范定祥，何孟潔，劉雨果

（湖南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412000）

0 引言

我國在2020 年提出了“力爭2030 年前實現(xiàn)碳達峰、2060 年前實現(xiàn)碳中和”的“雙碳”目標(biāo)。在“雙碳”目標(biāo)引領(lǐng)下，綠色技術(shù)創(chuàng)新成為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)和推進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的動力。制造業(yè)作為實體經(jīng)濟的“壓艙石”，如何實現(xiàn)其高質(zhì)量的綠色低碳發(fā)展是亟待解決的重要問題。但在實際生產(chǎn)中，綠色技術(shù)創(chuàng)新和綠色低碳發(fā)展的短板等嚴(yán)重阻礙了制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，須從實證層面厘清制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的深層邏輯和微觀表征。

目前，關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的研究主要聚焦于以下幾點：一是綠色技術(shù)創(chuàng)新可以實現(xiàn)清潔生產(chǎn)。Zandi 等［1］（2019）、徐建中等［2］（2019）、賈軍［3］（2016）指出，綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠?qū)崿F(xiàn)化石能源的清潔高效利用，并推進制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的持續(xù)改善，從而實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展。二是考慮到存在“回彈效應(yīng)”，部分學(xué)者認(rèn)為，綠色技術(shù)創(chuàng)新在推動經(jīng)濟規(guī)模增長的過程中可能會帶來更多的能源需求，進而造成環(huán)境惡化。Shan 等［4］（2021）、李凱杰等［5］（2020）指出，在綠色技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長的過程中，碳減排效應(yīng)遠(yuǎn)不及其排放增長效應(yīng)。

關(guān)于制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的研究主要聚焦于以下幾點：一是制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略與舉措。尚會永和白怡珺［6］（2019）認(rèn)為，應(yīng)抓住制造業(yè)變革的重大機遇，在夯實我國制造業(yè)發(fā)展根基的基礎(chǔ)上超越發(fā)達國家的制造業(yè)發(fā)展水平；呂鐵和劉丹［7］（2019）認(rèn)為，應(yīng)通過大力建設(shè)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新體系來厘清推進中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的基本思路。二是制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的變化態(tài)勢。王博雅［8］（2021）認(rèn)為，要想實現(xiàn)制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，需要由技術(shù)水平提升的單輪驅(qū)動轉(zhuǎn)換到技術(shù)水平和技術(shù)效率共同提升的雙輪驅(qū)動。三是制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測度及時空演變。張愛琴和張海超［9］（2021）采用CRITIC-熵值法組合權(quán)重與TOPSIS 相結(jié)合的評價方法來測度我國制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平。四是影響制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的因素，主要集中于數(shù)字經(jīng)濟［10］、數(shù)字化轉(zhuǎn)型［11］、人工智能技術(shù)應(yīng)用［12］、產(chǎn)業(yè)集聚［13］等視角。

以上文獻對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略、影響因素、水平測度等進行了深入研究，為本研究提供了有益的借鑒。但在“雙碳”背景下，企業(yè)需要兼顧碳減排和經(jīng)濟效益兩個方面。綠色技術(shù)創(chuàng)新能否實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的雙重紅利，以及市場化水平和行業(yè)競爭水平的提升能否倒逼制造業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，即制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新和高質(zhì)量發(fā)展之間的雙向影響關(guān)系還需要進一步深入研究?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出，構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系，實施綠色技術(shù)創(chuàng)新攻關(guān)行動。因此，深入推進制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新與高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)調(diào)是中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的保障，也是實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要途徑。與已有文獻相比，本文可能的邊際價值在于：第一，深入探究“雙碳”背景下綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場化水平、行業(yè)競爭度以及制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系，豐富了既有研究視角。第二，引入市場化水平，就綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制進行了分析，豐富了既有研究內(nèi)容和方法。第三，引入行業(yè)競爭度，就綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場化水平對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用路徑進行了分析，豐富了既有研究內(nèi)容和方法。第四，進行了市場化水平高低的異質(zhì)性分析，為制定差異化市場政策提供了有效參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1．1 綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

根據(jù)內(nèi)生增長理論，技術(shù)創(chuàng)新可以幫助企業(yè)在提高生產(chǎn)效率的同時改變利益獲取方式，進而實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系的研究，Seman 等［14］（2019）研究指出，綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過使用新的或改良的生產(chǎn)工藝，降低生產(chǎn)制造等流程中的材料投入，實現(xiàn)集約化生產(chǎn)，從而有助于提升企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量。程廣斌等［15］（2022）以我國30 個?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)為研究對象，構(gòu)建面板固定效應(yīng)模型，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過提高企業(yè)市場份額水平來實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。陳喆和鄭江淮［16］（2022）運用我國1997—2016 年的省際面板數(shù)據(jù)對理論模型進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過發(fā)揮節(jié)能減排效應(yīng)、促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、引領(lǐng)市場需求來實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著促進制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

1．2 市場化水平對綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介效用

根據(jù)資源依賴?yán)碚?，?dāng)外部市場環(huán)境蘊含更多機會和豐富資源時，企業(yè)會更加傾向于采用創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的經(jīng)營戰(zhàn)略。關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新對市場化水平的影響：一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過降低企業(yè)的環(huán)保成本從而提高企業(yè)在市場中的核心競爭力；另一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過向消費者提供有針對性的綠色產(chǎn)品來加快產(chǎn)品和服務(wù)的市場化進程。

關(guān)于市場化水平對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，樊綱等［17］（2011）通過探究市場化水平和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)市場化水平的提升能夠改善資源配置效率，并對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極的影響。陳詩一和劉文杰［18］（2021）認(rèn)為，在市場化發(fā)展過程中，要素市場化是改革的重中之重，是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必經(jīng)之路。張明龍［19］（2020）研究發(fā)現(xiàn)，市場化進程的不斷深入提升了綠色投資效益，有助于降低綠色投資過程中的信息成本，進而推動企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。陳歡等［20］（2022）利用我國1997—2019 年的省級面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)市場化改革對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有正向促進作用?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：綠色技術(shù)創(chuàng)新通過市場化水平的提升來推動制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

1．3 行業(yè)競爭對綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)權(quán)變理論，企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動所產(chǎn)生的成本和收益在不同行業(yè)競爭環(huán)境水平下會發(fā)生變化。關(guān)于行業(yè)競爭的調(diào)節(jié)作用，米晉宏等［21］（2020）研究發(fā)現(xiàn)，在激烈的行業(yè)競爭條件下，綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠幫助企業(yè)及時識別和分析出對自身有利的市場信息，進而降低企業(yè)在高水平市場競爭環(huán)境下的環(huán)保成本；吳昊旻和張可欣［22］（2021）認(rèn)為，行業(yè)競爭越激烈，企業(yè)越傾向于履行環(huán)境責(zé)任，從而實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展；霍春輝等［23］（2023）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)制造行業(yè)競爭處于中等水平時，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的行業(yè)同群效應(yīng)才會顯著推動制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：行業(yè)競爭在綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)4：行業(yè)競爭在綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，該調(diào)節(jié)作用主要發(fā)生在前半段路徑。

假設(shè)5：行業(yè)競爭在綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，該調(diào)節(jié)作用主要發(fā)生在后半段路徑。

假設(shè)6：行業(yè)競爭在綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，該調(diào)節(jié)作用發(fā)生在前后兩段路徑。

2 研究設(shè)計

2．1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012 年修訂），本文以2006—2019 年我國滬深A(yù) 股制造業(yè)上市公司為樣本，剔除缺失值和異常值后共得到15 073 個樣本。數(shù)據(jù)處理采用Stata14和EXCEL軟件。

2．2 變量定義

2．2．1 被解釋變量

在現(xiàn)有關(guān)于制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平測度的研究中，相關(guān)學(xué)者主要采用多指標(biāo)綜合評價法或單一指標(biāo)法來衡量微觀企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展情況。其中，多指標(biāo)綜合評價法的主觀性較強，很難構(gòu)建客觀、統(tǒng)一的評價指數(shù)。目前，全要素生產(chǎn)率因其具備的信息豐富且綜合性強等優(yōu)點而被廣泛應(yīng)用于衡量新時期經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量?；诖?，本文采用更為客觀且操作性強的單一指標(biāo)法，利用微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率這一代理變量來衡量制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。全要素生產(chǎn)率反映了各種要素投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)出的總效率［24］，體現(xiàn)了要素投入之外的資源配置、技術(shù)進步、規(guī)模經(jīng)濟增長以及組織制度創(chuàng)新等所能解釋的產(chǎn)出效應(yīng)。換句話說，全要素生產(chǎn)率實際上就是測度要素資源轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)品的整體效率的一個指標(biāo)。而提高全要素生產(chǎn)率的核心在于加大人力資本和技術(shù)投入以及提升資源配置效率等。本文參考相關(guān)研究［25-27］，將以LP 法測算的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量來進行相關(guān)實證分析，最后采用OP 法測算的全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟增加值來進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言，本文通過以下公式來測算上市公司的全要素生產(chǎn)率：

在式（1）中：Y代表營業(yè)收入（千元）；K代表固定資產(chǎn)凈值（千元）；L代表職工人數(shù)（千人）；M代表中間投入，包括購買商品和接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金；AGE代表企業(yè)年齡；SOE代表企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；YEAR代表年度效應(yīng)；ε為隨機誤差項。

2．2．2 解釋變量

本文的解釋變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）。參照相關(guān)研究，以綠色專利授權(quán)量來衡量企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。在我國現(xiàn)有專利類型中，實用新型專利具備新穎性、實用性特點，旨在改進現(xiàn)有產(chǎn)品形狀、構(gòu)造或者將兩者結(jié)合起來；發(fā)明專利極具創(chuàng)造性特點，是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的最佳體現(xiàn)。基于此，本文中的綠色技術(shù)創(chuàng)新采用制造業(yè)企業(yè)每年授權(quán)的綠色專利總數(shù)來衡量。綠色專利總數(shù)具體為綠色發(fā)明專利授權(quán)量和綠色實用新型專利授權(quán)量之和。

2．2．3 中介變量

本文選取市場化水平（MAR）作為中介變量，運用要素市場的發(fā)育程度來表示，具體數(shù)據(jù)來源于中國市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫。

2．2．4 調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量為行業(yè)競爭度（HHI）。目前，關(guān)于行業(yè)競爭度的測量并沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。本文采用企業(yè)所處行業(yè)收入的赫芬達爾指數(shù)來度量企業(yè)的行業(yè)競爭度。赫芬達爾指數(shù)越高，表明行業(yè)競爭程度越低；反之，表明行業(yè)競爭程度越高。

2．2．5 控制變量

參考李井林等［28］（2021）的研究，選取產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、是否為重污染企業(yè)（HP）、是否為高科技企業(yè)（TEC）、第一大股東持股比率（Top1）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、創(chuàng)新投入（RD）、獨立董事占比（Indep）、兩職合一（Dual）、托賓Q值（TobinQ）等10個變量作為控制變量。

各變量的具體含義如表1所示。

表1 變量定義表

2．3 模型設(shè)定

2．3．1 基本回歸模型設(shè)定

本文通過構(gòu)建模型（2）來驗證假設(shè)1。模型中包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）和企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）以及相關(guān)控制變量。

在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距項；δ1～δ11 表示相關(guān)變量的回歸系數(shù)；δ表示殘差項。

2．3．2 中介效應(yīng)模型設(shè)定

本文參照溫忠麟等［29］（2004）的研究，構(gòu)建模型（3）—（5）來驗證假設(shè)2。

首先，在模型（3）的基礎(chǔ)上引入模型（4），檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）對市場化水平（MAR）的影響；然后，引入模型（5）檢驗中介變量市場化水平在綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介效應(yīng)。

綜上，本文將市場化水平（MAR）作為中介變量引入回歸模型中，檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距項；δ1～δ12 表示相關(guān)變量的回歸系數(shù)；δ表示殘差項。

2．3．3 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型設(shè)定

為考察行業(yè)競爭程度（HHI）對綠色技術(shù)創(chuàng)新賦能制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)溫忠麟和葉寶娟［30］（2014）的研究，構(gòu)建模型（6）—（8）來驗證假設(shè)3、假設(shè)4和假設(shè)5。

首先，驗證直接調(diào)節(jié)效應(yīng)。若模型（6）中的a3 顯著，則說明直接效應(yīng)受到調(diào)節(jié)，即驗證假設(shè)3。然后，通過模型（7）和（8）驗證調(diào)節(jié)變量對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。若系數(shù)b3、c4 顯著，則說明調(diào)節(jié)變量能夠調(diào)節(jié)前半段路徑（綠色技術(shù)創(chuàng)新→市場化水平），即驗證假設(shè)4；若系數(shù)b1、c5 顯著，則說明調(diào)節(jié)變量能夠調(diào)節(jié)后半段路徑（市場化水平→制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展），即驗證假設(shè)5；若系數(shù)b3、c5 顯著，則說明調(diào)節(jié)變量能夠調(diào)節(jié)前后路徑，即驗證假設(shè)6。在模型中，i表示公司；t表示年份；a0、b0、c0 表示截距項；a1～a7、b1～b7、c1～c9表示回歸系數(shù)；Controls表示控制變量集合；year為時間固定效應(yīng)；id為個體固定效應(yīng)；industry為行業(yè)固定效應(yīng)；δ表示殘差項。

3 實證分析

3．1 描述性統(tǒng)計

表2 為描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中：樣本企業(yè)中綠色技術(shù)創(chuàng)新的均值為0．656，標(biāo)準(zhǔn)差為1．011，最小值為0，最大值為7．066，這表明雖然我國A 股制造業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新總體水平較高，但不同企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平差距較大；企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的均值為8．283，標(biāo)準(zhǔn)差為0．975，最小值為4．476，最大值為11．52，這說明制造業(yè)企業(yè)之間的發(fā)展水平參差不齊。其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有的類似研究基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計表

3．2 相關(guān)性分析

表3 為相關(guān)性分析結(jié)果。根據(jù)表3 列（1）的結(jié)果可知，綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)性在1%水平下顯著為正，說明制造業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力能夠顯著推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，初步驗證了假設(shè)1；列（2）中企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、是否為高科技企業(yè)、資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、創(chuàng)新投入、獨立董事占比、兩職合一在1%或5%的水平下顯著為正，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新有助于改變企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力、提升企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、提升企業(yè)凈資產(chǎn)收益率、增加企業(yè)創(chuàng)新投入、提高獨立董事占比、提高企業(yè)兩職合一的比重。

3．3 基準(zhǔn)回歸分析

本文在假設(shè)1 的背景下以模型（2）為基礎(chǔ)進行基準(zhǔn)回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。其中，列（1）和列（2）分別是未加入和加入控制變量的基本線性回歸（OLS）結(jié)果。從中可以看出，在未加入控制變量的情況下，GTI的系數(shù)為0．011，且在1%的水平下顯著，加入控制變量之后，GTI的系數(shù)為0．008，且依舊顯著為正，這說明綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著提升制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量，但提升效果可能會受公司內(nèi)部因素的影響。列（3）和列（4）分別是未加入和加入控制變量的固定效應(yīng)回歸（FE）結(jié)果，可以看出綠色技術(shù)創(chuàng)新依舊可以對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著的促進作用。

表4 回歸分析表

3．4 機制檢驗

3．4．1 中介機制分析

本文在假設(shè)2 的背景下以模型（3）—（5）為基礎(chǔ)進行中介機制檢驗分析，具體檢驗結(jié)果如表5 所示。列（1）是根據(jù)模型（3）對綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量的關(guān)系進行分析得到的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列（2）是根據(jù)模型（4）對綠色技術(shù)創(chuàng)新與市場化水平的關(guān)系進一步檢驗得出的結(jié)果?？梢钥闯?，綠色技術(shù)創(chuàng)新對市場化水平的具體影響效應(yīng)值為0．147，且在1%的水平下顯著為正，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著促進市場化水平的提升。列（3）顯示，綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的相關(guān)系數(shù)為0．041，市場化水平與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的相關(guān)系數(shù)為0．080，并且均在1%的水平下顯著為正，證明假設(shè)2 成立。

表5 市場化指數(shù)的中介機制檢驗

3．4．2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

本文在假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5、假設(shè)6 的背景下以模型（5）—（7）為基礎(chǔ)進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果如表6 所示。列（1）檢驗行業(yè)競爭度的直接調(diào)節(jié)效應(yīng)，交乘項的系數(shù)為0．014，且在5%的水平下顯著，說明行業(yè)競爭強化了綠色技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動作用，驗證了假設(shè)3 的成立。列（2）的交乘項并不顯著，但列（3）的交乘項在5%的水平下顯著，說明行業(yè)競爭度調(diào)節(jié)后半段路徑，假設(shè)4 和假設(shè)6 不成立，假設(shè)5 成立。市場化水平對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)值為0．188-0．075×HHI。即市場化水平每增加1個單位，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展就增加0．188 個單位；同時，行業(yè)競爭度每增加1個單位，市場化水平就減少0．075 個單位。這說明行業(yè)競爭越強，市場化水平就越高，越能提升市場化水平對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，由此可以驗證假設(shè)5的成立。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)結(jié)果：行業(yè)競爭度與市場化程度

3．5 穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗中，本文采用OP 法測算的全要素生產(chǎn)率以及經(jīng)濟增加值（EVA）來重新測度制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，EVA=［凈利潤+(利息支出+研究開發(fā)費用調(diào)整項)×(1－企業(yè)所得稅稅率)］－(平均所有者權(quán)益+平均負(fù)債合計－平均無息流動負(fù)債－平均在建工程×5．5%)/主營業(yè)務(wù)收入。表7為更換了被解釋變量后的回歸結(jié)果。研究結(jié)果顯示，GTI的系數(shù)仍然在5%的水平下顯著為正，說明在更換被解釋變量測算方法后，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3．6 市場化水平的異質(zhì)性分析

我國不同地區(qū)的市場化水平存在較大的差異，本文根據(jù)已公布的市場化指數(shù)來衡量各個地區(qū)的整體市場化水平，將高于市場化平均水平的樣本分為高市場化水平組；反之，將低于市場化平均水平的樣本分為低市場化水平組。實證結(jié)果如表8所示。在高市場化水平組，解釋變量的系數(shù)為正，且在10%的水平下顯著；在低市場化水平組，解釋變量并不顯著。這表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新對高市場化水平地區(qū)制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更顯著，這與上文的分析結(jié)果相一致。

表8 市場化程度的異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3．7 內(nèi)生性檢驗

3．7．1 滯后被解釋變量

為解決互為因果等可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文通過滯后被解釋變量重新進行回歸。回歸結(jié)果如表9 所示。當(dāng)被解釋變量滯后一期、滯后兩期時，綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系依然在1%的水平下顯著為正，表明解釋變量與被解釋變量之間并不存在互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

表9 綠色技術(shù)創(chuàng)新與滯后一期、滯后兩期制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果

3．7．2 工具變量法

為解決遺漏變量等可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選擇制造業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的行業(yè)均值（MEAN-GTI）作為工具變量并進行工具變量檢驗（見表10）。這是因為企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新成果與行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新成果的均值密切相關(guān)，滿足相關(guān)性假設(shè)的條件。通過采用兩階段最小二乘法（2SLS），可進一步緩解反向因果或遺留變量等帶來的內(nèi)生性問題。表10 為兩階段最小二乘法（2SLS）第一和第二階段的回歸結(jié)果，GTI的系數(shù)在1%的水平下保持顯著為正。由此可知，綠色技術(shù)創(chuàng)新存在行業(yè)同群效應(yīng)，即當(dāng)行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新時，未進行綠色技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)也會效仿其他企業(yè)的做法進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，同時綠色技術(shù)創(chuàng)新也能顯著促進企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。通過弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，并不存在弱工具變量問題，說明回歸結(jié)果具備一定的可靠性。

表10 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文基于2010—2021 年制造業(yè)A 股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)，創(chuàng)新性地從“雙碳”目標(biāo)視角切入，對綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系和作用機制進行了理論分析與實證檢驗，得到如下主要結(jié)論。

第一，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且內(nèi)生性、樣本選擇偏誤等檢驗結(jié)果顯示，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性；第二，綠色技術(shù)創(chuàng)新可通過提升要素市場的發(fā)育程度這一路徑來驅(qū)動制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，即要素市場的發(fā)育程度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮部分中介作用；第三，行業(yè)競爭度在綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場化水平與制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，且行業(yè)競爭度對后半段路徑（市場化水平→制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展）的促進作用更強；第四，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新對高市場化水平地區(qū)制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更顯著。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文基于“雙碳”目標(biāo)，針對我國制造業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新和高質(zhì)量發(fā)展提出以下建議。

第一，推進制造業(yè)低碳綠色發(fā)展，以綠色技術(shù)創(chuàng)新帶動高排放、低效率的傳統(tǒng)發(fā)展模式向低碳模式轉(zhuǎn)換，提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率；第二，由于綠色技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著促進作用，企業(yè)應(yīng)順應(yīng)時代發(fā)展趨勢，以低碳發(fā)展為核心導(dǎo)向，緊跟產(chǎn)業(yè)發(fā)展核心需求，積極踐行綠色發(fā)展戰(zhàn)略，充分引進高新技術(shù)人才以及高端制造設(shè)備，并不斷加大綠色專利技術(shù)研發(fā)的資金投入；第三，由于綠色技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用在不同市場化水平下存在差異，有關(guān)部門要建立健康的管理市場和資本市場，加強外部約束，適當(dāng)減少對企業(yè)經(jīng)營的干預(yù)，充分發(fā)揮市場在資源配置中的作用；第四，深入貫徹落實綠色低碳轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略，推動降碳節(jié)能和清潔生產(chǎn)，實施綠色制造工程，走綠色低碳發(fā)展道路。