張華 醴靜 劉冬陽

一、引言

當(dāng)前，中國經(jīng)濟正從資源依賴的粗放型增長向創(chuàng)新驅(qū)動的可持續(xù)增長模式轉(zhuǎn)變。綠色技術(shù)創(chuàng)新通過研發(fā)清潔技術(shù)節(jié)能降耗，是實現(xiàn)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)和重要保障[1]。為克服企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生動力不足的障礙，黨的二十大報告指出，要完善支持綠色發(fā)展的財稅、金融、投資、價格政策和標(biāo)準(zhǔn)體系，加快節(jié)能降碳先進技術(shù)的研發(fā)和推廣應(yīng)用，推動形成綠色低碳的生產(chǎn)方式。綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點政策（以下簡稱“試點政策”）應(yīng)運而生。2017 年6月，中國人民銀行等七部委印發(fā)各?。▍^(qū)）《建設(shè)綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)總體方案》（以下簡稱“試驗區(qū)方案”），將浙江、江西、廣東、貴州、新疆五?。▍^(qū)）作為首批試點。2019年11月甘肅蘭州新區(qū)、2022年8月重慶市相繼獲批加入試點。試點政策作為綠色金融從藍圖到實踐的制度安排，旨在提高金融機構(gòu)的綠色發(fā)展理念，引導(dǎo)綠色資金合理配置，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持，減少對“高耗能、高污染”企業(yè)的資金供給，倒逼其實施綠色轉(zhuǎn)型。

綠色技術(shù)創(chuàng)新是可持續(xù)發(fā)展的重要支撐[2]?，F(xiàn)有研究主要從環(huán)境規(guī)制[3]、政府補貼[4]、企業(yè)社會責(zé)任[5]、媒體關(guān)注[6]和數(shù)字金融[7]等視角探討企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新績效的提升路徑和作用機制。作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素，科學(xué)評估綠色金融政策效應(yīng)具有重要價值，但現(xiàn)有研究尚未形成統(tǒng)一結(jié)論。從綠色金融基于環(huán)境約束的資金配給本質(zhì)來看，部分研究發(fā)現(xiàn)綠色金融政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用[8—11]，且在綠色金融發(fā)展水平較高省份的積極影響更顯著[9]。部分研究以綠色信貸[1]、綠色債券[12]為視角，同樣得出綠色金融政策可以顯著提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論。關(guān)于其作用機制，現(xiàn)有研究主要認為是通過減少債務(wù)融資[1]、緩解融資約束[13]、改善企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)[14]、提升投資效率[15]來實現(xiàn)。但從環(huán)境監(jiān)管的視角來看，有研究發(fā)現(xiàn)對“兩高”企業(yè)貸款的限制增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而擠占了綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)資金，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新形成阻礙[16]。綜上，鑒于綠色金融政策工具的多元化及復(fù)雜性，現(xiàn)有的研究結(jié)論并不統(tǒng)一且作用機理尚未明確。在此基礎(chǔ)上，本文擬將試點政策視為外生沖擊，構(gòu)建多期雙重差分模型探討試點政策能否促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，并進一步厘清試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機理，刻畫不同企業(yè)規(guī)模、政府補助強度、信息透明度、市場競爭程度和行業(yè)環(huán)境敏感度等異質(zhì)性情境下，試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的非對稱性影響，以期深化關(guān)于綠色金融政策經(jīng)濟后果以及企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：（1）拓寬了綠色金融政策經(jīng)濟后果的研究。以往研究多關(guān)注2017 年首批試點政策的實施效果，本文將2019年第二批試點同時納入研究范圍，提供增量證據(jù)。（2）驗證并厘清了綠色金融政策和企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的作用機制。以往研究評估綠色金融政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機理大多停留在融資角度，本文則以研發(fā)投入和代理成本雙重視角，深入刻畫試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮激勵效應(yīng)的內(nèi)在邏輯。（3）考慮到政策實施存在多個時點，本文使用多期雙重差分模型、傾向得分匹配法進行驗證，有利于減少內(nèi)生性問題對實證結(jié)果的干擾。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）試點政策助力企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

綠色金融政策的本質(zhì)是環(huán)境監(jiān)管政策的創(chuàng)新和延伸[17]，兼具傳統(tǒng)金融和環(huán)境規(guī)制雙重功能[18]。波特假說認為，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境監(jiān)管政策可以激勵企業(yè)實施技術(shù)創(chuàng)新以提高競爭力[19]。環(huán)境效益屬性使得綠色金融政策成為企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新依托的制度安排。綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的設(shè)立，通過創(chuàng)新綠色金融服務(wù)體系、完善配套政策和激勵約束機制，為企業(yè)主動開展綠色技術(shù)創(chuàng)新、實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型賦能。

首先，試點政策的綠色金融資源配置功能配合綠色金融專項獎補政策以及激勵約束機制引導(dǎo)社會資本流向綠色企業(yè)，有助于緩解企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新面臨的融資約束[20]，從而激發(fā)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活力。此外，試點政策發(fā)揮融資懲罰效應(yīng)和投資抑制效應(yīng)[21]，要求金融機構(gòu)嚴(yán)控投向“兩高一?！表椖康男刨J資金規(guī)模，增加了“兩高”企業(yè)的融資難度，倒逼企業(yè)加大環(huán)境治理支出，研發(fā)清潔技術(shù)，實施綠色技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型[22]。

其次，試點政策的信息披露制度有助于緩解綠色技術(shù)創(chuàng)新面臨的信息不對稱[20]。試點政策要求依法加強各主體間的信息共享，將企業(yè)污染排放信息、環(huán)境違法違規(guī)記錄等信息納入信用平臺，引導(dǎo)融資企業(yè)披露環(huán)境信息。通過金融科技與綠色金融的深度融合，實現(xiàn)智能化綠色信貸項目識別和環(huán)境效益測算，降低融資企業(yè)的“漂綠”風(fēng)險，建立覆蓋面廣、共享度高、實效性強的綠色信用監(jiān)管體系。因此，試點政策有助于緩解融資企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，借助信息披露制度加強對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的監(jiān)督[23]，進而推動企業(yè)開展實質(zhì)性創(chuàng)新。

最后，試點政策可產(chǎn)生傳達綠色競爭的信號效應(yīng)[24]，進而推動企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新。外部性理論認為，綠色技術(shù)創(chuàng)新在尋求經(jīng)濟和環(huán)境雙贏的同時具有雙重外部性。因此，試點政策成為消除雙重外部性的有效政策手段[20]。綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的設(shè)立傳遞出國家著力推動綠色發(fā)展的信號，因此投資者將更加注重綠色投資。在外部主體的監(jiān)督下，企業(yè)的環(huán)境合規(guī)成本以及環(huán)境風(fēng)險不斷提高，迫使企業(yè)積極實施綠色技術(shù)創(chuàng)新以對外展現(xiàn)良好的社會形象[25]。基于以上分析，本文提出假設(shè)H1。

H1：試點政策能夠促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（二）試點政策影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的機制分析

現(xiàn)有研究表明，資金不足是阻礙企業(yè)研發(fā)投入的主要因素[26]，研發(fā)資金的充裕度、人力投入強度將影響企業(yè)主動開展綠色技術(shù)創(chuàng)新的意愿與績效[27]。國家創(chuàng)新系統(tǒng)理論強調(diào)技術(shù)創(chuàng)新與政府職能的結(jié)合，因此政策引導(dǎo)對企業(yè)加大研發(fā)投入具有積極影響[28]。當(dāng)試點政策預(yù)期發(fā)揮“創(chuàng)新補償效應(yīng)”時[29]，“兩高”企業(yè)的資金借貸受到限制，環(huán)境合規(guī)成本上升[30]。低環(huán)境績效導(dǎo)致的外部融資壓力，使企業(yè)的創(chuàng)新動力得到激發(fā)[31]。同時，企業(yè)的行為決策往往受到同行影響。隨著試點政策的推行，企業(yè)通過傳遞綠色發(fā)展信號可獲得更多的研發(fā)資金[32]，并在行業(yè)中形成“示范效應(yīng)”。此外，研發(fā)投入的增加可以內(nèi)化為企業(yè)的環(huán)境競爭力[33]，即企業(yè)研發(fā)投入越多，越能獲得綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的資源和信息，助力綠色技術(shù)設(shè)備升級[30]，從而提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)H2。

H2：試點政策通過增加研發(fā)投入促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

依據(jù)代理理論，在信息不對稱情況下，綠色技術(shù)創(chuàng)新的高投入、長周期、強不確定性、正外部性等特點與管理者追求短期業(yè)績和現(xiàn)金流的目標(biāo)不匹配，管理層對綠色技術(shù)創(chuàng)新的態(tài)度將更趨于保守，因此代理問題成為阻礙企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要因素[34，35]。試點政策能否降低企業(yè)代理成本、改善管理層的短視行為，對于促進綠色技術(shù)創(chuàng)新具有重要意義。

一方面，試點政策要求信息平臺共享暢通。為持續(xù)吸引投資，管理層會主動向外界釋放積極信號以增加投資者信心[36]。因此，試點政策嚴(yán)格的信息披露制度有助于金融機構(gòu)通過有效的信息獲取強化對企業(yè)的外部監(jiān)督，限制管理者的機會主義和利己行為，降低了傳統(tǒng)代理成本，確保資金用于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。另一方面，試點政策強調(diào)綠色金融標(biāo)準(zhǔn)體系的建立。金融機構(gòu)通過甄別融資主體的綠色發(fā)展程度對應(yīng)差異化的貼息補助以發(fā)揮信貸監(jiān)督功能[37]。利益相關(guān)者對企業(yè)環(huán)境信息的知情權(quán)和關(guān)注度促使“兩高”企業(yè)的管理者更加重視環(huán)境治理，由此形成較高的環(huán)境代理成本。為樹立良好的形象，規(guī)避“漂綠”風(fēng)險，企業(yè)將通過實施綠色技術(shù)創(chuàng)新來改善環(huán)境績效。基于以上分析，本文提出假設(shè)H3和假設(shè)H4。

H3：試點政策通過降低傳統(tǒng)代理成本促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

H4：試點政策通過增加環(huán)境代理成本促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（三）商業(yè)信用的調(diào)節(jié)作用

試點政策要求金融機構(gòu)在提供綠色信貸和綠色債券等綠色金融產(chǎn)品時重點考慮環(huán)保問題[38]，并利用綠色保險、綠色基金等綠色金融工具為綠色項目提供擔(dān)保，將資金引導(dǎo)到綠色產(chǎn)業(yè)。然而，金融機構(gòu)識別企業(yè)風(fēng)險的能力相對有限，需要外部主體協(xié)力解決。相較于金融機構(gòu)，供應(yīng)商由于合作頻次高而對融資企業(yè)更為了解，因此商業(yè)信用可以看作是供應(yīng)商為融資企業(yè)提供的外部認證，能夠提高企業(yè)信用度。

圖1 研究框架圖

商業(yè)信用影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的間接作用：一方面，替代性融資假說認為，商業(yè)信用可以緩解金融機構(gòu)與企業(yè)之間由于信息不對稱產(chǎn)生的信貸配給問題。頻繁的業(yè)務(wù)往來使得供應(yīng)商對企業(yè)的財務(wù)承擔(dān)能力[39]、資金狀況和行業(yè)競爭程度[40]、生產(chǎn)和創(chuàng)新活動[41]更為了解，能根據(jù)掌握的情況及時做出“信用配給”調(diào)整[42]。由此，供應(yīng)商比銀行等金融機構(gòu)更具有監(jiān)管優(yōu)勢[41]和信息優(yōu)勢[43]。獲得商業(yè)信用的企業(yè)說明其風(fēng)險處于可控水平，外部投資者更愿意將資金投放給該類企業(yè)，從而促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。另一方面，商業(yè)信用競爭理論認為，商業(yè)信用是一種產(chǎn)品市場競爭手段，供應(yīng)商基于自利會考慮企業(yè)的實體經(jīng)營、長遠發(fā)展以及市場競爭地位，而提供更多差別化的商業(yè)信用來維系與企業(yè)的關(guān)系[44]。供應(yīng)商憑借商業(yè)信用可以降低交易成本，擴大市場份額，實現(xiàn)市場擴張和提高庫存管理效率的目的[45]。同時，“兩高”企業(yè)響應(yīng)試點政策有助于樹立綠色形象，進一步增強企業(yè)在供應(yīng)鏈中的話語權(quán)，對供應(yīng)商形成虹吸效應(yīng)[46]。因此，能獲得商業(yè)信用的企業(yè)是供應(yīng)商經(jīng)過風(fēng)險評估和識別后綜合考慮的結(jié)果，能給金融機構(gòu)和外部投資者釋放出企業(yè)質(zhì)量良好的信號。根據(jù)互補理論，金融機構(gòu)可以通過商業(yè)信用的信號功能進行信貸決策，獲得商業(yè)信用的企業(yè)更容易獲得金融機構(gòu)和潛在投資者的認可和支持，從而獲得資金以促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[41]?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H5。

H5：商業(yè)信用強化了試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

本文構(gòu)造多期雙重差分模型考察試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，具體模型設(shè)定如下：

模型（1）中，被解釋變量Gpatentit表示第i 個企業(yè)在第t年的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。Treatedi為分組虛擬變量，Postit為時間虛擬變量，兩者交乘項為核心解釋變量試點政策，系數(shù)β1表示試點政策促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的凈效應(yīng)。Controlsit為一系列控制變量。模型還控制了個體（μi）、時間（γt）、省份（φp）固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

（二）變量設(shè)置及定義

1.被解釋變量

借鑒王馨等[15]的做法，本文以綠色專利申請量來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。為消除綠色專利申請量數(shù)據(jù)右偏分布問題，將綠色專利申請量加1 取對數(shù)。進一步，將綠色技術(shù)創(chuàng)新分為實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新。實質(zhì)性綠色創(chuàng)新用綠色發(fā)明專利申請量加1 取對數(shù)表示，策略性綠色創(chuàng)新用綠色實用新型專利申請量加1取對數(shù)表示。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為試點政策（Treatedi×Postit）。屬于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點省份的企業(yè)，Treatedi取1，否則取0。鑒于綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)政策于2017年和2019年末分批發(fā)布，由此設(shè)定：第一批試點省份在2017 年及以后設(shè)立，Postit取1，否則取0；第二批試點省份在2020 年及以后設(shè)立，Postit取1，否則取0。

3.機制變量

參考Chen 等[9]的研究，以研發(fā)投入取對數(shù)來衡量研發(fā)投入。參考王營等[33]的做法，選用經(jīng)營費用率來衡量傳統(tǒng)代理成本。經(jīng)營費用率等于管理費用和銷售費用之和占營業(yè)收入的比重。經(jīng)營費用率越高，股東與管理者之間的代理成本越高。參考王馨等[15]的做法，使用企業(yè)管理費用中的綠化費、環(huán)衛(wèi)費等環(huán)境治理費用加1 取對數(shù)來衡量環(huán)境代理成本。該值越大，代表企業(yè)環(huán)境代理成本越高。

4.調(diào)節(jié)變量

借鑒陸正飛等[43]的做法，以應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)與預(yù)收賬款之和占總資產(chǎn)的比值來衡量商業(yè)信用。

5.控制變量

本文加入其他影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的控制變量，具體包括企業(yè)規(guī)模、上市年限、企業(yè)價值、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金流水平、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長性、市場勢力、股權(quán)集中度和獨董占比。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2017年6月試點政策在浙江、江西、廣東、貴州、新疆五省（區(qū)）試行，2019年11月在甘肅蘭州新區(qū)試行?？紤]到重慶市2022年8 月加入試點，年份較短且數(shù)據(jù)缺失，因此選擇第一批和第二批試點地區(qū)的企業(yè)作為實驗組。本文以2013—2021 年滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，并對數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除主要變量缺失的樣本；（2）剔除ST 公司樣本；（3）剔除金融業(yè)上市公司。由此共得到26989 個觀測值，其中實驗組含8738個觀測值，對照組含18251個觀測值。綠色專利數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。為降低極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%的縮尾處理。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新（Gpatent）的均值為0.418，表明樣本企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新平均水平總體較低，由標(biāo)準(zhǔn)差0.795 可見企業(yè)間的綠色技術(shù)創(chuàng)新差異較大。解釋變量試點政策的分組虛擬變量（Treated）的均值為0.324，表明試點政策輻射到的企業(yè)占樣本企業(yè)的32.4%；時間虛擬變量（Post）的均值為0.210，表明試點政策實施覆蓋樣本占總樣本的21%。

（二）相關(guān)性分析

變量間的Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果（受篇幅所限，表略）顯示，試點政策（Treated×Post）和綠色技術(shù)創(chuàng)新（Gpatent）的相關(guān)系數(shù)為0.035，且均在1%的水平上顯著，初步印證了假設(shè)H1。通過Pearson 相關(guān)系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，絕大部分控制變量與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)均顯著，且其余變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值均在0.6以下，表明本文所選變量合理且各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）回歸結(jié)果分析

試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果見表3。（1）至（6）列均控制了個體、時間和省份固定效應(yīng)，并使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，各列核心解釋變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著，表明試點政策顯著促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，且達到“量質(zhì)齊升”的效果。假設(shè)H1得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文借鑒Beck等[31]的做法，以2017年為基期生成2013—2021年的年份虛擬變量，并將其與Treated交乘估計回歸系數(shù)。圖2 結(jié)果表明，被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新、實質(zhì)性綠色創(chuàng)新以及策略性綠色創(chuàng)新的虛擬變量系數(shù)在試點政策發(fā)生前與0沒有顯著差異，說明實驗組和對照組符合平行趨勢假設(shè)。此外，從2017 年（即0）試點政策實施后，被解釋變量的波動幅度變化明顯，進一步表明試點政策能夠推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，并且試點政策對企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響具有一定滯后性。

圖2 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為了排除樣本期間其他不可觀測隨機因素導(dǎo)致的估計偏誤，本文采用隨機抽樣方法進行安慰劑檢驗。具體而言，隨機抽取與試點地區(qū)企業(yè)數(shù)量一致的樣本作為虛擬實驗組，其余作為虛擬對照組，對模型（1）重復(fù)上述偽回歸500次，以避免其他小概率因素對估計結(jié)果的干擾。如圖3 所示，根據(jù)隨機生成實驗組的估計系數(shù)核密度分布可以看出，P 值絕大多數(shù)大于0.1，系數(shù)分布主要集中在0附近并服從正態(tài)分布。安慰劑檢驗中，偽回歸系數(shù)的均值接近于0，而基準(zhǔn)回歸中的回歸系數(shù)顯著異于安慰劑檢驗得到的估計系數(shù)。因此，可以確定其他未被觀測到的隨機因素不會對多期DID 估計結(jié)果產(chǎn)生影響，實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖3 安慰劑檢驗

3.傾向得分匹配

由于企業(yè)是否開展綠色技術(shù)創(chuàng)新具有自主性，為緩解樣本自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文進一步采用PSM-DID 方法研究試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。以控制變量作為傾向得分匹配的協(xié)變量，以Treated 作為被解釋變量，選擇Logit 模型來估計傾向得分，隨后采用1∶3 最近鄰匹配方法篩選樣本。表4顯示，通過PSM處理后，實驗組與對照組標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均在3%以內(nèi)，且匹配后的控制變量平衡性檢驗P 值均大于10%，表明接受了匹配后匹配變量均值相等的原假設(shè)。因此，樣本符合平衡性檢驗要求，匹配后的數(shù)據(jù)可為下文進一步開展PSM-DID估計奠定基礎(chǔ)。

為保證樣本數(shù)據(jù)的匹配質(zhì)量，在獲得傾向得分后進一步繪制了核密度函數(shù)圖（如圖4 所示），以檢驗匹配后的共同支撐域。圖4表明，在匹配前，對照組核密度圖的偏度和峰度均與實驗組偏離較大。在匹配后，政策試點樣本與未試點樣本的傾向得分具有較大范圍的重疊，而且多數(shù)觀察值都在共同取值范圍內(nèi)，表明匹配效果良好。這為進一步使用多期DID探究試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響提供了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

圖4 核密度函數(shù)圖

在上述匹配樣本的基礎(chǔ)上，本文進一步構(gòu)建PSM-DID 模型進行再估計。表5為匹配后的多期DID 回歸結(jié)果，可以看出，試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新、實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的影響均顯著為正。說明在考慮自選擇問題后，結(jié)論與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

4.滯后被解釋變量

考慮到綠色技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出周期較長，本文對被解釋變量分別滯后一期進行回歸，結(jié)果如表6 所示?？梢钥闯?，考慮綠色技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出周期特征后，試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新、實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響均在10%的水平上顯著為正，對策略性綠色創(chuàng)新的影響在1%的水平上顯著為正。結(jié)論與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

5.排除其他政策干擾

為避免試點政策實施期間受其他政策的干擾而造成基準(zhǔn)估計結(jié)果偏誤，本文主要考慮啟動于2013年6月的碳排放交易試點政策。該政策由深圳市率先啟動，北京市、天津市、上海市、廣東省在當(dāng)年陸續(xù)加入，隨后湖北省和重慶市于2014 年、福建省于2016 年也分別啟動。碳排放交易權(quán)政策具有影響樣本期間企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的可能性。因此，在基準(zhǔn)回歸中加入政策虛擬變量，避免其對回歸結(jié)果的影響。Cecpost 表示企業(yè)所在城市當(dāng)年是否屬于碳排放交易權(quán)試點城市，如果是則取1，否則取0。由表7（1）至（3）列可知，交互項回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。由此可知，排除政策干擾后的估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似。

五、異質(zhì)性分析

（一）企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性分析

企業(yè)規(guī)模差異帶來的資源稟賦差異在一定程度上會影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。本文按照企業(yè)規(guī)模中位數(shù)將樣本分為規(guī)模較大組和規(guī)模較小組，以檢驗試點政策對不同規(guī)模企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新、實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的差異化影響。由表8（1）和（2）列可知，規(guī)模較大組的試點政策回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，規(guī)模較小組并不顯著，表明試點政策提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響力主要集中在規(guī)模較大的企業(yè)。同樣，試點政策對企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的促進作用也集中體現(xiàn)在規(guī)模較大的企業(yè)。由以上結(jié)果可知，試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用存在規(guī)模異質(zhì)性。

（二）政府補助強度異質(zhì)性分析

本文以企業(yè)獲得的政府補助加1取對數(shù)來衡量政府補助強度，按照中位數(shù)將其分為政府補助力度較強組和政府補助力度較弱組，以檢驗試點政策對獲得不同政府補助力度企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的差異化影響。由表9（1）和（2）列可知，政府補助力度較強組的試點政策回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，政府補助力度較弱組并不顯著，表明試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)需要在較強的政府補助力度下才能實現(xiàn)。同樣，試點政策提升企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的效果也主要體現(xiàn)在政府補助力度較強的企業(yè)中。由以上結(jié)果可知，提升政府補助強度對企業(yè)實施綠色技術(shù)創(chuàng)新具有重要意義。一方面，政府補助可以緩解企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的外部性問題，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力；另一方面，政府補助作為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要資金來源，可以緩解其融資約束，激勵企業(yè)不斷開展綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（三）信息透明度異質(zhì)性分析

本文選用研報關(guān)注度作為信息透明度的代理變量，將研報關(guān)注度按照中位數(shù)分為信息透明度較高組和信息透明度較低組，以檢驗試點政策對不同信息透明度企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的差異化影響。研報關(guān)注度越大，說明企業(yè)的信息透明度越高。由表10（1）和（2）列可知，信息透明度較高組的試點政策回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，信息透明度較低組并不顯著，表明試點政策提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在信息透明度較高的企業(yè)中。同樣，試點政策提升企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的作用也主要體現(xiàn)在信息透明度較高的企業(yè)中。主要原因是，企業(yè)的信息透明度越高，與投資者的信息不對稱程度越低，投資者可以通過信息披露渠道加強對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的了解與監(jiān)督，能夠有效促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

表1 主要變量設(shè)置及定義

表2 描述性統(tǒng)計

表3 試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響

表4 PSM平衡性檢驗結(jié)果

表5 PSM-DID回歸結(jié)果

表6 滯后被解釋變量

表7 排除其他政策干擾

表8 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

表9 政府補助強度異質(zhì)性

表10 信息透明度異質(zhì)性

（四）市場競爭程度異質(zhì)性分析

赫芬達爾指數(shù)（HHI）是衡量市場競爭的重要指標(biāo)，HHI 指數(shù)越高，說明市場集中度越高，市場競爭程度越低。本文根據(jù)HHI 的中位數(shù)，將位于中位數(shù)以下的市場定義為高競爭市場，將位于中位數(shù)以上的市場定義為低競爭市場，以檢驗試點政策對不同市場競爭程度下企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的差異化影響。由表11（1）和（2）列可知，低競爭市場組的試點政策回歸系數(shù)在10%的水平上顯著，高競爭市場組在5%的水平上顯著，無論顯著性水平還是系數(shù)大小，均表明試點政策提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的效果主要體現(xiàn)在高競爭市場的企業(yè)中。同樣，試點政策提升企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的效果也主要體現(xiàn)在高競爭市場的企業(yè)中。由此表明，當(dāng)市場競爭程度較高時，企業(yè)面臨競爭壓力較大，為獲得競爭優(yōu)勢，企業(yè)會增加創(chuàng)新投入，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

表11 市場競爭程度異質(zhì)性

（五）行業(yè)環(huán)境敏感度異質(zhì)性分析

為進一步探究試點政策在環(huán)境敏感度不同的行業(yè)中是否具有異質(zhì)性效果，本文借鑒沈能[47]對行業(yè)污染屬性的劃分方法，將樣本分為高環(huán)境敏感行業(yè)和低環(huán)境敏感行業(yè)。由表12（1）和（2）列可知，低環(huán)境敏感行業(yè)的試點政策回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，高環(huán)境敏感行業(yè)并不顯著，表明試點政策提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用主要對低環(huán)境敏感行業(yè)的企業(yè)有效。同樣，試點政策提升企業(yè)實質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新的作用也主要體現(xiàn)在低環(huán)境敏感行業(yè)的企業(yè)中。以上結(jié)果表明，低環(huán)境敏感行業(yè)的企業(yè)本身污染排放較少，實施綠色技術(shù)創(chuàng)新難度較小，創(chuàng)新風(fēng)險也較低，因此，低環(huán)境敏感行業(yè)的企業(yè)對試點政策的響應(yīng)度更高，實施綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性也更高。

表12 行業(yè)環(huán)境敏感度異質(zhì)性

六、機制檢驗

在前文分析基礎(chǔ)上，進一步探究試點政策通過何種機制影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（一）作用機制分析

機制檢驗一般有三種途徑：一是利用中介效應(yīng)模型；二是利用交互效應(yīng)模型；三是直接使用機制變量對解釋變量進行回歸。由于中介效應(yīng)模型更適用于心理學(xué)研究，在經(jīng)濟學(xué)研究領(lǐng)域容易產(chǎn)生內(nèi)生性偏誤和機制識別不完整的情況，交互效應(yīng)模型的實際含義也不能完全解釋為經(jīng)濟機制[48]。因此，參考江艇[49]的研究，本文設(shè)置模型（2）、（3）和（4）分別用于分析試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機制。如果試點政策可以增加研發(fā)投入，那么模型（2）中的β1應(yīng)顯著為正；如果試點政策可以降低傳統(tǒng)代理成本，則模型（3）中的β1應(yīng)顯著為負；如果試點政策增加了環(huán)境代理成本，則模型（4）中的β1應(yīng)顯著為正。上述中介變量對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響通過理論推導(dǎo)得出。作用機制分析模型如下：

表13（1）列是試點政策對研發(fā)投入影響的回歸結(jié)果，試點政策的回歸系數(shù)為0.0768，且在1%的水平上顯著，表明試點政策可以增加企業(yè)研發(fā)投入。而研發(fā)投入是企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要基礎(chǔ)?，F(xiàn)有研究表明，增加企業(yè)研發(fā)投入對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用[50]。企業(yè)通過持續(xù)投入研發(fā)資金，引入先進設(shè)備和創(chuàng)新人才，完善研發(fā)體系，從而在綠色技術(shù)創(chuàng)新方面取得更多突破。結(jié)合本文的研究，試點政策通過增加企業(yè)研發(fā)投入促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗證了假設(shè)H2。

表13 機制檢驗

（2）列是試點政策對傳統(tǒng)代理成本的回歸結(jié)果，試點政策的回歸系數(shù)為-0.0056，且在1%的水平上顯著，表明試點政策能夠降低企業(yè)傳統(tǒng)代理成本。傳統(tǒng)代理成本是企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵制約因素。根據(jù)李井林等[51]的研究，傳統(tǒng)代理成本越高則對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用越強。試點政策能夠發(fā)揮傳統(tǒng)金融和環(huán)境規(guī)制雙重功能，引導(dǎo)金融機構(gòu)降低對“兩高”企業(yè)的信貸額度，管理層可控的自由現(xiàn)金流減少，內(nèi)部監(jiān)督成本下降，從而有效降低傳統(tǒng)代理成本。同時，試點政策的雙重功能減輕了管理者的短視行為，通過推進創(chuàng)新決策提升綠色創(chuàng)新績效。結(jié)合本文的研究，試點政策通過降低企業(yè)傳統(tǒng)代理成本促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗證了假設(shè)H3。

（3）列是試點政策對環(huán)境代理成本的回歸結(jié)果，試點政策的回歸系數(shù)為0.0353，且在5%的水平上顯著，表明試點政策增加了企業(yè)環(huán)境代理成本。環(huán)境代理成本的實質(zhì)是為最小化環(huán)境懲罰方面的代理問題所發(fā)生的成本[15]。較高的環(huán)境代理成本代表試點政策作為外部規(guī)制工具對管理層施加了較高的環(huán)境治理監(jiān)督，迫使企業(yè)加大環(huán)境治理相關(guān)費用支出，激勵企業(yè)通過創(chuàng)新掌握更為先進的綠色技術(shù)，以更環(huán)保的方式運營。結(jié)合本文的研究，試點政策通過增加企業(yè)環(huán)境代理成本促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗證了假設(shè)H4。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

模型（5）用于檢驗商業(yè)信用對試點政策影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如果β2顯著為正，說明商業(yè)信用可以強化試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析模型如下：

表13（4）列顯示，交乘項Treated×Post×Tc 的回歸系數(shù)為0.480，且在1%的水平上顯著，表明商業(yè)信用強化了試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。（5）和（6）列表明，商業(yè)信用也可以強化試點政策對實質(zhì)性綠色創(chuàng)新、策略性綠色創(chuàng)新的促進作用。以上結(jié)果驗證了假設(shè)H5。

七、結(jié)論與建議

本文以綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)設(shè)立為準(zhǔn)自然實驗，通過滬深A(yù)股上市公司面板數(shù)據(jù)，運用多期雙重差分法探究試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，主要研究結(jié)論如下：（1）試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新達到“量質(zhì)齊升”的促進效果，但對實質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響存在一定滯后性；（2）試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在規(guī)模較大、政府補助力度較強、信息透明度較高、市場競爭程度較高以及低環(huán)境敏感度行業(yè)的企業(yè)中更為顯著；（3）試點政策通過增加研發(fā)投入、降低傳統(tǒng)代理成本、增加環(huán)境代理成本來促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；（4）商業(yè)信用強化了試點政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。

結(jié)合上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：（1）政府應(yīng)進一步完善試點政策體系，繼續(xù)擴大綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)試點范圍；增強政策的“靶向性”，有針對性地向規(guī)模較小、政府補助力度較弱、信息透明度較低、市場競爭程度較低以及高環(huán)境敏感度行業(yè)的企業(yè)傾斜。（2）企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身情況，順應(yīng)社會發(fā)展趨勢，尤其是重污染行業(yè)的企業(yè)要主動謀求綠色轉(zhuǎn)型，以增強可持續(xù)競爭力；企業(yè)要主動提高信息透明度，向社會展示良好的形象，增強投資者信心，以吸引更多的資金支持；企業(yè)要重視與供應(yīng)商之間的合作，利用商業(yè)信用獲得更便捷、充足的創(chuàng)新資金支持。（3）金融機構(gòu)要借助政策找準(zhǔn)自身定位，實現(xiàn)綠色金融與數(shù)智金融的結(jié)合，加強對融資主體風(fēng)險的實時監(jiān)控，確保資金真正用于綠色項目，助力企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。