湯義成

(西南財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院,四川 成都 611130)

一、引言

面對日益趨緊的資源環(huán)境約束,我國政府制定了一系列綠色可持續(xù)發(fā)展目標(biāo),然而從政策指引到目標(biāo)實現(xiàn),最終還取決于微觀經(jīng)濟主體的具體行為。技術(shù)進(jìn)步是驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展的根本動力,實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展離不開企業(yè)的綠色創(chuàng)新。民營經(jīng)濟是推進(jìn)中國式現(xiàn)代化的生力軍,是高質(zhì)量發(fā)展的重要基礎(chǔ),是推動我國全面建成社會主義現(xiàn)代化強國、實現(xiàn)第二個百年奮斗目標(biāo)的重要力量。促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新不僅是發(fā)展壯大民營經(jīng)濟的需要,也是新時代實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展的條件之一。因此,深入探討影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的各種因素具有重要的現(xiàn)實意義。在中國特色社會主義市場經(jīng)濟體制下,民營經(jīng)濟應(yīng)與國有經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展,通過發(fā)展混合所有制經(jīng)濟融合民營資本與國有資本的優(yōu)勢是其中的重要路徑之一(江劍平 等,2020)[1]。國有資本參股可以為民營企業(yè)帶來資源紅利(潘越 等,2009;姚梅潔 等,2019;何德旭 等,2022)[2-4],那么,國有資本參股能否有效促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新是一項值得研究的課題。

近年來,國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響日益受到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。盡管有少數(shù)研究認(rèn)為,國有資本參股民營企業(yè)后并未發(fā)揮資源優(yōu)勢,反而加劇了民營企業(yè)的融資約束和委托代理問題,并削弱了管理層創(chuàng)新意愿,最終抑制了民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新(白俊 等,2018;張根林 等,2020)[5-6],但絕大多數(shù)經(jīng)驗分析證明了國有資本參股顯著促進(jìn)了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。羅宏和秦際棟(2019)分析發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)參股增加了家族企業(yè)的創(chuàng)新資源,提高了家族企業(yè)的創(chuàng)新意愿,從而促進(jìn)了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入[7];鄧永勤和汪靜(2020)研究表明,國有參股股東能夠通過緩解融資約束、提升創(chuàng)新意愿兩條路徑促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新[8];竺李樂等(2021)、龔政等(2023)也認(rèn)為,民營企業(yè)引入國有資本通過緩解其因所有制背景而遭受的信貸歧視(融資約束)有效促進(jìn)了創(chuàng)新能力提升[9-10];李慧聰?shù)?2021)研究發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)參股有助于家族企業(yè)獲取政府補貼和提升創(chuàng)新管理能力,進(jìn)而顯著促進(jìn)了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率[11];高杰等(2022)分析認(rèn)為,國有股治理權(quán)不僅能夠通過配置更多的研發(fā)人員來提升民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力,還能通過增強高管激勵的有效性來增加民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[12];曾敏(2023)研究表明,國有資本參股在資金、人力等要素保障上增進(jìn)了民營企業(yè)研發(fā)投入的能力,并提升了民營控股股東進(jìn)行研發(fā)投入的意愿,從而促進(jìn)了民營企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的雙提升[13]。此外,劉寧和張洪烈(2023)分析發(fā)現(xiàn),參股性國有股權(quán)對民營企業(yè)雙元創(chuàng)新(漸進(jìn)式創(chuàng)新和顛覆式創(chuàng)新)均具有促進(jìn)作用,而控股性國有股權(quán)不利于民營企業(yè)雙元創(chuàng)新[14]。最新的研究則聚焦于國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。毛志宏和魏延鵬(2023)研究發(fā)現(xiàn),國有資本參股顯著地提升了民營企業(yè)綠色創(chuàng)新能力[15];別奧等(2023)分析表明,國有股東參股通過緩解融資約束和降低委托代理水平促進(jìn)民營企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[16];趙鑫等(2023)、宋婷婷和熊愛華(2023)研究認(rèn)為,國有資本參股可以通過提高民營企業(yè)的吸收能力和動態(tài)能力顯著促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新[17-18];李春霞和王志偉(2023)研究表明,國有資本參股通過信息治理、資源支持和公司治理等機制促進(jìn)了民營企業(yè)綠色創(chuàng)新[19];王金等(2023)分析認(rèn)為,國有股權(quán)參與能夠通過優(yōu)化外部資源配置、改善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)來提升民營重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平[20]。

總體上看,已有文獻(xiàn)在探討企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為時大多以綠色創(chuàng)新的整體水平為研究對象(Zhang et al.,2019;李杰 等,2020;Wang et al.,2021;Huang et al.,2021;張玉明 等,2021;Wu et al.,2022;李萬利 等,2023)[21-27],未對不同類型的綠色創(chuàng)新加以區(qū)分,僅有少部分研究區(qū)分了不同類型的綠色創(chuàng)新(申明浩 等,2022;張澤南 等,2023)[28-29]。在關(guān)于國有資本參股影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的研究中也是如此,僅有個別文獻(xiàn)在拓展性研究中進(jìn)行了綠色創(chuàng)新的分類分析,雖然得出了國有資本參股對民營企業(yè)發(fā)明型綠色專利增長的促進(jìn)作用比非發(fā)明型綠色專利更大的結(jié)論,但未進(jìn)行原因分析和深入討論(李春霞 等,2023)[19]。實際上,在不同的行為動機下,企業(yè)綠色創(chuàng)新的內(nèi)容不盡相同。比如,企業(yè)出于提高綠色競爭力和改善環(huán)境治理效果的目的而進(jìn)行的綠色創(chuàng)新可以有效推動自身的綠色技術(shù)進(jìn)步,這種綠色創(chuàng)新通常被稱為實質(zhì)性綠色創(chuàng)新;企業(yè)也可能為了獲取政府的環(huán)保補助或完成政府的環(huán)境治理任務(wù)而進(jìn)行表面上的綠色創(chuàng)新,這種單純?yōu)橛险叩木G色創(chuàng)新可能并不能帶來有效的綠色技術(shù)進(jìn)步,對綠色競爭力的提升作用也較小,通常稱之為策略性綠色創(chuàng)新。策略性綠色創(chuàng)新往往只是有助于企業(yè)提升短期財務(wù)績效,對于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展而言,只有實質(zhì)性的創(chuàng)新才能有效提升其市場價值或者競爭力(黎文靖 等,2016)[30],因而有必要對綠色創(chuàng)新進(jìn)行分類比較分析,以便更有效地推動企業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新。

具體到國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,一方面,國有資本參股有助于民營企業(yè)獲得更多的以政府補貼為代表的綠色創(chuàng)新資源,從而對策略性綠色創(chuàng)新和實質(zhì)性綠色創(chuàng)新都產(chǎn)生促進(jìn)作用;另一方面,國有資本參股同時也會改變民營企業(yè)的治理結(jié)構(gòu),從而對民營企業(yè)使用政府補貼等綠色創(chuàng)新資源的方向產(chǎn)生影響。由于政府與民營企業(yè)在環(huán)境治理上存在委托代理關(guān)系(Hoskisson et al.,2002;李青原 等,2020;王永貴 等,2023)[31-33],當(dāng)民營企業(yè)的盈利目標(biāo)與政府的環(huán)境治理要求之間存在利益沖突,或者民營企業(yè)管理層存在短視自利傾向時,民營企業(yè)通常會選擇更多地進(jìn)行“短、平、快”的策略性綠色創(chuàng)新。而國有資本參股會改善民營企業(yè)與政府之間的關(guān)系,并有助于提高民營企業(yè)的內(nèi)部治理水平,這會對民營企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生約束,促使民營企業(yè)更多地進(jìn)行更具長遠(yuǎn)價值的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,進(jìn)而導(dǎo)致國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有策略性創(chuàng)新的偏向性。那么,在具體的經(jīng)濟實踐中,國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響是否具有顯著的偏向性?其對實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,還是對策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,抑或兩者并無顯著差異?對此,本文將在理論分析的基礎(chǔ)上,以2009—2022年滬深A(yù)股非金融行業(yè)民營上市公司為樣本進(jìn)行實證檢驗。

相較于已有文獻(xiàn),本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于:一是基于資源基礎(chǔ)理論和委托代理理論,從實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的維度探討了國有資本參股影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性,深化和拓展了國有資本參股民營企業(yè)的經(jīng)濟效應(yīng)研究,也為技術(shù)創(chuàng)新的分類比較研究提供了新的思路;二是通過實證分析為國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的實質(zhì)性創(chuàng)新偏向提供了經(jīng)驗證據(jù),有助于深入認(rèn)識發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的積極作用;三是進(jìn)一步分析了國有資本參股影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新及其偏向性的若干異質(zhì)性,為充分發(fā)揮國有資本參股的積極作用,促進(jìn)各類企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新提供了有益的策略啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.國有資本參股影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性

(1)國有資本參股的資源獲取效應(yīng)

根據(jù)資源基礎(chǔ)理論的觀點,企業(yè)有價值的、稀有的、不可模仿和替代的資源都是其持續(xù)競爭優(yōu)勢的來源(Barney,1991)[34]。創(chuàng)新需要大量的資源投入,包括資本、人力、材料和技術(shù)知識等,而創(chuàng)新的回報通常需要較長的時間才能實現(xiàn),同時還往往伴隨著高風(fēng)險(Yang et al.,2019)[35],因而創(chuàng)新行為需要有充足的資源支持和有效的利益激勵(Manso,2011;Wei et al.,2022)[36-37]。在眾多資源中,政府直接補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用較為顯著(Bai et al.,2019;Liu et al.,2020)[38-39],且相比其他資金來源(如股權(quán)融資或債務(wù)融資),政府政策補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用更高(Xiang et al.,2022)[40]。對于民營企業(yè)而言,相比國有企業(yè),其在政府資源的獲取方面存在明顯劣勢,而國有資本參股有助于民營企業(yè)獲得以政府補貼為代表的各類資源(潘越 等,2009;姚梅潔 等,2019;何德旭 等,2022)[2-4]。因此,國有資本參股能夠?qū)γ駹I企業(yè)產(chǎn)生資源獲取效應(yīng),通過增加獲得政府補貼的概率和規(guī)模等方式緩解民營企業(yè)綠色創(chuàng)新面臨的資源約束(Wang et al.,2021)[23],從而促進(jìn)民營企業(yè)的綠色創(chuàng)新。

(2)國有資本參股的治理改善效應(yīng)

創(chuàng)新資源增加對企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵是總體性的,可以促進(jìn)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,也可以促進(jìn)策略性綠色創(chuàng)新。那么,企業(yè)是更多地進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,還是更多地進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新?在不同的治理情景下企業(yè)可能有不同的選擇。實質(zhì)性綠色創(chuàng)新是以實現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步、獲取綠色競爭優(yōu)勢以及提升環(huán)境治理效果為目的,更多的是追求根本性的綠色技術(shù)革新;而策略性綠色創(chuàng)新則是以迎合政府環(huán)境規(guī)制要求或者獲得外部媒體、投資者關(guān)注為目的,更多的只是對已有產(chǎn)品或者技術(shù)進(jìn)行簡單地改造升級(王永貴 等,2023)[33]。因此,策略性綠色創(chuàng)新投入的成本較低、風(fēng)險較小,而實質(zhì)性綠色創(chuàng)新投入的成本更高,需要承擔(dān)更高的不確定性風(fēng)險。由于政府是環(huán)境治理的委托人,企業(yè)是環(huán)境治理具體實施的代理者,在這種委托代理關(guān)系下,政府環(huán)境規(guī)制目標(biāo)與企業(yè)利潤目標(biāo)之間的利益沖突會導(dǎo)致企業(yè)的短視行為。具體來講,當(dāng)民營企業(yè)缺乏有效的外部監(jiān)督時,會傾向于將獲得的政府補貼投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以減少綠色創(chuàng)新活動對其他經(jīng)營活動的資金擠占(Chen et al.,2012)[41]。此外,當(dāng)民營企業(yè)內(nèi)部治理約束較弱時,管理層出于自身職業(yè)生涯及聲譽考慮而存在較大的短視自利行為傾向,同樣會導(dǎo)致政府補貼被更多地投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以規(guī)避實質(zhì)性綠色創(chuàng)新帶來的不確定風(fēng)險(王永貴 等,2023)[33]。

國有資本參股不僅能為民營企業(yè)帶來更多的政府補貼等綠色創(chuàng)新資源,而且可以促使民營企業(yè)將更多的政府補貼用于實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。具體而言,從外部監(jiān)督來看,國有資本參股后政府與民營企業(yè)間的聯(lián)系變得更加緊密,降低了政府和民營企業(yè)間的信息不對稱程度(姜付秀 等,2016)[42],使得政府能夠更有效地監(jiān)督企業(yè)的綠色發(fā)展行為。一方面,能夠防止民營企業(yè)將政策補貼挪用到其他經(jīng)營活動中;另一方面,也能夠監(jiān)督和引導(dǎo)民營企業(yè)將政策補貼投入實質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動中,遏制“濫竽充數(shù)”的策略性綠色創(chuàng)新行為。從企業(yè)內(nèi)部治理來看,作為民營企業(yè)長期的戰(zhàn)略投資者而非短期的財務(wù)投資者,國有股東往往會更加重視企業(yè)的長期發(fā)展目標(biāo)(高杰 等,2022)[12]。當(dāng)民營企業(yè)管理層出現(xiàn)過度追求短期利潤而進(jìn)行較多的策略性綠色創(chuàng)新投入時,國有股東出于自身利益的考慮會通過參與民營企業(yè)內(nèi)部治理的方式約束管理層的短視自利行為,引導(dǎo)管理層將政策補貼更多地投入實質(zhì)性綠色創(chuàng)新中。因此,國有股東的持股有助于緩解民營企業(yè)綠色創(chuàng)新活動中所面臨的委托代理問題,通過影響政策補貼的使用方向來促進(jìn)民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

綜上所述,基于資源基礎(chǔ)理論,國有資本參股能夠為民營企業(yè)帶來更多的政策補貼等稀缺資源,有助于緩解企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源約束,從而通過資源獲取效應(yīng)促進(jìn)民營企業(yè)的綠色創(chuàng)新;基于委托代理理論,國有股東持股能夠加強民營企業(yè)的外部監(jiān)督和提高民營企業(yè)的內(nèi)部治理的水平,有助于民營企業(yè)更加合理地使用政策補貼,從而通過治理改善效應(yīng)促進(jìn)民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,并對民營企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生一定抑制作用。在這兩種效應(yīng)的共同作用下,國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用會表現(xiàn)出偏向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即會有效促進(jìn)民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的影響可能不顯著甚至具有負(fù)向影響(參見圖1)。

據(jù)此,提出本文的核心假說H0:國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)具有明顯的偏向性,即顯著促進(jìn)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

同時,對其作用機制提出假說H1:國有資本參股具有資源獲取效應(yīng),即國有資本參股程度提高有助于民營企業(yè)獲得更多的政府補貼(H1a);政府補貼具有綠色創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng),即民營企業(yè)獲得的政府補貼增加會促進(jìn)其實質(zhì)性和策略性綠色創(chuàng)新水平提升(H1b);國有資本參股具有治理改善效應(yīng),即國有資本參股程度提高會強化政府補貼增加對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用、弱化政府補貼增加對民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用(H1c)。

2.異質(zhì)性分析

一方面,不同的民營企業(yè)具有不同的綠色創(chuàng)新水平,進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新受到的約束存在顯著差異,國有資本參股的情況也各不相同;另一方面,國有資本參股的治理改善效應(yīng)并不僅僅在于影響民營企業(yè)使用政府補貼進(jìn)行綠色創(chuàng)新的方向,還可以緩解一些因素對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的約束,進(jìn)一步強化國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性。因此,對于不同的民營企業(yè),國有資本參股對實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的影響及其偏向性可能具有明顯的異質(zhì)性。對此,本文主要從企業(yè)特征、行業(yè)屬性和發(fā)展環(huán)境3個層面進(jìn)行簡要探討。

從民營企業(yè)自身發(fā)展戰(zhàn)略來看,較弱的綠色發(fā)展意愿不利于其實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。當(dāng)綠色發(fā)展被視為重要的發(fā)展戰(zhàn)略時,企業(yè)會更為積極地開展實質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動以獲取更強的綠色競爭優(yōu)勢。當(dāng)企業(yè)的綠色發(fā)展意愿較弱時,通過實質(zhì)性綠色創(chuàng)新來提升綠色競爭力的動機較弱,為迎合政府或者外部利益相關(guān)者而進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新的動機較強?？傮w上看,綠色發(fā)展意愿較弱的企業(yè)通常實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,具有較大的提升空間;同時,委托代理問題在綠色發(fā)展意愿較弱企業(yè)中更加突出,其管理層在綠色創(chuàng)新活動中的短視自利傾向較為嚴(yán)重,國有資本參股帶來的治理改善效應(yīng)也較大。此外,國有股東參與內(nèi)部治理還會在一定程度上提高企業(yè)的綠色發(fā)展意愿。因此,相比綠色發(fā)展意愿較強的民營企業(yè),國有資本參股對綠色發(fā)展意愿較弱的民營企業(yè)具有較強的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用和策略性綠色創(chuàng)新約束作用,從而表現(xiàn)出更強的偏向性。

從民營企業(yè)的行業(yè)屬性來看,污染程度是影響其綠色創(chuàng)新行為的重要因素。重污染企業(yè)受到政府環(huán)境規(guī)制政策的嚴(yán)格要求,重污染行業(yè)的上市公司還需要定期發(fā)布環(huán)境信息披露報告。因此,對于重污染行業(yè)的企業(yè)而言,來自政府的環(huán)境規(guī)制壓力和社會的環(huán)境監(jiān)督壓力較大,為了能夠持續(xù)、長久地達(dá)到政府環(huán)境規(guī)制的要求,其會自發(fā)地進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。相比之下,非重污染行業(yè)的企業(yè)面臨的環(huán)境治理要求和關(guān)注相對較弱,政府與民營企業(yè)間的委托代理問題則更為突出,更容易為了應(yīng)對當(dāng)下環(huán)境政策而進(jìn)行成本較低的“短、平、快”的策略性綠色創(chuàng)新。因此,非重污染行業(yè)的民營企業(yè)通常比重污染行業(yè)的民營企業(yè)具有較高的策略性綠色創(chuàng)新水平和較低的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,同時國有資本參股的治理改善效應(yīng)會更強,從而促使國有資本參股對其綠色創(chuàng)新的影響具有更強的偏向性。

從民營企業(yè)的發(fā)展環(huán)境來看,地區(qū)環(huán)境規(guī)制會對其綠色創(chuàng)新行為產(chǎn)生直接影響。在環(huán)境規(guī)制強度較大的地區(qū),政府對于企業(yè)的環(huán)境治理要求較高,僅進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新難以幫助企業(yè)持久、低成本地達(dá)到政府的環(huán)境治理要求,這將倒逼企業(yè)進(jìn)行更多的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。相反,在環(huán)境規(guī)制強度較小的地區(qū),政府對于企業(yè)的環(huán)境治理要求和監(jiān)督較弱,企業(yè)通過策略性綠色創(chuàng)新就可以應(yīng)付政府的環(huán)境治理要求,加劇了綠色創(chuàng)新的委托代理問題(李青原 等,2020)[32]。因此,相比,環(huán)境規(guī)制強度較大地區(qū)的民營企業(yè),環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,策略性綠色創(chuàng)新水平較高,國有資本參股可以產(chǎn)生更強的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用和策略性綠色創(chuàng)新約束作用。

基于上述分析,本文提出假說H2:相對來講,國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性,在綠色發(fā)展意愿較低的民營企業(yè)(H2a)、非重污染行業(yè)的民營企業(yè)(H2b)、環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的民營企業(yè)(H2c)中更為顯著。

三、研究設(shè)計

1.模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗國有資本參股對民營企業(yè)實質(zhì)性和策略性綠色創(chuàng)新的影響,本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型:

GreePi,t=β0+β1SOEi,t-1+β∑Controli,t-1+∑Ind+∑Year+εi,t

其中,i和t分別代表企業(yè)和年度,Ind和Year分別表示行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),εi,t為殘差項。為了減少解釋變量與被解釋變量雙向影響導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文對核心解釋變量和控制變量均進(jìn)行滯后一期處理。

根據(jù)理論分析,本文的被解釋變量(GreenP)有兩個,分別為“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”。參照李青原和肖澤華(2020)、王永貴和李霞(2023)的方法[32-33],分別采用企業(yè)當(dāng)年的“綠色發(fā)明專利申請數(shù)量”和“綠色實用新型和外觀設(shè)計專利申請數(shù)量”來衡量“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”。通過以下方法識別綠色專利:根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)推出的“國際專利綠色分類清單”中的IPC分類號,對國家知識產(chǎn)權(quán)局(SIPO)中檢索到的企業(yè)專利進(jìn)行分類,將替代能源生產(chǎn)類、廢棄物品管理類以及能源節(jié)約類的專利作為綠色專利,并將上述三個項目的專利數(shù)相加。

核心解釋變量(SOE)的選取借鑒于瑤和祁懷錦(2022)、錢愛民等(2023)的研究[43-44],將最終實際控制人為中央政府或者地方政府的非控股股東視為國有股東,采用兩個指標(biāo)來反映民營企業(yè)的國有資本參股程度:用“前十大股東中的國有股東持股比例之和”來測度“國有資本參股1”,用“前十大股東中的國有股東持股比例之和除以前十大股東持股比例之和”來測度“國有資本參股2”。

參考李青原和肖澤華(2020)、王永貴和李霞(2023)的研究[32-33],本文選取以下12個企業(yè)層面的控制變量:(1)“財務(wù)杠桿”,采用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比來衡量;(2)“資產(chǎn)規(guī)?！?采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)值來衡量;(3)“資產(chǎn)收益率”,采用凈利潤與總資產(chǎn)的比值來衡量;(4)“現(xiàn)金流水平”,采用企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流凈額與總資產(chǎn)的比值來衡量;(5)“成長性”,采用本年度與上年度營業(yè)收入之差與上年度營業(yè)收入的比值來衡量;(6)“上市年齡”,采用觀測年份與上市年份之差來衡量;(7)“物質(zhì)資本密度”,采用固定資產(chǎn)總額與員工人數(shù)之比的自然對數(shù)值來衡量;(8)“研發(fā)投入水平”,采用研發(fā)支出總額與營業(yè)收入總額之比來衡量;(9)“股權(quán)集中度”,采用第一大股東持股比例來衡量;(10)“董事會規(guī)模”,采用董事會人數(shù)的自然對數(shù)值來衡量;(11)“管理層持股”,采用管理層持股數(shù)占總股數(shù)的比例來衡量;(12)“高管公職背景”,為高管是否具有公職部門任職經(jīng)歷的虛擬變量,如果董事長或者總經(jīng)理曾在政府部門任職,取值為1,否則取值為0。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選擇以滬深A(yù)股非金融行業(yè)的民營上市公司為研究樣本,樣本期間為2009—2022年。對初始樣本進(jìn)行以下篩選:剔除樣本期間內(nèi)處于特殊狀態(tài)(ST和PT)的樣本,剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本,剔除國有股權(quán)超過50%的樣本,剔除主要變量存在缺失值的樣本,剔除國有上市公司通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓而成為民營企業(yè)的樣本(這些民營企業(yè)很有可能在股權(quán)轉(zhuǎn)讓之前就與國有資本產(chǎn)生了聯(lián)系)。最終得到包含2211家企業(yè)的14 275個“企業(yè)—年份”層面的觀測值,并對所有連續(xù)變量在1%和99%分位處進(jìn)行Winsor縮尾處理。本文使用的企業(yè)前十大股東持股比例以及財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自國泰安(CSMAR)和瑞思(RESSET)數(shù)據(jù)庫,企業(yè)綠色專利的數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)和國家知識產(chǎn)權(quán)局(SIPO),并通過樣本企業(yè)的年報以及天眼查等網(wǎng)站進(jìn)一步核查判別企業(yè)股東的實際控制人性質(zhì)。

表1匯報了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本民營企業(yè)前十大股東中的國有股東持股比例(“國有資本參股1”)的均值為2.2%,與錢愛民等(2023)計算的該變量均值(2.5%)基本一致[44]。此外,“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的平均值為1.994、最大值為468、標(biāo)準(zhǔn)差為10.631,“策略性綠色創(chuàng)新”的平均值為1.913、最大值為238、標(biāo)準(zhǔn)差為7.438,表明樣本民營企業(yè)的綠色創(chuàng)新(無論是實質(zhì)性綠色創(chuàng)新還是策略性綠色創(chuàng)新)水平較低,并且企業(yè)之間的差異較大?？刂谱兞恐?“高管公職背景”的均值為0.243,說明樣本民營企業(yè)中大約有24%的企業(yè)具有非正式的政治關(guān)聯(lián)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸與穩(wěn)健性檢驗

本文的被解釋變量為企業(yè)的綠色專利申請數(shù),屬于非負(fù)且離散的整數(shù)型數(shù)據(jù),且“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”變量的方差均高于均值,具有“過度離散”的特征。因此,本文參照王永貴和李霞(2023)的做法[33],采用負(fù)二項回歸方法進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗,回歸結(jié)果見表2。“國有資本參股1”和“國有資本參股2”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正,而對“策略性綠色創(chuàng)新”回歸系數(shù)為正但均不顯著,表明國有資本參股程度的提高顯著地提升了民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新水平的影響不顯著。由此可知,國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有實質(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即顯著促進(jìn)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,本文提出的核心假說H0得到驗證。

為驗證基準(zhǔn)模型分析結(jié)果的可靠性,進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗:(1)替換被解釋變量。用專利授權(quán)數(shù)量代替專利申請數(shù)量作為被解釋變量(“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新1”和“策略性綠色創(chuàng)新1”),重新進(jìn)行模型檢驗,回歸結(jié)果見表3的Panel A。(2)替換核心解釋變量。一是構(gòu)建“國有股東持股1”(國有股東持股比例大于0取值為1,否則取值為0)和“國有股東持股2”(國有股東持股比例大于10%取值為1,否則取值為0)2個虛擬變量,分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗;二是考慮到國有股東需要其切實參與經(jīng)營才能有效影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為,參照蔡貴龍等(2018)的做法[45],采用“委派董監(jiān)高”(國有股東委派的董監(jiān)高人數(shù)占董監(jiān)高總?cè)藬?shù)的比例)和“委派董事”(國有股東委派的董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例)分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗(1)本文通過手工整理得到國有股東對樣本民營企業(yè)委派董事等高級管理人員的數(shù)據(jù),即根據(jù)企業(yè)披露的董監(jiān)高等管理人員簡歷進(jìn)行篩選,如果管理人員同時也在國有股東單位任職,則認(rèn)為其是國有股東委派的管理人員。;回歸結(jié)果見表3的Panel B。(3)刪除特殊樣本。一是考慮到2017年我國企業(yè)專利申請規(guī)則發(fā)生了變化,剔除2017年及以后的樣本重新進(jìn)行檢驗,回歸結(jié)果見表3的Panel C;二是考慮到2015年我國股票市場發(fā)生大幅震蕩,剔除2015年的樣本重新進(jìn)行檢驗,回歸結(jié)果見表3的Panel D。(4)Probit模型檢驗。構(gòu)建“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新2”(企業(yè)當(dāng)年有實質(zhì)性綠色創(chuàng)新取值為1,否則取值為0)和“策略性綠色創(chuàng)新2”(企業(yè)當(dāng)年有策略性綠色創(chuàng)新取值為1,否則取值為0)2個虛擬變量,分別作為被解釋變量進(jìn)行Probit模型檢驗,回歸結(jié)果見見表3的Panel E。上述穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均與基準(zhǔn)模型一致,表明本文的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(負(fù)二項回歸,Panel E除外)

2.內(nèi)生性處理

為緩解樣本選擇偏差、遺漏變量及反向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題的影響,進(jìn)一步采用PSM-DID模型、Heckman兩階段模型進(jìn)行以及控制個體固定效應(yīng)等方法進(jìn)行內(nèi)生性處理。由于本部分采用線性固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,為了避免估計結(jié)果偏誤,對被解釋變量進(jìn)行對數(shù)化處理,即分別以“企業(yè)當(dāng)年綠色發(fā)明專利申請數(shù)量加1的自然對數(shù)值”和“企業(yè)當(dāng)年綠色實用新型和外觀設(shè)計專利申請數(shù)量加1的自然對數(shù)值”作為被解釋變量“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新3”和“策略性綠色創(chuàng)新3”。

(1)Heckman兩階段模型。本文采用Heckman兩階段模型來緩解互為因果和樣本自選擇的內(nèi)生性問題。參照Li 和Yamada(2015)的方法[46],選取企業(yè)辦公地與北京的距離作為“國有資本參股”(企業(yè)是否有國有資本參股的虛擬變量)的外生工具變量,工具變量的計算方法為“企業(yè)總部辦公地距離北京的公里數(shù)除以10 000”,模型檢驗結(jié)果見表4。第一階段的回歸結(jié)果顯示工具變量的系數(shù)顯著為負(fù),與預(yù)期一致;第二階段的回歸結(jié)果顯示,逆米爾斯比率的估計系數(shù)顯著為正,國有資本參股對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響依然顯著為正,而對策略性綠色創(chuàng)新的影響依舊不顯著,再次驗證了核心假說H0。

表4 Heckman兩階段模型檢驗結(jié)果

(2)雙重差分檢驗。將樣本期內(nèi)始終沒有國有資本參股的樣本企業(yè)作為控制組(Treati=0),樣本初期沒有國有資本參股但后期有國有資本參股的樣本企業(yè)作為處理組(Treati=1),在處理組樣本的篩選中剔除了國有資本反復(fù)進(jìn)出以及樣本期不足3年的樣本,最終獲得6 483個觀測值,其中處理組3 493個,控制組2 990個。設(shè)置國有資本參股時點的虛擬變量Posti,t(參股年份及后續(xù)年份取值為1),進(jìn)而構(gòu)建如下多期雙重差分模型:lnGreePi,t=α0+α1Treati×Posti,t+α∑Controli,t-1+∑stk+∑Ind+∑Year+εi,t。為緩解處理組與控制組樣本特征差異對模型估計造成的偏誤,進(jìn)一步進(jìn)行PSM-DID檢驗。參考于瑤和祁懷錦(2022)以及李文貴和余明桂(2017)的研究[43][47],選取同時影響企業(yè)綠色創(chuàng)新水平和國有資本參股概率的變量作為協(xié)變量(包括“財務(wù)杠桿”“資產(chǎn)規(guī)?！薄百Y產(chǎn)收益率”“現(xiàn)金流水平”“成長性”“上市年齡”“股權(quán)集中度”“董事會規(guī)模”“管理層持股”),采用傾向得分匹配方法(PSM)對處理組和控制組樣本進(jìn)行一對一匹配,剔除匹配不成功的樣本后最終得到4 632個觀測值(處理組與控制組各2 316個),對匹配后樣本的平衡性檢驗結(jié)果顯示匹配效果良好(限于篇幅,具體結(jié)果略,備索)。DID檢驗和PSM-DID檢驗的結(jié)果見表5的Panel A,均表明國有資本參股顯著促進(jìn)了民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

表5 雙重差分和控制個體固定效應(yīng)檢驗結(jié)果(固定效應(yīng)模型)

(3)控制個體固定效應(yīng)。在控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)的同時,進(jìn)一步加入企業(yè)固定效應(yīng)以控制個體層面不隨時間變化的不可觀測因素的影響,檢驗結(jié)果見5的Panel B,還是與基準(zhǔn)模型的分析結(jié)果一致。綜合來看,在緩解內(nèi)生性問題后,本文的核心結(jié)論依然成立。

3.作用機制分析

(1)資源獲取效應(yīng)檢驗

為檢驗國有資本參股是否有助于民營企業(yè)獲取政府資源,考慮到環(huán)保補助對企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有直接影響,分別以民營企業(yè)獲得的環(huán)保補助和政府補貼為被解釋變量進(jìn)行模型檢驗,回歸結(jié)果見表6。其中,“環(huán)保補助”和“環(huán)保補助1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的環(huán)保補助額與總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的比值來衡量,“政府補貼”和“政府補貼1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的政府補貼總額與總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的比值來衡量,控制變量與基準(zhǔn)模型一致。分析表明,隨著國有資本參股程度的提高,民營企業(yè)獲得的環(huán)保補助和政府補貼均顯著增加,這一結(jié)論與潘越等(2009)以及姚梅潔等(2019)的研究結(jié)果一致[2-3]。可見,國有資本參股確實對民營企業(yè)產(chǎn)生了顯著資源獲取效應(yīng),有助于民營企業(yè)獲得更多的包括環(huán)保補助在內(nèi)的政府補貼,假說H1a得到驗證。

表6 國有資本參股的資源獲取效應(yīng)檢驗結(jié)果(OLS回歸)

(2)治理改善效應(yīng)檢驗

為檢驗民營企業(yè)獲得的環(huán)保補助和政府補貼增加能否顯著促進(jìn)其實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新水平提高,以及國有資本參股能否對政府補貼增加引致的民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生不同的調(diào)節(jié)作用,本文以“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”為被解釋變量、“環(huán)保補助”和“政府補貼”為核心解釋變量、“國有資本參股1”和“國有資本參股2”為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)模型分析,控制變量與基準(zhǔn)模型一致。首先從環(huán)保補助來看(見表7的Panel A):政府環(huán)保補助的增加同時促進(jìn)了民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新水平的提升,假說H1b得到驗證。值得注意的是,“環(huán)保補助”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)大于對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù),表明委托代理問題的存在使得民營企業(yè)更傾向于進(jìn)行成本較低、風(fēng)險較小的策略性綠色創(chuàng)新?！碍h(huán)保補助×國有資本參股1”和“環(huán)保補助×國有資本參股2”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,而對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù),表明國有資本參股程度的提高對環(huán)保補助增加促進(jìn)民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用(增強促進(jìn)作用),對環(huán)保補助增加促進(jìn)民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用(減弱促進(jìn)作用),假說H1c得到驗證。政府補貼的分析結(jié)果(見表7的Panel B)與環(huán)保補助類似,只是政府補貼增加對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,進(jìn)一步表明委托代理問題對民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新產(chǎn)生了較大的阻礙。上述結(jié)果說明,政府補貼增加顯著促進(jìn)了民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更為明顯;國有資本參股一方面會引導(dǎo)和督促民營企業(yè)將獲得的政府補貼投入實質(zhì)性綠色創(chuàng)新中,另一方面會約束民營企業(yè)將獲得的政府補貼投入策略性綠色創(chuàng)新中,從而產(chǎn)生了治理改善效應(yīng),促使民營企業(yè)更多地進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

表7 國有資本參股的治理改善效應(yīng)檢驗結(jié)果(負(fù)二項回歸)

綜合表6和表7的結(jié)果,在國有資本參股的資源獲取效應(yīng)和治理改善效應(yīng)以及政府補貼的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)共同作用下,國有資本參股有助于民營企業(yè)獲得更多的政策補貼,通過緩解民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源約束促進(jìn)其綠色創(chuàng)新,同時也會促使民營企業(yè)將所獲得的政策補貼更多地用于實質(zhì)性綠色創(chuàng)新,最終使得國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用表現(xiàn)出偏向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的偏向性。

4.異質(zhì)性分析

(1)企業(yè)綠色發(fā)展意愿異質(zhì)性

本文采用虛擬變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行異質(zhì)性分析。參照申明浩和譚偉杰(2022)以及王建秀等(2019)的方法[28][48],選用ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證作為反映企業(yè)綠色發(fā)展意愿強弱的代理指標(biāo)(2)ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證是國際標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境管理認(rèn)證,無論是在國際市場還是在國內(nèi)市場,該認(rèn)證均有助于提升企業(yè)的綠色競爭力和市場份額(Rao et al.,2005)[49],為企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)帶來綠色溢價。因此,具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)通常將綠色發(fā)展視為重要的發(fā)展戰(zhàn)略,而不具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)往往綠色發(fā)展意愿較弱。,根據(jù)樣本企業(yè)是否具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證設(shè)置虛擬“綠色發(fā)展意愿弱”:不具有ISO14001環(huán)境管理認(rèn)證的企業(yè)取值為1,否則取值為0。模型檢驗結(jié)果見表8的Panel A。“綠色發(fā)展意愿弱”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),而“國有資本參股1×綠色發(fā)展意愿弱”和“國有資本參股2×綠色發(fā)展意愿弱”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對于綠色發(fā)展意愿較強的民營企業(yè),綠色發(fā)展意愿較弱的民營企業(yè)雖然實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國有資本參股對其實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強;“綠色發(fā)展意愿弱”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)為正但不顯著,而“國有資本參股1×綠色發(fā)展意愿弱”和“國有資本參股2×綠色發(fā)展意愿弱”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對于綠色發(fā)展意愿較強的民營企業(yè),國有資本參股對綠色發(fā)展意愿較弱的民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較弱。綜合來看,國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在綠色發(fā)展意愿較弱的企業(yè)中更為明顯,假說H2a得到驗證。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果(負(fù)二項回歸)

(2)行業(yè)污染程度異質(zhì)性

參照李青原和肖澤華(2020)的做法[32],根據(jù)企業(yè)所屬行業(yè)是否重污染行業(yè)(3)本文的重污染行業(yè)包括:煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、紡織業(yè)、皮革毛皮羽毛及其制品和制鞋業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)。設(shè)置虛擬變量“非重污染行業(yè)”:企業(yè)所屬行業(yè)為非重污染行業(yè)取值為1,否則取值為0。模型檢驗結(jié)果見表8的Panel B?！胺侵匚廴拘袠I(yè)”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),而“國有資本參股1×非重污染行業(yè)”和“國有資本參股2×非重污染行業(yè)”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對于重污染行業(yè)的民營企業(yè),非重污染行業(yè)的民營企業(yè)雖然實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國有資本參股對其實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強;“非重污染行業(yè)”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,而“國有資本參股1×非重污染行業(yè)”和“國有資本參股2×非重污染行業(yè)”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)不顯著,表明相對于重污染行業(yè)的民營企業(yè),非重污染行業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新水平較高。綜合來看,國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在非重污染行業(yè)的企業(yè)中更為明顯,假說H2b得到驗證。

(3)地區(qū)環(huán)境規(guī)制異質(zhì)性

參照王永貴和李霞(2023)的做法[33],將企業(yè)所在省份污染治理投資額與工業(yè)產(chǎn)值之比作為衡量地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的代理變量,以其年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置虛擬變量“環(huán)境規(guī)制強度小”:企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制強度在中位數(shù)以下取值1,否則取值為0。模型檢驗結(jié)果見表8的Panel C?！碍h(huán)境規(guī)制強度小”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著,而“國有資本參股1×環(huán)境規(guī)制強度小”和“國有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強度小”對“實質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對于環(huán)境規(guī)制強度較大地區(qū)的民營企業(yè),國有資本參股對環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強;“環(huán)境規(guī)制強度小”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,而“國有資本參股1×環(huán)境規(guī)制強度小”和“國有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強度小”對“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對于環(huán)境規(guī)制強度較大地區(qū)的民營企業(yè),環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新水平較高,但國有資本參股負(fù)向調(diào)節(jié)了這種相關(guān)性。綜合來看,國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的企業(yè)中更為明顯,假說H2c得到驗證。

五、結(jié)論與啟示

近年來,企業(yè)面臨的環(huán)境約束日益趨緊,實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展的重要性愈發(fā)凸顯,而綠色創(chuàng)新是企業(yè)參與環(huán)境治理、提升綠色競爭力的重要方式。政府與民營企業(yè)在綠色創(chuàng)新中存在委托代理關(guān)系,導(dǎo)致民營企業(yè)可能會更多地選擇進(jìn)行策略性綠色創(chuàng)新,不利于民營企業(yè)綠色創(chuàng)新質(zhì)量提升。一方面,國有資本參股可以通過國有股東為民營企業(yè)帶來更多的政府資源,政府補貼的創(chuàng)新激勵效應(yīng)則會促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新規(guī)模增長;另一方面,國有資本參股可以產(chǎn)生治理改善效應(yīng),促使民營企業(yè)將更多的創(chuàng)新資源投向?qū)嵸|(zhì)性綠色創(chuàng)新,從而提高民營企業(yè)綠色創(chuàng)新質(zhì)量。本文采用滬深A(yù)股非金融類民營上市公司2009—2022年的數(shù)據(jù),實證分析發(fā)現(xiàn):(1)國有資本參股顯著提升了民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,表明國有資本參股對民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有明顯的實質(zhì)性創(chuàng)新偏向;(2)國有資本參股程度提高有助于民營企業(yè)獲得更多的環(huán)保補助和政府補貼,表明國有資本參股具有資源獲取效應(yīng);(3)環(huán)保補助和政府補貼的增加可以顯著促進(jìn)民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,表明政府補貼具有綠色創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng),但委托代理問題導(dǎo)致民營企業(yè)偏好策略性綠色創(chuàng)新;(4)國有資本參股程度提高會強化環(huán)保補助和政府補貼增加對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用,并弱化環(huán)保補助和政府補貼增加對民營企業(yè)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用,表明國有資本參股具有治理改善效應(yīng),可以通過緩解委托代理問題促使民營企業(yè)進(jìn)行更多的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新;(5)國有資本參股促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性在綠色發(fā)展意愿較弱、非重污染行業(yè)、環(huán)境規(guī)制強度較小地區(qū)的民營企業(yè)中更為明顯,表明國有資本參股可以緩解綠色發(fā)展意愿弱、污染程度輕、環(huán)境規(guī)制弱等對民營企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的約束,進(jìn)一步促進(jìn)這些民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

基于上述結(jié)論,提出以下啟示:第一,通過國有資本參股能夠有效促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的規(guī)模增長和質(zhì)量提升,尤其是能夠顯著提高更有價值的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,進(jìn)而實現(xiàn)提升企業(yè)環(huán)境治理效益與促進(jìn)企業(yè)價值增長的雙贏。因此,應(yīng)當(dāng)持續(xù)推進(jìn)企業(yè)混合所有制改革,并且不僅要“混”更要“改”,讓國有股東能夠參與到民營企業(yè)的經(jīng)營管理中,充分發(fā)揮對企業(yè)內(nèi)部治理的改善作用,進(jìn)而有效促進(jìn)民營企業(yè)的實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。第二,根據(jù)作用機制分析,國有資本參股會改善政府補貼促進(jìn)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的邊界條件,由此可為王永貴和李霞(2023)的研究中所提到的問題找到一個可能的解決方案[33]。政府在制定與實施綠色創(chuàng)新激勵政策時,應(yīng)當(dāng)考慮企業(yè)的委托代理問題。對于委托代理問題較為突出的企業(yè),一方面要主動加強對此類企業(yè)的外部監(jiān)督,約束其在綠色創(chuàng)新活動中所進(jìn)行的“濫竽充數(shù)”的機會主義行為;另一方面,也可以通過混合所有制的方式提升企業(yè)的內(nèi)外部治理水平,進(jìn)而與相關(guān)政策工具形成合力,共同促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的質(zhì)量提升。第三,民營企業(yè)應(yīng)提高綠色發(fā)展意識,充分認(rèn)識到綠色發(fā)展既是企業(yè)應(yīng)當(dāng)肩負(fù)的使命,也是企業(yè)發(fā)展的重大機遇,主動克服自身的短視行為,積極增加對實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出,加快建立綠色競爭優(yōu)勢,進(jìn)而有效提升自身的綠色產(chǎn)品溢價與市場份額,實現(xiàn)高質(zhì)量的綠色可持續(xù)發(fā)展。