例(CAP)：固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金之和除以總資產(chǎn)；⑧固定資產(chǎn)支出比例(PPE)：固定資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn)；⑨機構(gòu)投資者持股比例(INST)：機構(gòu)投資者持股數(shù)除以總股數(shù)；⑩兩職合一(DUAL)：董事長與總經(jīng)理為同一人時取值為1，否則為0；獨立董事比例(BIND)：獨立董事人數(shù)除以董事會總?cè)藬?shù)；企業(yè)年齡(AGE)：企業(yè)成立年限的自然對數(shù)。為進一步控制行業(yè)和省份間的差異以及不同年度宏觀因素的影響，本文控制行業(yè)(IND)、年度(YEAR)和省份(PROV)固定效應。

3.3 研究模型

為了驗證“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，構(gòu)建模型(1)。

GPATi,t+1=α0+α1NATi,t(NAPi,t)+αiCONTROLSi,t+∑IND+∑YEAR+∑PROV+εi,t

(1)

其中，GPAT代表企業(yè)綠色創(chuàng)新，采用綠色專利申請總數(shù)(GPAT1)和綠色專利授權(quán)總數(shù)(GPAT2)衡量。由于專利產(chǎn)出需要一定的時間，因而采用t+1年專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)量衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。在穩(wěn)健性檢驗中，采用t+2期綠色創(chuàng)新變量考察“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響是否具有延續(xù)性。NAT代表“國家隊”是否持股的啞變量，NAP代表“國家隊”持股比例?；貧w方程中的標準誤差均在公司層面進行Cluster聚類處理。依據(jù)假設(shè)H1，即“國家隊”持股能夠促進企業(yè)綠色創(chuàng)新，預期NAT(NAP)的估計系數(shù)α1顯著為正。

為了檢驗重污染行業(yè)對于“國家隊”持股與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應，構(gòu)建模型(2)。

GPATi,t+1=β0+β1NATi,t(NAPi,t)+β2POLLUi,t+β3NATi,t(NAPi,t)×POLLUi,t+βiCONTROLSi,t+∑IND+∑YEAR+∑PROV+εi,t

(2)

其中，POLLU代表重污染行業(yè)啞變量，如果企業(yè)屬于重污染行業(yè)則取值為1，否則為0。依據(jù)假設(shè)H2，即“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用在重污染行業(yè)更加顯著，預期“國家隊”持股與重污染行業(yè)交乘項NAT×POLLU、NAP×POLLU的估計系數(shù)β3顯著為正。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量綠色創(chuàng)新(GPAT1、GPAT2)的均值分別為0.498和0.412，與徐佳和崔靜波[8]的研究結(jié)論相似。解釋變量“國家隊”持股(NAT)的均值為0.341，說明平均34.1%的樣本企業(yè)存在“國家隊”持股；“國家隊”持股比例(NAP)的均值為0.7%，說明全樣本企業(yè)中“國家隊”持股的平均比例為0.7%。僅考慮“國家隊”持股樣本時，“國家隊”的平均持股比例為2.3%，與李志生等[2]的統(tǒng)計結(jié)果相近。各控制變量描述性統(tǒng)計結(jié)果與以往研究結(jié)果一致。

4.2 主假設(shè)回歸結(jié)果

表2為“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。由表2可知，無論是綠色專利申請總數(shù)(GPAT1)還是綠色專利授權(quán)總數(shù)(GPAT2)，“國家隊”持股啞變量(NAT)的系數(shù)均顯著為正，說明相對于未被“國家隊”持股的公司，被“國家隊”持股的公司綠色創(chuàng)新產(chǎn)出更高；“國家隊”持股比例(NAP)的系數(shù)顯著為正，說明“國家隊”持股比例越高，對企業(yè)綠色創(chuàng)新的正向作用越顯著。上述結(jié)果支持假設(shè)H1，說明“國家隊”作為資本市場中特殊機構(gòu)投資者，能夠通過降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，緩解企業(yè)在創(chuàng)新活動中面臨的資金壓力，進而有效提升企業(yè)綠色創(chuàng)新績效。

在控制變量方面，企業(yè)員工規(guī)模(SIZE)、負債水平(LEV)、盈利能力(ROA)、賬面市值比(BM)、現(xiàn)金比率(CASH)、研發(fā)支出比例(RD)的系數(shù)顯著為正，說明員工人數(shù)越多、杠桿率越高、盈利能力越強、成長性越好，現(xiàn)金持有水平和研發(fā)支出比例越高的企業(yè)，綠色創(chuàng)新績效水平越高。固定資產(chǎn)支出比例(PPE)和企業(yè)年齡(AGE)的系數(shù)顯著為負，說明固定資產(chǎn)占比越高、成立年限越長的企業(yè)，其綠色創(chuàng)新績效水平越低。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Descriptive statistics of variables

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 Heckman兩階段模型

考慮到“國家隊”持股決策可能不是隨機的，綠色創(chuàng)新水平較高的企業(yè)容易被“國家隊”挑選為投資標的，因而采用Heckman兩階段模型緩解潛在自選擇問題。參考已有文獻[4]，在Heckman第一階段回歸中，構(gòu)建上市公司是否被“國家隊”持股的Probit模型。Heckman第一階段回歸中，本文選取同年份同行業(yè)其它企業(yè)被“國家隊”持股的平均概率(NA_IND)作為外生工具變量，因為其它企業(yè)被“國家隊”持股的平均概率不會直接影響本企業(yè)綠色創(chuàng)新決策和績效，滿足外生性要求，其它控制變量與模型(1)一致，第一階段回歸結(jié)果如表3第(1)列所示。由結(jié)果可知，同年份同行業(yè)其它企業(yè)被“國家隊”持股的平均概率(NA_IND)系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明同行業(yè)其它企業(yè)被“國家隊”持股的平均概率對本企業(yè)被“國家隊”持股的概率具有正向影響，滿足工具變量相關(guān)性要求。由第一階段回歸計算得到逆米爾斯比率(IMR)，并將其作為控制變量納入模型(1)進行第二階段回歸，用于控制樣本自選擇問題，第二階段回歸結(jié)果如表3第(2)—(5)列所示。由結(jié)果可知，“國家隊”持股啞變量和比例變量(NAT和NAP)均在至少5%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明在控制自選擇問題的影響后，“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用依然存在。

表2 “國家隊”持股與企業(yè)綠色創(chuàng)新回歸結(jié)果Tab.2 Regression results on the relationship between "national team" and corporate green innovation

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：Heckman兩階段模型Tab.3 Robustness test: Heckman two-stage model

4.3.2 傾向評分匹配法

考慮到“國家隊”持股公司在全樣本中的占比約為1/3，為控制“國家隊”持股公司和未持股公司間的系統(tǒng)性差異，本文采用傾向評分匹配法進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言，使用1∶1最鄰近配對方法，在0.01半徑內(nèi)為“國家隊”持股公司匹配一組在公司特征上最接近的“國家隊”未持股公司。配對過程中，協(xié)變量為主回歸中的所有控制變量。最終，得到4 270個測試組樣本和4 270個控制組樣本。匹配后結(jié)果顯示，各協(xié)變量間不存在顯著差異，配對樣本滿足平衡性假設(shè)要求。使用配對樣本進行回歸，結(jié)果如表4所示。由表4可知，NAT和NAP的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與全樣本回歸結(jié)果高度一致，說明樣本選擇性偏差不會對結(jié)果產(chǎn)生顯著影響。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：傾向評分匹配法Tab.4 Robustness test:propensity score matching

4.3.3 替換綠色創(chuàng)新衡量方法

考慮到綠色發(fā)明專利的申請難度和認可度較高，更能代表企業(yè)研發(fā)實力，故本文采用企業(yè)當年度申請的綠色發(fā)明專利數(shù)量和當年度獲得授權(quán)的綠色發(fā)明專利數(shù)量進行穩(wěn)健性檢驗，確保綠色創(chuàng)新指標度量的準確性。具體而言，GPAT1_INV為當年度企業(yè)申請的綠色發(fā)明專利數(shù)量加1取自然對數(shù)，GPAT2_INV為當年度企業(yè)獲得授權(quán)的綠色發(fā)明專利數(shù)量加1取自然對數(shù)，采用替代指標進行回歸檢驗，結(jié)果如表5所示。由表5可知，“國家隊”持股啞變量(NAT)、“國家隊”持股比例變量(NAP)與綠色發(fā)明專利數(shù)量仍呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明本文主要回歸結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：替換綠色創(chuàng)新衡量方法Tab.5 Robustness test: alternative green innovation measures

4.3.4 采用滯后兩期綠色創(chuàng)新變量

考慮到企業(yè)創(chuàng)新活動具有較長周期，故采用滯后兩期(t+2期)綠色創(chuàng)新水平作為被解釋變量進行回歸，結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示，“國家隊”持股啞變量(NAT)和“國家隊”持股比例變量(NAP)的回歸系數(shù)至少在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明“國家隊”持股對于企業(yè)長期綠色技術(shù)創(chuàng)新水平具有正向作用。

5 異質(zhì)性分析

表7為重污染行業(yè)對“國家隊”持股與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果。由表7可知，POLLU的估計系數(shù)顯著為負，說明相較于其它行業(yè)企業(yè)，重污染行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力更弱；NAT×POLLU和NAP×POLLU的估計系數(shù)顯著為正，說明與非重污染行業(yè)相比，“國家隊”持股對綠色創(chuàng)新的促進作用在重污染行業(yè)中更加顯著，驗證了假設(shè)H2。上述結(jié)果說明，“國家隊”作為富有經(jīng)驗的機構(gòu)投資者，對于高質(zhì)量發(fā)展理念的理解更為深入，能夠有效抑制創(chuàng)新活動中的激勵不足問題和管理層短視行為，降低重污染行業(yè)企業(yè)代理成本，對重污染型企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)揮監(jiān)督和激勵作用。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：采用滯后兩期綠色創(chuàng)新變量Tab.6 Robustness test: using green innovation variable lagging two period

表7 重污染行業(yè)對“國家隊”持股與綠色創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果Tab.7 Moderating effect of heavily-polluted industries on the relationship between "national team" ownership and green innovation

6 機制檢驗與拓展性分析

6.1 信息不對稱的中介效應

企業(yè)綠色創(chuàng)新行為信息披露的缺乏可能導致外部投資者對企業(yè)價值的低估，短視的管理層出于自身利益考量，會減少綠色創(chuàng)新投入。“國家隊”具有廣泛的投資視野，能夠抑制管理層追求短期業(yè)績的機會主義行為。同時，作為具有政府背景的機構(gòu)投資者，“國家隊”的投資決策具有引領(lǐng)投資風向標的功能，能夠向外界發(fā)送積極信號，吸引較多分析師和投資者關(guān)注，從而降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，促進企業(yè)加強綠色創(chuàng)新活動投入?；谏鲜龇治?，本文認為，降低信息不對稱程度可能是“國家隊”持股促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的機制路徑之一。

為檢驗信息不對稱的中介效應，采用修正瓊斯模型計算出的可操縱性應計利潤的絕對值衡量信息不對稱程度(ABS_DA)。借鑒溫忠麟等[36]的中介效應檢驗模型，第一步檢驗“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響(見表2)，第二步考察“國家隊”持股對企業(yè)信息不對稱的影響，第三步檢驗“國家隊”持股和信息不對稱對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。表8為信息不對稱的中介效應檢驗結(jié)果。其中，第(1)(2)列考察“國家隊”持股對信息不對稱的影響，NAT和NAP的系數(shù)均顯著為負，說明“國家隊”持股能夠?qū)Σ倏v性應計利潤發(fā)揮有效監(jiān)督作用，降低信息不對稱程度；第(3)—(6)列考察“國家隊”持股和信息不對稱對綠色創(chuàng)新的聯(lián)合效應，NAT和NAP的系數(shù)均顯著為正，ABS_DA的系數(shù)顯著為負，且Sobel Z值具有統(tǒng)計水平上的顯著性，說明“國家隊”持股能夠通過降低企業(yè)信息不對稱程度優(yōu)化信息環(huán)境，從而促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

6.2 政府創(chuàng)新補貼的中介效應

融資約束是企業(yè)綠色創(chuàng)新的障礙。“國家隊”作為國有機構(gòu)投資者，預期能夠為企業(yè)帶來更多政府創(chuàng)新補貼，其投資行為可以向資本市場傳遞積極信號，有助于緩解企業(yè)綠色創(chuàng)新活動中面臨的融資約束。為檢驗這一邏輯推演，采用中介效應模型對政府創(chuàng)新補貼的作用機制進行檢驗，考察“國家隊”持股能否提高企業(yè)獲得政府創(chuàng)新補貼的可能性。當企業(yè)在第t+1年獲得政府創(chuàng)新補貼時，SUBSIDY取值為1，否則為0。政府補貼和綠色信貸有助于強化企業(yè)綠色創(chuàng)新參與意愿。

政府創(chuàng)新補貼的中介效應檢驗結(jié)果如表9所示。其中，第(1)(2)列中，NAT和NAP的系數(shù)均顯著為正，說明被“國家隊”持股的企業(yè)有可能獲得政府創(chuàng)新補貼，在一定程度上緩解創(chuàng)新活動面臨的融資約束；第(3)—(6)列為“國家隊”持股和政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的聯(lián)合影響，結(jié)果顯示，SUBSIDY的系數(shù)顯著為正，NAT和NAP的系數(shù)均顯著為正，且SobelZ值具有統(tǒng)計水平上的顯著性，說明通過獲取更多政府補貼緩解綠色創(chuàng)新中的融資約束是“國家隊”持股促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的另一機制路徑。

表8 信息不對稱的中介效應分析結(jié)果Tab.8 Mediating effect analysis of information asymmetry

表9 政府創(chuàng)新補貼的中介效應分析結(jié)果Tab.9 Mediating effect analysis of governmental innovation subsidy

續(xù)表9 政府創(chuàng)新補貼的中介效應分析結(jié)果Tab.9(Continued) Mediating effect analysis of governmental innovation subsidy

6.3 “國家隊”持股時間與企業(yè)綠色創(chuàng)新

“國家隊”持股產(chǎn)生創(chuàng)新激勵效應可能需要一定的時間，“國家隊”持股時間越長，其對企業(yè)信息不對稱和融資約束的緩解作用越顯著，越能對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生正向影響。為此，本研究進一步考察“國家隊”持股時間對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。DURATION代表截至當年末“國家隊”已持有公司股票的年數(shù)，以其替代模型(1)中的解釋變量進行回歸，結(jié)果如表10所示。由表10可知，DURATION的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明“國家隊”持股時間越長，對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用越顯著。

表10 “國家隊”持股時間與企業(yè)綠色創(chuàng)新回歸分析結(jié)果Tab.10 Shareholding time of "national team" and corporate green innovation

7 結(jié)語

7.1 主要結(jié)論

本文采用2015—2020年A股上市公司綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)，實證考察“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的影響，進一步考察重污染行業(yè)的調(diào)節(jié)作用，以及信息不對稱與政府創(chuàng)新補貼的中介效應，得出以下主要結(jié)論：

(1)“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著促進作用，不僅能夠提升綠色專利申請總量，而且可以提高綠色專利授權(quán)總量。

(2)“國家隊”持股對綠色創(chuàng)新的影響具有行業(yè)異質(zhì)性，相較于清潔行業(yè)，“國家隊”持股的綠色創(chuàng)新激勵效應在重污染行業(yè)更為顯著。

(3)信息不對稱和政府創(chuàng)新補助在“國家隊”持股與綠色創(chuàng)新績效間發(fā)揮中介作用，“國家隊”持股能夠降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，提升企業(yè)獲得政府創(chuàng)新補貼的可能性，從而促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。

(4)“國家隊”持股時長會對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響，“國家隊”持股時長與企業(yè)綠色創(chuàng)新水平顯著正相關(guān)，說明“國家隊”作為具有長期視野的機構(gòu)投資者，能夠發(fā)揮有效的治理作用。

7.2 政策啟示

(1)“國家隊”能夠改善企業(yè)投資方向，促進企業(yè)綠色創(chuàng)新和高質(zhì)量發(fā)展，并且其持股時間越長，對綠色創(chuàng)新的激勵作用越顯著。因此，監(jiān)管部門應鼓勵以“國家隊”為代表的機構(gòu)投資者積極參與資本市場，引導機構(gòu)投資者樹立長期投資理念，避免追求短期投機收益。

(2)“國家隊”持股作為市場化手段，能夠?qū)ζ髽I(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)揮激勵作用。因此，對于重污染行業(yè)而言，除采用環(huán)境規(guī)制等行政手段外，政府部門可以利用市場化工具強化其環(huán)保意識，引導其樹立經(jīng)濟效益與環(huán)境效益并重的經(jīng)營理念。

(3)“國家隊”持股對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用受信息不對稱和融資約束的影響。因此，企業(yè)應努力提高信息披露質(zhì)量，營造公開、透明的信息環(huán)境，積極尋求外部資金支持以緩解融資約束困境，從而實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

7.3 不足與展望

本文存在以下不足：一是除獲取研發(fā)補貼和降低信息不對稱程度外，“國家隊”機構(gòu)投資者發(fā)揮綠色創(chuàng)新促進作用的路徑可能還有與管理層私下溝通、向上市公司派駐董事等。由于數(shù)據(jù)的可得性，本研究無法對上述路徑進行檢驗，有待后續(xù)進行更為深入的拓展性研究。二是除促進綠色創(chuàng)新外，“國家隊”持股可能會對企業(yè)信貸資源獲取、債券信用利差、內(nèi)部人交易等行為產(chǎn)生影響，這也為后續(xù)研究提供了方向。