李思齊，馮宇佳

（1.北京大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，北京 100001；2.云南蘭德區(qū)域發(fā)展研究院，云南 昆明 650000）

黨的二十大報(bào)告明確指出，高質(zhì)量發(fā)展是我國全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。高質(zhì)量發(fā)展要求以效率、和諧和持續(xù)為目標(biāo)的綠色發(fā)展為理念，堅(jiān)持可持續(xù)的綠色發(fā)展。從微觀視角看，企業(yè)的綠色創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑，但是不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在高質(zhì)量發(fā)展和綠色創(chuàng)新中所發(fā)揮的作用可能存在差異。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)和動(dòng)機(jī)存在一定的復(fù)雜性，企業(yè)的創(chuàng)新績效既取決于外部的政策、制度和市場環(huán)境，也受到公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的影響。雖然以往研究可能關(guān)注了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異導(dǎo)致的公司創(chuàng)新績效的差異，但是以往研究既沒有充分關(guān)注不同所有制企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的差異，也沒有區(qū)分企業(yè)不同的創(chuàng)新活動(dòng)及其背后的復(fù)雜動(dòng)機(jī)。例如，企業(yè)可能出于迎合產(chǎn)業(yè)政策和信貸政策，策略性地從事比較容易獲得審批和授權(quán)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)，而并沒有將資金和資源投入真正的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新活動(dòng)中。本文在高質(zhì)量發(fā)展的背景下，聚焦內(nèi)生于中國特色社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)中的企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，在區(qū)分企業(yè)不同創(chuàng)新活動(dòng)的基礎(chǔ)上，分析國有企業(yè)和民營企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的差異及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響綠色創(chuàng)新水平的深層機(jī)理。具體而言，本文借鑒黎文靖和鄭曼妮[1]的研究，將企業(yè)的綠色發(fā)明專利申請作為實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的代理變量，將企業(yè)綠色實(shí)用新型的申請作為策略性綠色創(chuàng)新的代理變量，檢驗(yàn)國有和民營上市企業(yè)分別在實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新水平的差異。此外，本文進(jìn)一步從公司內(nèi)部治理的視角分析（董事長與總經(jīng)理）決策權(quán)配置對不同所有制企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的影響，以及兩類企業(yè)不同創(chuàng)新活動(dòng)與政府補(bǔ)貼之間的聯(lián)系，從而更好地了解不同企業(yè)創(chuàng)新的政策驅(qū)動(dòng)效果。

本文的貢獻(xiàn)在于以下方面。首先，本文豐富了企業(yè)創(chuàng)新績效的相關(guān)研究。以往文獻(xiàn)分別從公司外部環(huán)境和內(nèi)部治理探討了企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素[2-4]。具體到綠色創(chuàng)新的影響因素，以往的研究主要聚焦于國內(nèi)的環(huán)境規(guī)制政策和信貸支持政策等[5-8]，本文則從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和決策權(quán)配置的視角同時(shí)結(jié)合了公司外部環(huán)境和內(nèi)部治理對企業(yè)綠色創(chuàng)新的分析，拓寬了對企業(yè)創(chuàng)新影響因素的分析。其次，本文將企業(yè)的綠色創(chuàng)新區(qū)分為策略性創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，并分析了不同所有制企業(yè)的不同類型的綠色創(chuàng)新活動(dòng)的差異性，拓寬了企業(yè)綠色創(chuàng)新的研究。最后，本文的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，本文從綠色創(chuàng)新的角度探討了實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑以及做強(qiáng)做大國有企業(yè)的必要性和現(xiàn)實(shí)性。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 外部環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新

對于企業(yè)而言，創(chuàng)新是一項(xiàng)復(fù)雜和導(dǎo)致短期業(yè)績充滿不確定性的活動(dòng)，需要大量的資金和資源投入。包括政府政策和市場扭曲等外部環(huán)境直接影響到企業(yè)獲取資源和生產(chǎn)要素的能力和效率，并降低企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)，從而影響企業(yè)的創(chuàng)新績效和效率。例如，陳強(qiáng)遠(yuǎn)等[9]發(fā)現(xiàn)包括研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定和政府資金投入等在內(nèi)的創(chuàng)新激勵(lì)政策對企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量會(huì)產(chǎn)生差異化的影響；張杰等[10]發(fā)現(xiàn)中國的高新區(qū)政策顯著地促進(jìn)了本土企業(yè)和東部地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新水平。

以往研究發(fā)現(xiàn)較低的市場扭曲和較高的市場配置效率能夠顯著促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新效率從而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。戴魁早和劉友金[11]以中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)為例，發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲抑制了企業(yè)的創(chuàng)新效率。白俊紅和卞元超[12]進(jìn)一步聚焦于資本要素市場和勞動(dòng)要素市場中的扭曲，發(fā)現(xiàn)資本和勞動(dòng)要素市場的扭曲導(dǎo)致了較為嚴(yán)重的創(chuàng)新生產(chǎn)效率的損失。吳超鵬和唐菂[13]則發(fā)現(xiàn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)法較強(qiáng)的執(zhí)法力度可以緩解企業(yè)融資約束，降低創(chuàng)新的外溢風(fēng)險(xiǎn)，從而促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新。

黎文靖和鄭曼妮[1]將上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出分為以發(fā)明專利為代表的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和以實(shí)用新型及外觀設(shè)計(jì)為代表的策略性創(chuàng)新，并發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策通過引導(dǎo)資金投向能夠鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，但更多的是提高企業(yè)的策略性創(chuàng)新而非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

除了政府政策和要素市場環(huán)境外，學(xué)者們還關(guān)注了資本市場環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的影響。資本市場對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要表現(xiàn)為資本市場參與者可能會(huì)過度關(guān)注企業(yè)的短期業(yè)績指標(biāo)，導(dǎo)致公司管理層短視主義，進(jìn)而產(chǎn)生抑制企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)后果。例如，一方面，He & Tia[14]和Fang 等[15]發(fā)現(xiàn)來自資本市場的分析師關(guān)注和外部收購壓力會(huì)導(dǎo)致公司管理層過度地關(guān)注短期績效，從而減少公司的創(chuàng)新活動(dòng)，以規(guī)避短期業(yè)績下滑和業(yè)績的不確定性；另一方面，Tian & Wang[16]發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資的投資期限越長、對失敗的容忍度越高，企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)越好。

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在獲取資源（例如信貸資源和政府補(bǔ)貼）的能力上存在比較明顯的差異，因此，本文認(rèn)為上市公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會(huì)對公司的綠色創(chuàng)新水平產(chǎn)生比較顯著的影響。相比于以往的研究主要關(guān)注企業(yè)外部環(huán)境中的市場環(huán)境和政府政策，本文則從企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)出發(fā)，聯(lián)系中國的制度背景與環(huán)境探討上市公司綠色創(chuàng)新的影響因素，因此本文的研究拓展了企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究。

1.2 內(nèi)部治理與企業(yè)創(chuàng)新

除了從外部環(huán)境角度探討企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素以外，學(xué)者們還從企業(yè)的內(nèi)部治理分析企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素。由于創(chuàng)新導(dǎo)致的公司短期業(yè)績的風(fēng)險(xiǎn)與不確定性可能會(huì)抑制管理層的創(chuàng)新意愿，因此基于長期價(jià)值導(dǎo)向的公司治理，包括基于長期價(jià)值導(dǎo)向的激勵(lì)與監(jiān)督機(jī)制，有助于公司管理層克服短視主義（managerial myopia），提高公司的創(chuàng)新績效。例如，具體到中央國有企業(yè)，余明桂等[17]發(fā)現(xiàn)基于長期價(jià)值導(dǎo)向的央企考核制度的變化，能夠有效地激勵(lì)經(jīng)理人承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、從事創(chuàng)新活動(dòng)。

余琰和李怡宗[18]發(fā)現(xiàn)管理層短視會(huì)導(dǎo)致公司參與以高息委托貸款為代表的影子銀行業(yè)務(wù)，不利于公司的長期創(chuàng)新。Aghion 等[19]發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股能夠顯著地降低高管的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)的創(chuàng)新績效。陳林等[20]發(fā)現(xiàn)在實(shí)施混合所有制改革過程中，國有持股對大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用，而非國有持股則對小規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。此外，高管或高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)創(chuàng)新具有十分顯著的影響。何瑛等[21]發(fā)現(xiàn)CEO 豐富的職業(yè)經(jīng)歷，尤其是跨企業(yè)、跨行業(yè)和跨組織機(jī)構(gòu)的經(jīng)歷有利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。楊紅娟和程敬媛[22]發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的學(xué)術(shù)背景促進(jìn)了企業(yè)的低碳創(chuàng)新，并且這一促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中更加顯著。

國有企業(yè)和民營企業(yè)除了在戰(zhàn)略地位和獲取資源能力方面的差異，二者在公司治理上也存在明顯的不同，本文將進(jìn)一步結(jié)合不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司所存在公司治理差異，分析其可能導(dǎo)致的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與綠色創(chuàng)新水平關(guān)系的截面差異。以往對于創(chuàng)新績效影響因素的研究分別從企業(yè)所處的外部環(huán)境和企業(yè)的內(nèi)部治理兩個(gè)角度分別展開，但是兩類研究仍然處于聯(lián)系較少和相對割裂的狀態(tài)。本文則從上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一重要的特征出發(fā)，聯(lián)系不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能面臨外部環(huán)境和獲取外部資源能力的差異性，并再進(jìn)一步回到公司決策權(quán)與配置權(quán)分配這一重要的治理結(jié)構(gòu)上，將影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的外部環(huán)境因素與內(nèi)部治理因素進(jìn)行了有機(jī)的統(tǒng)一與結(jié)合，豐富了以往對于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究。

2 理論分析與研究假設(shè)

我國現(xiàn)階段的社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)是以公有制為主體、多種所有制共同發(fā)展的經(jīng)濟(jì)制度，國有企業(yè)的做強(qiáng)做大有力地支持了以公有制為主體的社會(huì)主義現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)制度。一方面，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)具有更重要的戰(zhàn)略地位，在現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的過程中，國有企業(yè)承擔(dān)著艱巨的任務(wù)和使命；另一方面，國有企業(yè)能夠得到政府更多的資源支持和政策傾斜，例如來自于銀行信貸和資本市場的支持等。因此，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)的創(chuàng)新作用更為突出，并且能夠獲得更多的創(chuàng)新相關(guān)的資源。

黎文靖和鄭曼妮[1]發(fā)現(xiàn)上市公司可能會(huì)通過實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)等策略性創(chuàng)新迎合政府的產(chǎn)業(yè)政策，從而獲得更多的資源和支持。由于國有企業(yè)所天然存在更多政策和資源的支持，并且國有企業(yè)更需要在重要的技術(shù)領(lǐng)域內(nèi)攻堅(jiān)克難，因此本文認(rèn)為相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)在綠色創(chuàng)新上，更專注于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新而非策略性創(chuàng)新，進(jìn)而導(dǎo)致國有企業(yè)更高的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平和更低的策略性創(chuàng)新水平。據(jù)此本文提出產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與綠色創(chuàng)新的第一組假設(shè)（H1 和H2）。

H1：在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新上，國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平高于民營企業(yè)；

H2：在策略性創(chuàng)新上，國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平低于民營企業(yè)。

除了制度環(huán)境及所有權(quán)差異可能對上市公司綠色創(chuàng)新的影響外，上市公司的內(nèi)部治理也可能會(huì)進(jìn)一步影響和調(diào)節(jié)不同所有權(quán)性質(zhì)公司的綠色創(chuàng)新水平。以所有權(quán)和管理權(quán)（兩權(quán)）分離為典型的現(xiàn)代公司制度，通過建立董事會(huì)制度形成對公司管理層的有效約束，但是實(shí)際中可能會(huì)由于持股結(jié)構(gòu)比例和決策效率形成上市公司董事長和總經(jīng)理兩職合一的情形。董事長和總經(jīng)理決策權(quán)的配置對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和公司綠色創(chuàng)新水平之間的關(guān)系產(chǎn)生非常重要的調(diào)節(jié)作用。通常情況下，以總經(jīng)理為代表的管理層決定了上市公司的決策擬定與實(shí)施，而以董事長會(huì)代表的董事會(huì)則決定了上市公司重大決策是否能夠通過。一方面，董事長和總經(jīng)理的兩職合一會(huì)（部分）削弱董事會(huì)制度對管理層的監(jiān)督作用，可能會(huì)導(dǎo)致更大的管理層權(quán)力并加強(qiáng)管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)與行為；另一方面也有可能會(huì)形成決策制定權(quán)和控制權(quán)更為有效的配置，提高決策效率。

由于國有企業(yè)天然存在所有者監(jiān)督“缺位”的情況，因此，在國有企業(yè)中董事長和總經(jīng)理的兩職分離可以更好地實(shí)現(xiàn)董事會(huì)對總經(jīng)理的監(jiān)督和對全體股東的負(fù)責(zé)，從而能夠更有效地促進(jìn)國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新。本文認(rèn)為在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新上，國有企業(yè)更高的綠色創(chuàng)新水平主要表現(xiàn)在董事長和總經(jīng)理兩職分離的公司中。不同于國有企業(yè)，民營企業(yè)的委托代理問題更多地表現(xiàn)為管理層的短視和機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，出于短期的業(yè)績壓力，管理層更有可能放棄帶來短期業(yè)績不確定性和風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新投資機(jī)會(huì)。但是，當(dāng)董事長和管理層兩職合一時(shí)，能夠加強(qiáng)管理層權(quán)力和提高管理層的職業(yè)安全，減少職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)（career concern），從而能夠更為有效地激勵(lì)管理層的創(chuàng)新意愿。因此，本文認(rèn)為在策略性創(chuàng)新上，民營企業(yè)更高的創(chuàng)新水平主要表現(xiàn)在董事長與總經(jīng)理兩職合一的公司中。據(jù)此，本文進(jìn)一步提出產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、決策權(quán)配置與綠色創(chuàng)新之間關(guān)系的假設(shè)（H3 和H4）。

H3：在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新上，國有企業(yè)更高的綠色創(chuàng)新水平在兩職分離的樣本中更加顯著。

H4：在策略性創(chuàng)新上，民營企業(yè)更高的綠色創(chuàng)新水平在兩職合一的樣本中更加顯著。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國A 股上市公司2007—2019 年作為研究的初始樣本，其中企業(yè)特征數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，綠色發(fā)明專利的數(shù)據(jù)是從中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）中獲得，進(jìn)行以下處理：剔除變量缺失數(shù)據(jù)、金融行業(yè)、ST 公司，最終得到9 288 個(gè)樣本觀測數(shù)據(jù)。對所有連續(xù)型變量在 1% 和 99% 的水平上進(jìn)行縮尾（winsorize）處理以避免異常值對回歸結(jié)果的影響。

3.2 模型設(shè)計(jì)與變量選取

首先，為了檢驗(yàn)公司申請綠色發(fā)明專利與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系，構(gòu)建模型（1）和模型（2）。如果假設(shè)H1 成立，則SOE 的系數(shù)顯著為正。

其中，被解釋變量獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利（GINVA）為公司獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利數(shù)；聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利（GINVA1）公司同其他公司聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利數(shù)（加1 取對數(shù)）。解釋變量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）為公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，是一個(gè)虛擬變量，國有企業(yè)取值為1，否則為0。

控制變量為：公司規(guī)模（SIZE）；資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）；固定資產(chǎn)率（PPE）；托賓Q（TOBINQ）；第一大股東持股比例（OWN）；兩權(quán)分離度（SEP）；董事會(huì)規(guī)模（BOARD）；兩職兼任（DUAL）內(nèi)部董事占比（INSDR）；此外，還加入年度及行業(yè)虛擬變量。變量的定義及度量如表1 所示。

其次，為了檢驗(yàn)公司申請綠色實(shí)用新型專利與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系，構(gòu)建模型（3）、（4）。如果假設(shè)H2 成立，則SOE的系數(shù)顯著為負(fù)。

其中，被解釋變量獨(dú)立申請綠色實(shí)用新型專利（GUMA）為公司獨(dú)立申請的綠色實(shí)用新型（加1 取對數(shù)）；聯(lián)合申請綠色實(shí)用新型專利（GUMA1）為公司同其他公司聯(lián)合申請的綠色實(shí)用新型（加1 取對數(shù)）。解釋變量和控制變量如表1 所示。

表1 變量定義

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2 所示。公司獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利數(shù)（GINVA）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為5.859 和25.467，說明公司獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利數(shù)的整體水平還是比較低，但是不同的公司獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利數(shù)的水平在樣本范圍內(nèi)有較大的差異性。公司同其他公司聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利數(shù)（GINVA1）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為9.210 和47.480，可以看出公司同其他公司聯(lián)合申請比獨(dú)立申請整體水平提升不少，不同公司之間的水平差距也更大。公司獨(dú)立申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)（GUMA）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為4.868 和18.561，可以看出平均意義上而言公司獨(dú)立申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)比申請綠色發(fā)明專利數(shù)稍微少一點(diǎn)，但是在樣本范圍內(nèi)依然存在較大的變異性。公司同其他公司聯(lián)合申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)（GUMA1）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為6.346 和26.071，說明跟聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利數(shù)一樣，聯(lián)合申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)也比獨(dú)立申請整體水平得到提升，不同公司之間的水平差距也很大。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE 的均值為0.486，說明國有企業(yè)樣本約占48.6%。總經(jīng)理與董事長兩職合一（DUAL）的均值為0.279，可以看出約有27.9%的公司董事長和總經(jīng)理兩職合一。其他的控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)均在正常的取值區(qū)間。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1，表3 報(bào)告了上市公司實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系，其中第（1）、（2）列的被解釋變量分別為上市公司獨(dú)立申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA）和上市公司聯(lián)合其他子公司申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA1）。如表3（1）（2）列所示，公司獨(dú)立申請綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA）和聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA1）對國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的回歸系數(shù)分別為0.112 和0.132，且均在1%的水平下顯著，表明在國有上市企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平顯著高于民營企業(yè)。

表3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)綠色發(fā)明專利的申請

為了檢驗(yàn)假設(shè)H2，表3 中第（3）、（4）列報(bào)告了上市公司策略性綠色創(chuàng)新與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系，其中第（3）和（4）列的被解釋變量分別為上市公司獨(dú)立申請的綠色實(shí)用新型專利數(shù)（lnGUMA）和上市公司聯(lián)合其他子公司申請的綠色實(shí)用新型專利數(shù)（lnGUMA1）。如表3 所示，公司獨(dú)立申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)（lnGUMA）和聯(lián)合申請綠色實(shí)用新型專利數(shù)（lnGUMA1）對國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的回歸系數(shù)分別為-0.051 和-0.44，且分別在5%和10%的水平下顯著，表明在國有上市企業(yè)綠色策略性創(chuàng)新水平顯著低于民營企業(yè)。

為了驗(yàn)證假設(shè)H3，本文按照上市公司董事長與總經(jīng)理是否兩職合一將樣本分為兩職合一樣本和兩職分離樣本，并分別在分樣本中檢驗(yàn)上市公司實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新及策略性創(chuàng)新與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系。表4 報(bào)告了在分樣本中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）與企業(yè)綠色發(fā)明專利申請的實(shí)證結(jié)果。如表4 所示，在兩職分離的樣本（DUAL=0）中，無論被解釋變量為上市公司獨(dú)立申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA）還是聯(lián)合申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA1），國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的回歸系數(shù)均顯著為正，分別為0.157 和0.183，均在1%水平下顯著，見第（2）、（4）列；在兩職合一的樣本（DUAL=1）中，上市公司申請的綠色發(fā)明專利數(shù)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸系數(shù)為負(fù)或不顯著，見第（1）、（3）列。上述實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)H3，即在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新上，國有企業(yè)較高的創(chuàng)新水平在兩職分離的公司中更加顯著。

表5 報(bào)告了在兩職合一和兩職分離樣本中上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與綠色實(shí)用新型申請數(shù)量（加1 取自然對數(shù)）的回歸結(jié)果，其中第（1）、（2）列的被解釋變量為上市公司綠色實(shí)用新型的獨(dú)立申請數(shù)，第（3）、（4）列的被解釋變量為上市公司聯(lián)合其他公司綠色實(shí)用新型的申請數(shù)。如表5 所示，第（1）、（3）列產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的回歸系數(shù)分別為-0.167 和-0.155，且均在1%的水平下顯著，第（2）、（4）列產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的回歸系數(shù)均不顯著，說明民營企業(yè)更高的策略性綠色創(chuàng)新水平主要體現(xiàn)在董事長和總經(jīng)理兩職兼任的樣本中更加顯著，與本文假設(shè)H4 一致。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一與企業(yè)綠色實(shí)用新型的申請

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)內(nèi)生于中國的制度環(huán)境，而企業(yè)的綠色創(chuàng)新也可能受到制度環(huán)境的影響，并且綠色發(fā)明專利和實(shí)用新型的申請可能存在測量誤差，所以本文的實(shí)證發(fā)現(xiàn)可能存在一定的內(nèi)生性問題。以往研究指出上市公司可以故意操縱和扭曲專利的申請，而相比于專利申請，專利授予則可能更加準(zhǔn)確地衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平。針對潛在的測量誤差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文首先考慮使用上市公司綠色發(fā)明專利和實(shí)用新型的授予數(shù)作為替代性的被解釋變量。同時(shí)，國有企業(yè)和非國有企業(yè)可能本身存在公司特征的系統(tǒng)性差異，我們使用Heckman 兩步法，引入行業(yè)年度內(nèi)上市公司中平均國有企業(yè)的比例作為外生變量，解決潛在的自選擇問題。

首先，本文使用公司獨(dú)立申請的綠色發(fā)明和綠色實(shí)用新型專利在申請后3 年內(nèi)（包括申請當(dāng)年）的被授予數(shù)（GINVG,GUMG）（GINVA,GUMA），以及使用公司同其他公司聯(lián)合申請的綠色發(fā)明和實(shí)用新型專利在申請后3 年內(nèi)（包括申請當(dāng)年）的被授予數(shù)（GINVG1,GUMA1）作為替代性指標(biāo)，重復(fù)本文的主檢驗(yàn)，在回歸中上述變量均?。? 后）自然對數(shù)的形式。由于涉及未來專利授予的時(shí)間年限，樣本區(qū)間則變?yōu)?007—2017 年。實(shí)證結(jié)果如表6 所示，在綠色創(chuàng)新的水平上，國有企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平更高，見第（1）、（2）列，而民營企業(yè)的策略性創(chuàng)新水平更高，見第（3）、（4）列。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)綠色發(fā)明及綠色實(shí)用新型的專利授予

本文進(jìn)一步在上市公司是否存在兩職合一的分樣本中使用上市公司綠色實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的替代指標(biāo)來檢驗(yàn)本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。實(shí)證結(jié)果如表7 所示，在使用綠色發(fā)明專利的授予數(shù)作為被解釋變量以后，本文的主要實(shí)證結(jié)論與前文基本一致，即在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新上，國有企業(yè)更高的綠色創(chuàng)新水平主要在兩職分離的樣本中更加顯著①在是否兩職合一的分樣本檢驗(yàn)中，當(dāng)被解釋變量為上市公司策略性創(chuàng)新水平時(shí)，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸仍然一致，由于篇幅限制，未做詳細(xì)報(bào)告。。

表7 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一與企業(yè)綠色發(fā)明的專利授予

最后，本文使用Heckman 兩階段回歸以進(jìn)一步緩解實(shí)證結(jié)果中可能存在的自選擇問題。在第一階段回歸中，本文選取的外生變量為各年度行業(yè)內(nèi)平均國有企業(yè)的比例（SOEm），如表8（1）列所示，這一變量與上市公司自身的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）密切相關(guān)，說明國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)存在重要的行業(yè)差異性。在第二階段回歸中控制了國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的自選擇可能性（以inverse Mill’s ratio 衡量，記為IMR）以后，實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的實(shí)證發(fā)現(xiàn)仍然一致。在兩職合一的分樣本中，考慮自選擇問題后，實(shí)證結(jié)果也仍然穩(wěn)?。ㄏ抻谄磮?bào)告）。

表8 Heckman兩階段回歸

5 進(jìn)一步分析

以往研究表明，政府補(bǔ)貼是企業(yè)參與創(chuàng)新活動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素，并且相比于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，策略性創(chuàng)新更加容易，更有可能成為企業(yè)迎合政府產(chǎn)業(yè)政策以獲取補(bǔ)貼的重要方式。因此，本文進(jìn)一步分析不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司綠色創(chuàng)新和政府補(bǔ)貼的關(guān)系，以進(jìn)一步厘清可能的導(dǎo)致不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)綠色創(chuàng)新差異的原因。表9 報(bào)告了在國有企業(yè)和民營企業(yè)中綠色發(fā)明專利申請與政府補(bǔ)貼的關(guān)系，其中被解釋變量為政府補(bǔ)貼（加1）的自然對數(shù)，解釋變量為綠色發(fā)明專利申請（加1）的自然對數(shù)。如第（1）、（3）列所示，在國有企業(yè)樣本中，上市公司獨(dú)立申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA）與聯(lián)合申請的綠色發(fā)明專利數(shù)（lnGINVA1）的回歸系數(shù)分別為0.265 和0.145，均在1%的水平下顯著為正，說明國有企業(yè)的綠色發(fā)明能夠幫助其獲得更多的政府補(bǔ)貼；但在民營企業(yè)的樣本中，這一關(guān)系并不顯著，如第（2）、（4）列所示，導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是民營企業(yè)通過綠色實(shí)用新型這一相對較容易的策略性創(chuàng)新獲取政府補(bǔ)貼。

表9 綠色發(fā)明專利申請與政府補(bǔ)貼

本文進(jìn)一步分析國有企業(yè)和民營企業(yè)綠色實(shí)用新型申請與政府補(bǔ)貼的關(guān)系。回歸結(jié)果如表10 所示，無論是在國有企業(yè)還是民營企業(yè)中，上市公司獨(dú)立申請的綠色實(shí)用新型均可以為上市公司帶來更多的政府補(bǔ)貼，見第（1）、（2）列，但是上市公司聯(lián)合其他子公司申請的綠色實(shí)用新型只有在民營企業(yè)的樣本中可以帶來更多的政府補(bǔ)貼，見第（3）、（4）列。上述實(shí)證發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步證實(shí)了民營企業(yè)通過策略性的綠色創(chuàng)新獲取更多政府補(bǔ)貼的路徑。綜合表10 的結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)主要通過實(shí)質(zhì)性的綠色創(chuàng)新獲取政府補(bǔ)貼，而民營企業(yè)主要通過策略性的綠色創(chuàng)新獲取政府補(bǔ)貼。

表10 綠色實(shí)用新型專利申請與政府補(bǔ)貼

6 研究結(jié)論與建議

（1）國有企業(yè)獨(dú)立或聯(lián)合申請綠色發(fā)明專利數(shù)顯著高于民營企業(yè)，而民營企業(yè)獨(dú)立或聯(lián)合申請的綠色實(shí)用新型數(shù)顯著高于國有企業(yè)，說明國有企業(yè)具有更高的實(shí)質(zhì)性的綠色創(chuàng)新水平，民營企業(yè)具有更高的策略性的綠色創(chuàng)新水平。

（2）國有企業(yè)更高實(shí)質(zhì)性的綠色創(chuàng)新水平在董事長與總經(jīng)理兩職分離的樣本中更加顯著，而民營企業(yè)更高策略性的綠色創(chuàng)新水平在董事長與總經(jīng)理兩職合一的樣本中更加顯著，說明決策權(quán)配置在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中對綠色創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生差異化的影響。上述實(shí)證結(jié)果在考慮到內(nèi)生性和變量的測量誤差后依然穩(wěn)健。

（3）綠色發(fā)明專利的申請數(shù)與政府補(bǔ)貼的顯著正向關(guān)系僅存在于國有企業(yè)的樣本中，而綠色實(shí)用新型的申請數(shù)與政府補(bǔ)貼的顯著正向關(guān)系主要存在于民營企業(yè)的樣本中，說明國有企業(yè)通過實(shí)質(zhì)性的綠色創(chuàng)新獲取政府補(bǔ)貼，民營企業(yè)通過策略性的綠色創(chuàng)新獲取政府補(bǔ)貼；相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)的綠色創(chuàng)新更有可能是一種迎合政府產(chǎn)業(yè)政策的措施。

本文主要研究啟示如下：首先，我國政府應(yīng)該進(jìn)一步提高政府補(bǔ)貼激勵(lì)創(chuàng)新的有效性，主要針對綠色發(fā)明專利的申請?zhí)峁┱a(bǔ)貼，防止策略性地迎合政府政策以獲取補(bǔ)貼的行為。其次，我國應(yīng)該始終堅(jiān)持以綠色創(chuàng)新為微觀機(jī)制的高質(zhì)量發(fā)展路徑，提高微觀企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平，并完善上市公司的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)。最后，我國應(yīng)該在堅(jiān)持倡導(dǎo)做強(qiáng)做大國有企業(yè)的同時(shí)，為民營企業(yè)提供市場化的激勵(lì)與導(dǎo)向，鼓勵(lì)不同所有制企業(yè)共同參與到以綠色創(chuàng)新為機(jī)制的高質(zhì)量發(fā)展中來。