王君萍 史靜琦

(1.西安石油大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710065；2.西安石油大學 陜西(高校)油氣資源經(jīng)濟管理研究中心，陜西 西安 710065)

0 引 言

新能源時代下，以資源消耗帶來的經(jīng)濟高速發(fā)展、以犧牲環(huán)境為代價的傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營模式不再滿足現(xiàn)代經(jīng)濟社會發(fā)展的需要。2020年9月22日、我國在第七十五屆聯(lián)合國大會上作出“力爭2030年前碳排放達到峰值、2060年前實現(xiàn)碳中和”的莊嚴承諾，并于2021年3月15日中央財經(jīng)委員會第九次會議上進一步強調(diào)要把“雙碳”目標納入生態(tài)文明建設整體布局。煤炭作為我國的主要能源產(chǎn)料和重點污染源頭，其綠色管理水平的高低將直接影響我國“碳達峰、碳中和”等環(huán)保承諾的實現(xiàn)。據(jù)統(tǒng)計，2021年以來，我國煤電熱效率約為35%，也就是說，在煤電發(fā)電、傳輸、利用過程中，約三分之二的能源被浪費，但社會總體能源消費占比高達57.7%(同期世界煤炭消費占比為27%)，大量的煤炭開采和使用給環(huán)境造成了巨大負擔。由此可見，推動煤炭行業(yè)綠色轉型，除了減少煤炭使用量，建立企業(yè)高水平的清潔生產(chǎn)能力和環(huán)境管理能力外，還應加大企業(yè)綠色專利布局，充分考慮將綠色低碳創(chuàng)新驅動技術主動、有效納入其中。

作為一種與生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)相協(xié)調(diào)的新型現(xiàn)代技術體系，“綠色技術創(chuàng)新”最早源于國外學者Brawn和Wield[1]259-272，但我國綠色技術創(chuàng)新作為未來經(jīng)濟建設的主旋律，總體發(fā)展水平不容小覷。據(jù)國家環(huán)?？偩中畔⒅行奶峁┑馁Y料以及國家知識產(chǎn)權局發(fā)布的關于《中國綠色專利統(tǒng)計報告(2014—2017年)》顯示，我國綠色技術創(chuàng)新氛圍活躍，專利擁有量穩(wěn)步提升。截至2017年底，我國綠色專利有效量達13.6萬件，其中，國內(nèi)綠色專利有效量10萬件，占73.5%；國外來華綠色專利有效量3.6萬件，占26.5%。專利申請方面，2014年至2017年，我國綠色專利申請量達24.9萬件，年均增速高于我國發(fā)明專利整體年均增速3.7個百分點；直至2020年，其增長速度仍以16.1%的水平穩(wěn)居世界第一。因此，明確綠色轉型促進社會發(fā)展，歸根到底就是明確創(chuàng)新主體改善經(jīng)濟績效，著眼于企業(yè)微觀層面，綠色技術創(chuàng)新也不例外?，F(xiàn)有研究大多集中于企業(yè)綠色技術創(chuàng)新、環(huán)境績效與財務績效之間的相關性研究，鮮有研究把三者置于一個邏輯框架中進行分析，特別是關于綠色技術創(chuàng)新在轉化為企業(yè)財務績效過程中，環(huán)境績效作為與其相關聯(lián)的直接因素，能否存在于二者之間成為中間轉化路徑的作用并不清晰?；诖?，本文以煤炭企業(yè)為微觀視角，在研究“強波特假說”綠色技術創(chuàng)新投入補償效應的基礎上，檢驗綠色技術創(chuàng)新改善環(huán)境績效，進而提升財務績效的關系，并依據(jù)游達明，鄧亞玲等[2]120-129針對綠色技術創(chuàng)新“雙重外部性”導致的政府干預下，因尋租誘發(fā)腐敗和市場經(jīng)濟發(fā)展過程中的“制度軟化”問題進行檢驗，厘清企業(yè)尋租作為調(diào)節(jié)變量在綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效及綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的作用效果。以期對促進煤炭行業(yè)綠色轉型、提高綠色技術創(chuàng)新提供參考借鑒。

1 理論分析與研究假設

1.1 綠色技術創(chuàng)新與財務績效

綠色技術創(chuàng)新是企業(yè)降低成本、節(jié)約資源的重要渠道。[3]301-307其一，綠色技術創(chuàng)新改變了重污染企業(yè)傳統(tǒng)的“高投入—低產(chǎn)出—高耗能—高污染”的粗放型生產(chǎn)模式，從產(chǎn)品開發(fā)到市場投入階段完成了新舊動能轉換，推動了企業(yè)“綠色、高效、低碳”型生產(chǎn)體系的構建；其二，通過技術創(chuàng)新活動形成的綠色專利在擴展企業(yè)創(chuàng)新鏈條、增強企業(yè)技術優(yōu)勢、提升企業(yè)運營質量，以及平衡企業(yè)經(jīng)濟、資源環(huán)境發(fā)展方面注入了活力；其三，基于成本——收益視角，一方面，煤炭生產(chǎn)工藝技術的改良不僅降低了原料利用率，而且充分考慮了節(jié)能及可持續(xù)使用的問題，在清潔降污、末端治理滿足規(guī)制的同時，實現(xiàn)了“制造成本弱化、使用成本合理，違規(guī)成本為零”的局面；另一方面，綠色產(chǎn)品的開發(fā)促進了消費者購買欲望，加之工藝技術的商業(yè)化和“變廢為寶”的生產(chǎn)特征，為企業(yè)贏得了新的利潤增長點和額外收益。但由于綠色技術創(chuàng)新著眼于長期利潤獲取和支出彌補，因此，短期內(nèi)造成現(xiàn)有生產(chǎn)和銷售的損失，以及快速增長的低碳管理成本，往往讓企業(yè)避而遠之，轉而投向資金獲取速度更快、收益更高、穩(wěn)定性更強的項目?；诖?，本文提出如下假設。

假設H1：綠色技術創(chuàng)新與財務績效間呈U型關系

1.2 環(huán)境績效的中介作用

綠色技術創(chuàng)新是企業(yè)節(jié)約資源、減少能耗、持續(xù)發(fā)展的重要抓手，而環(huán)境績效依據(jù)其結果的可測量性成為體現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新水平，環(huán)境管理體系成效的主要指標，在一定程度上為企業(yè)綠色戰(zhàn)略和環(huán)境政策的制定提供了支撐。Aluisius H P，Noviaty K D等[4]2-15認為，精準的綠色投入及綠色變革會為企業(yè)環(huán)境治理效果、污染防治水平贏得回報，從而有效滿足環(huán)境保護需求，帶動經(jīng)濟實力提升，取得持久的市場核心競爭力。利益相關者理論認為企業(yè)以效益為核心，在對股東負責的同時，還要協(xié)調(diào)好與環(huán)境利益相關者的關系，環(huán)保投資不僅是企業(yè)對利益相關者投資中提高環(huán)境績效的關鍵環(huán)節(jié)，也是企業(yè)抵消部分資本市場上異質性風險的有利優(yōu)勢。修正主義學派以資源基礎理論等為基礎，認為企業(yè)綠色投資一方面可以通過能源循環(huán)利用，減少由于環(huán)境績效不佳帶給企業(yè)的制裁與處罰，以及各種環(huán)境事故和訴訟造成的負債和損失，推動企業(yè)長期績效發(fā)展[5]1464-1479；另一方面，隨著消費者對綠色產(chǎn)品、綠色行為的安全需求不斷增加，煤炭行業(yè)作為一種經(jīng)常受到自然災害(礦壓、瓦斯、煤塵等)威脅的特殊行業(yè)，其所具備的環(huán)保意識和所選擇的環(huán)境戰(zhàn)略會在降低安全風險的同時，帶動消費者潛在購買數(shù)量和購買次數(shù)，從而促進企業(yè)增強綠色聲譽，獲得更大程度的市場認可。環(huán)境績效在綠色技術創(chuàng)新與財務績效的轉化過程中發(fā)揮了重要作用?；诖?，本文提出如下假設。

假設H2：環(huán)境績效在綠色技術創(chuàng)新對企業(yè)財務績效的影響過程中發(fā)揮著中介作用

1.3 企業(yè)尋租的調(diào)節(jié)作用

政府干預作為一只“看得見的手”對經(jīng)濟活動進行管制，往往伴隨著“保護費”和“賄金”的發(fā)生。以尋租活動為例，政企間尋租鏈條的構建是企業(yè)“社會人情”和“關系紐帶”形成的政治基礎，不僅為企業(yè)贏得了更多的投資機會、優(yōu)惠政策、補貼力度，也為企業(yè)獲取政府給予的特權提供了動機。具體表現(xiàn)為，能源類戰(zhàn)略型產(chǎn)業(yè)煤炭企業(yè)的發(fā)展壯大受到勞動、資本、土地等多種生產(chǎn)要素的制約，尋租行為通過讓企業(yè)浪費經(jīng)濟資源，利用時間、精力和金錢去游說而放棄自主研發(fā)和創(chuàng)新的機會，轉而投入尋租的“懷抱”。學者認為這不僅破壞了企業(yè)原有的生產(chǎn)經(jīng)營方式和自主研發(fā)創(chuàng)新水平，對政府的融資便利和創(chuàng)新補貼產(chǎn)生過度依賴，而且將有限的資源用于非生產(chǎn)性領域，被動地壓縮了企業(yè)的生產(chǎn)空間，降低了邊際生產(chǎn)效率，阻礙了企業(yè)長期業(yè)績發(fā)展和整體成長[6]178-188?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

假設H3a：企業(yè)尋租對綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效具有負向調(diào)節(jié)作用

假設H3b：企業(yè)尋租對綠色技術創(chuàng)新與長期財務績效具有負向調(diào)節(jié)作用

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以王鋒正、陳方圓[7]361-369學者的研究方法為依據(jù)，參照中國證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》對重污染行業(yè)的定義，選取行業(yè)代碼B06的煤炭開采和洗選業(yè)A 股上市公司2016—2021年的數(shù)據(jù)進行分析。對數(shù)據(jù)進行如下處理：剔除*ST和ST企業(yè)及環(huán)保數(shù)據(jù)披露不全、綠色專利數(shù)據(jù)缺失、財務數(shù)據(jù)缺失和出現(xiàn)過重大資產(chǎn)重組的企業(yè)，得到26家煤炭上市公司樣本的平衡面板數(shù)據(jù)，共130個觀測值。

本文財務數(shù)據(jù)、環(huán)保數(shù)據(jù)及其他變量均從上市公司年報和社會責任報告中手工整理所得，所有的上市公司報告來源于東方財富網(wǎng)及國泰安數(shù)據(jù)庫；綠色專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權局，通過手工檢索煤炭行業(yè)上市公司股票代碼和公司名稱，進而根據(jù)綠色專利的IPC 分類號，整理得到各家上市公司各年的綠色專利數(shù)。

2.2 變量設定

(1)財務績效(ROA)。主流文獻中關于企業(yè)財務績效的衡量主要基于兩個視角：一是市場指標，如托賓Q值、股票市值、EVA等；二是會計指標，如ROE、ROA、EPS等。本文參照鄧新明[8]4-15+68的做法，選取上市公司資產(chǎn)凈利率作為指標量化煤炭企業(yè)的財務績效，具體計算方式為上市公司凈利潤與平均資產(chǎn)總額的百分比。

(2)綠色技術創(chuàng)新(GREEN)?，F(xiàn)有研究對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的衡量指標主要分為綠色專利申請量和環(huán)保研發(fā)投入(R&D)，借鑒李婉紅、畢克新等[9]72-81對于環(huán)保研發(fā)投入的計算方法：R&D=綠色R&D支出/營業(yè)收入。當今經(jīng)濟環(huán)境下，煤炭龍頭企業(yè)壟斷市場，市場競爭力趨于飽和態(tài)勢，環(huán)保研發(fā)投入(R&D)已無法實現(xiàn)對規(guī)模經(jīng)濟的追求，故其總量偏低，很難體現(xiàn)綠色的環(huán)境特性，因此本文選取任勝鋼，項秋蓮等[10]1-11的測度方式，通過對綠色創(chuàng)新專利數(shù)量取自然對數(shù)，分析企業(yè)面對環(huán)境保護政策時的反映程度。

(3)環(huán)境績效(EPI)。由于環(huán)境績效數(shù)據(jù)獲取難度較大，因此具體的衡量指標在國內(nèi)研究中并未形成統(tǒng)一標準。國內(nèi)學者大多采用社會責任報告披露的環(huán)保支出、排污費等作為替代變量。本文參照周權雄[11]109-130的做法，用綠化費、污染費等求和取自然對數(shù)作為衡量環(huán)境績效的變量。

(4)企業(yè)尋租(INBUSE)?，F(xiàn)有研究對企業(yè)尋租的度量方式主要分為以下兩種：一是借鑒龍文濱，李四海等[12]20-39的研究，以職務尋租方式進行度量，為上市公司高管中是否曾任職政府官員(政協(xié)、人大、法院、檢察院及仲裁委員會)賦值；二是借鑒黃玖立、李坤望[13]71-84的研究，以費用尋租方式進行度量，通過高額的業(yè)務費或業(yè)務招待費的形式掩蓋尋租牟利的本質。本文參照張璇，王鑫等[14]176-190的做法，采用上市公司管理費用下的業(yè)務費或業(yè)務招待費的對數(shù)衡量企業(yè)尋租的狀況。

(5)控制變量。參考綠色技術創(chuàng)新、環(huán)境績效、企業(yè)績效的相關文獻，本文選取企業(yè)價值(tq)、成長能力(grow)、資本結構(lev)、股權集中度(ec)等9個對其影響變動較大的因素指標進行控制。其中，資本結構(lev)借鑒陳璇、錢維[15]76-86做法，采用上市公司資產(chǎn)負債率作為指標衡量，股權集中度(ec)借鑒王旭、楊有德[16]53-66的做法，選取前三大股東持股比例作為指標衡量。

2.3 模型構建

根據(jù)研究假設H1～H3b，本文共構建5個面板數(shù)據(jù)回歸模型。

為驗證假設H1，煤炭行業(yè)綠色技術創(chuàng)新與其一財務績效的U型關系，構建多元線性回歸模型，見模型(1)：

ROAi,t=α+β1GREEN2i,t+β2tqi,t+β3growi,t+β4roai,t+β5sizei,t+β6topi,t+β7levi,t+β8fei,t+ε

模型(1)

為驗證假設H2，煤炭行業(yè)環(huán)境績效在綠色技術創(chuàng)新對企業(yè)財務績效影響過程中的中介作用，構建多元線性回歸模型，見模型(2)：

EPIi,t=α+β1GREENi,t+β2tqi,t+β3growi,t+β4roai,t+β5sizei,t+β6topi,t+β7levi,t+β8fei,t+ε

模型(2)

為驗證假設H3a和假設H3b，煤炭行業(yè)企業(yè)尋租反向調(diào)節(jié)綠色技術創(chuàng)新同環(huán)境績效和財務績效的關系，構建多元線性回歸模型，見模型(3)、模型(4)：

EPIi,t=α+β1GREENi,t+β2Inbusei,t+β3GREEN·Inbuse+β4tqi,t+β5growi,t+β6roai,t+β7sizei,t+β8topi,t+β9levi,t+β10fei,t+ε

模型(3)

ROAi,t=α+β1GREEN2i,t+β2Inbusei,t+β3GREEN2i,t·Inbusei,t+β4tqi,t+β5growi,t+β6roai,t+β7sizei,t+β8topi,t+β9levi,t+β10fei,t+ε

模型(4)

其中，α表示回歸的截距項，β1～β10為解釋變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量系數(shù)，εit為隨機擾動項，變量定義見表1。

表1 變量定義

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

煤炭行業(yè)綠色技術創(chuàng)新、環(huán)境績效、財務績效和其他各變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。由表2可知，26家上市公司樣本數(shù)共計130個，被解釋變量財務績效(ROA)最小值為-23.45，最大值為15.80，正負之間差異高達39.25，接近40，說明現(xiàn)階段我國資本市場機制還不夠成熟穩(wěn)定，容易受到外界因素影響，但平均值與中位數(shù)相差僅有0.1，說明大多數(shù)企業(yè)的經(jīng)營水平較為穩(wěn)定。中介變量環(huán)境績效(EPI)最小值為 2.27，最大值為12.54，相差高達10.27，且中位數(shù)大于均值，說明煤炭行業(yè)在環(huán)境保護管理成效方面存在顯著差距。解釋變量綠色技術創(chuàng)新(GREEN)最小值為0，最大值為6.53，說明個別企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出較多，但大部分企業(yè)并未形成綠色創(chuàng)新主導意識，企業(yè)間綠色創(chuàng)新水平差距突出，創(chuàng)新水平仍有待提高。調(diào)節(jié)變量企業(yè)尋租(INBUSE)最大值與最小值分別為8.59和0，說明由于企業(yè)異質性的存在，企業(yè)的尋租能力難以達到穩(wěn)定均衡，其投入程度往往抑制了企業(yè)排污意識。對于關鍵控制變量，主要差異在企業(yè)成長能力方面。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計結果

3.2 回歸分析

為揭示綠色技術創(chuàng)新對企業(yè)財務績效的影響效應，根據(jù)模型(1)進行面板回歸分析，綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果見表3。

由表3可知，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新(GREEN)的系數(shù)為-0.903(t=-3.54，P<0.001)，在1%的水平上顯著負相關，再加入綠色技術創(chuàng)新的二次項后， 其平方的系數(shù)為0.169(t=3.37，P<0.05)，在5%的水平上顯著正相關，說明與簡單的線性關系相比，曲線更適合反應綠色技術創(chuàng)新對財務績效的影響效果，且這種曲線關系呈現(xiàn)U型，驗證了假設H1。 即綠色技術創(chuàng)新具有滯后性，短期看來，環(huán)保設施的投資和相關成本的支出會造成企業(yè)費用增加，阻礙企業(yè)財務績效發(fā)展，但從長期看來可以提升企業(yè)財務績效。

表3 綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果

為進一步驗證企業(yè)綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的U型關系，更改模型(1)，通過加入滯后項進行面板回歸分析，見模型(5)：

ROAi,t=α+β1GREENi,t-n+β2tqi,t+β3growi,t+β4roai,t+β5sizei,t+β6topi,t+β7levi,t+β8fei,t+ε

模型(5)

綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果見表4。表4中從左至右分別表示綠色技術創(chuàng)新對當期到滯后3期的績效影響。

表4 綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果

由表4可知，綠色技術創(chuàng)新與當期績效和滯后1期績效負相關，但不顯著，對滯后2期的績效影響為正也不顯著，與滯后3期的績效呈顯著正相關，再一次驗證了假設H1的觀點。即綠色技術創(chuàng)新短期內(nèi)會給企業(yè)財務帶來不利影響，但長期看來能夠得到有效彌補。

為探究企業(yè)綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境績效的影響效果，進而影響企業(yè)財務績效的能力，本文運用中介效應之逐步回歸法對模型(2)進行回歸分析，中介變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的中介作用回歸結果見表5。

通過表5可以看出，綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效在5%的水平上顯著正相關，說明綠色創(chuàng)新投資越多越能帶動企業(yè)環(huán)境績效水平提高；環(huán)境績效與財務績效在10%的水平上顯著正相關，說明環(huán)境績效良性發(fā)展會使企業(yè)通過資源、能源高效利用，優(yōu)化業(yè)務操作，縮減成本，改善財務績效。綠色技術創(chuàng)新通過環(huán)境績效的中介作用對企業(yè)財務績效的間接影響大于直接影響(0.332×0.294=0.098>-0.201)，且綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間存在1%的顯著相關性，說明環(huán)境績效作為中介變量在綠色技術創(chuàng)新對財務績效的影響關系中起到9.80%的部分中介作用。

表5 中介變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的中介作用回歸結果

基于模型(3)分析企業(yè)尋租對綠色技術創(chuàng)新和環(huán)境績效之間關系的調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果見表6。

由表6可知，企業(yè)尋租(INBUSE)與綠色技術創(chuàng)新(GREEN)的交叉項系數(shù)-0.141在5%的水平上顯著負相關，說明存在調(diào)節(jié)效應，且綠色技術創(chuàng)新(GREEN)回歸系數(shù)0.925為正，二者符號相反，說明企業(yè)尋租作為調(diào)節(jié)變量會弱化綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效之間的正向關系。當尋租成為企業(yè)經(jīng)營常態(tài)化，創(chuàng)新投入周期長、風險大、過程不確定、產(chǎn)出滯后等特點會讓管理層更傾向于通過尋租的方式向政府尋求幫助，由此形成的資源配置方向的轉變，讓企業(yè)喪失了對整體戰(zhàn)略的把控，逐漸與大環(huán)境相悖，錯誤地將尋租作為保持競爭優(yōu)勢的一種替代手段，從而降低了企業(yè)對綠色環(huán)保的創(chuàng)新投入，驗證了假設H3a的觀點。

表6 調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果

基于模型(3)分析企業(yè)尋租(INBUSE)對綠色技術創(chuàng)新(GREEN)與財務績效(ROA)曲線關系的調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果見表7。

由表7可知， 當加入調(diào)節(jié)變量時， 綠色技術創(chuàng)新二次項與企業(yè)尋租的交互項(GREEN2*INBUSE)系數(shù)-0.030 7在1%的水平上顯著負相關，與綠色技術創(chuàng)新二次項(GREEN2)回歸系數(shù)0.111符號相反，說明企業(yè)尋租對綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的U型關系具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用，假設H3b成立。

表7 調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果

為進一步分析企業(yè)尋租(INBUSE)對綠色技術創(chuàng)新(GREEN)與財務績效(ROA)U型關系的調(diào)節(jié)作用，更改模型(4)，通過加入滯后項進行面板回歸分析，見模型(6)：

ROAi,t=α+β1GREENi,t-n+β2Inbusei,t-n+β3GREENi,t-n*Inbusei,t-n+β4tqi,t+β5growi,t+β6roai,t+β7sizei,t+β8topi,t+β9levi,t+β10fei,t+ε

(6)

調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果見表8。

由表8可知，當存在調(diào)節(jié)變量時，綠色技術創(chuàng)新對企業(yè)財務績效的滯后作用消失，說明早期的環(huán)保投入對企業(yè)財務績效帶來的負向影響，一部分會通過尋租行為的補償效應予以抵消，政府的優(yōu)惠政策、資源供應，稅負補貼會以更少的經(jīng)濟成本獲得更多超額收益，以此彌補企業(yè)初期的投資損失。此外，引入調(diào)節(jié)變量后，當期綠色技術創(chuàng)新與企業(yè)尋租的交互項(GREEN*INBUSE)系數(shù)為-0.201，在1%的水平上顯著負相關，與綠色技術創(chuàng)新(GREEN)回歸系數(shù)0.901符號相反；同理滯后1期、2期和3期中，綠色技術創(chuàng)新(GREEN)仍與(GREEN*INBUSE)交互項系數(shù)符號相反，說明企業(yè)尋租并未給綠色技術創(chuàng)新(GREEN)與財務績效(ROA)帶來進一步的促進作用， 反而減緩了其增長進度。由此可見，企業(yè)尋租的調(diào)節(jié)效應雖然一定程度上具有提升企業(yè)短期績效的功能，但長此以往，尋租行為會將企業(yè)的關注重點從自身的經(jīng)營管理轉向與政府的“牽線搭橋”，從而扭曲企業(yè)綠色技術創(chuàng)新與財務績效的正常關系，進一步驗證了假設H3b。

表8 調(diào)節(jié)變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的調(diào)節(jié)作用回歸結果

續(xù)表8：

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為進一步證明實證結果的可靠性，通過替代核心變量的方法，以企業(yè)當期研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重代替企業(yè)申請綠色專利數(shù)來衡量技術創(chuàng)新水平；以單位營業(yè)收入排污費代替環(huán)保投入額與排污費合計數(shù)來衡量環(huán)境績效；以托賓Q(凈資產(chǎn)收益率)代替ROA(資產(chǎn)收益率)來衡量財務績效重新進行回歸分析。中介變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的中介作用回歸結果見表9，綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果見表10，結果所示，檢驗結果與文中的研究結論基本一致，證實實證結果具有較強的穩(wěn)健性。

4 結論與啟示

本文以26家煤炭行業(yè)上市公司2016—2020年的130份數(shù)據(jù)為樣本，研究以企業(yè)尋租為調(diào)節(jié)變量時，綠色技術創(chuàng)新、環(huán)境績效與財務績效之間

表9 中介變量對綠色技術創(chuàng)新與財務績效的中介作用回歸結果

表10 綠色技術創(chuàng)新與財務績效之間的回歸結果

的關系。結果表明：(1)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新對財務績效的影響并非簡單的線性關系，而是呈U型關系。在企業(yè)環(huán)境保護投入初期，由于缺乏經(jīng)驗和相應的制度安排，大量的資源配置轉變讓企業(yè)不得不面臨成本和風險的增加，從而造成綠色技術創(chuàng)新與財務績效的負相關關系；但隨著企業(yè)環(huán)境戰(zhàn)略的持續(xù)實施，積累的管理經(jīng)驗得到了充分完善和優(yōu)化，達到某一拐點后，環(huán)境保護的投入則不再是一項只有付出沒有回報的制度，而是企業(yè)產(chǎn)出的戰(zhàn)略，能逐步實現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新與財務績效的正相關關系。(2)環(huán)境績效在企業(yè)綠色技術創(chuàng)新和財務績效之間發(fā)揮部分中介作用。技術創(chuàng)新需要對企業(yè)進行額外投資必然會增加企業(yè)負擔，難以實現(xiàn)經(jīng)濟效益，但環(huán)境績效的存在為其提供了一個全新的研究思路，即通過綠色技術創(chuàng)新提高企業(yè)環(huán)境績效，進而通過良好的環(huán)境績效促使企業(yè)財務績效提升。(3)由于受到尋租利益的影響，企業(yè)尋租反向調(diào)節(jié)綠色技術創(chuàng)新同環(huán)境績效和財務績效的關系。尋租行為常態(tài)化帶來的企業(yè)盲目獲取及不正當利用，往往使企業(yè)綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境績效的正相關關系弱化；與財務績效之間的U型關系平穩(wěn)化，接近于線性關系的可能性擴大化。即過度依賴尋租行為，通常會使企業(yè)在正常的生產(chǎn)經(jīng)營中偏離正軌，由此造成的企業(yè)發(fā)展同大環(huán)境相悖以及與政府間合作關系的扭曲，將政府幫助的優(yōu)勢轉變?yōu)槠笏ネ说牧觿荨?/p>

“雙碳”目標戰(zhàn)略的實施，讓以煤炭為代表的能源企業(yè)通過開展綠色技術創(chuàng)新向更高階形態(tài)進行轉型。本課題以企業(yè)現(xiàn)實數(shù)據(jù)為基礎，通過計算分析和論證，得出如下啟示：(1)針對綠色技術創(chuàng)新對財務績效產(chǎn)生的滯后效應，企業(yè)要明確低碳生態(tài)環(huán)境投入損失，避免成為利益短視者。尤其對于富足的煤炭資源來說，作為環(huán)境污染的重要源頭，煤炭企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平低下，企業(yè)間創(chuàng)新能力差距突出等特點，要求企業(yè)自覺樹立綠色意識，主動實施綠色戰(zhàn)略，積極開展綠色創(chuàng)新，穩(wěn)步拓展綠色市場，從而在保障企業(yè)財務績效的同時降低污染，提高生態(tài)效益；(2)企業(yè)要想保障自身發(fā)展持續(xù)性，必要的環(huán)保意識和技術改造能力將使企業(yè)在戰(zhàn)略選擇上更具前瞻性。一方面有助于企業(yè)應對利益相關各方施加的壓力，依靠各個利益團體的滿意度推動自身發(fā)展進程，另一方面可規(guī)避資本市場股票波動時，企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不受損害。(3)針對政企間的“博弈”與“合謀”，企業(yè)應通過向政府爭取優(yōu)惠待遇政策，進而提高污染治理效率，實現(xiàn)綠色環(huán)保目標。避免因環(huán)境治理中投機取巧、謀取私利的尋租行為，造成戰(zhàn)略方向的轉移，以及社會整體資源無效率下的浪費和企業(yè)創(chuàng)新、公平競爭等精神的喪失。