逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

王慧敏

【摘? 要】論文以2013-2020年A股民營上市企業(yè)為樣本，實證檢驗民營企業(yè)引入國有資本對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明，民營企業(yè)參與逆向混改引入國有資本與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關，路徑研究發(fā)現(xiàn)，融資約束在其中起著中介作用。進一步分析表明，企業(yè)外部地區(qū)市場化程度和內(nèi)部控制質(zhì)量越高，民營企業(yè)引入國有資本對綠色創(chuàng)新的促進作用越大。論文的研究結(jié)論為進一步放大國有資本功能、促進民營企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。

【關鍵詞】民營企業(yè)；逆向混改；綠色創(chuàng)新；融資約束

【中圖分類號】F271；F276.5；F273.1 【文獻標志碼】A 【文章編號】1673-1069（2023）05-0034-04

1 引言

黨的二十大報告提出，必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展。改革開放以來，我國經(jīng)濟社會實現(xiàn)跨越式發(fā)展，但同時也帶來資源浪費、環(huán)境質(zhì)量惡化等問題，謀綠色發(fā)展之路，推進經(jīng)濟發(fā)展綠色低碳轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的雙重效益刻不容緩，我國對生態(tài)文明建設的重視達到前所未有的頂峰。2020年9月，習近平主席在第七十五屆聯(lián)合國大會提出中國2030年前達到碳達峰，2060年實現(xiàn)碳中和，這是對全球的一種大國擔當和責任宣誓。創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，綠色技術(shù)創(chuàng)新既能為客戶和企業(yè)實現(xiàn)增值，也能顯著降低對環(huán)境的不利影響，是實現(xiàn)綠色發(fā)展和雙碳目標的有效路徑和重要驅(qū)動力量。黨的十九屆五中全會提出“鼓勵國有資本投資入股民營企業(yè)”混合所有制改革作為一種“雙向混合”，不僅包括國有企業(yè)引入民營資本，也包括民營企業(yè)引入國有資本，目前我國已有近60%的民營企業(yè)引入國有資本參與混改，然而，卻少有研究基于民營企業(yè)，探究民營企業(yè)逆向混改的治理效應，這嚴重滯后于現(xiàn)實的改革實踐。

綠色技術(shù)創(chuàng)新以實現(xiàn)綠色發(fā)展為核心追求，順應新發(fā)展理念，實現(xiàn)經(jīng)濟和環(huán)境的雙贏，是關乎政治、經(jīng)濟、社會、生態(tài)、文化全方位、各群體的技術(shù)創(chuàng)新活動，離不開全社會所有群體的共同參與和積極行動。民營企業(yè)作為推動高質(zhì)量發(fā)展的重要主體，是科技創(chuàng)新的重要力量源泉。當前，混合所有制改革已步入深水區(qū)，本文以2013-2020年滬深兩市A股民營企業(yè)為研究對象，探究民營企業(yè)引入國有資本對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，以期厘清我國混合所有制改革的治理效應和改革成效，進一步豐富混合所有制改革和綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素的相關研究，助力美麗中國建設和雙碳目標實現(xiàn)。

2 理論分析與研究假設

2.1 民營企業(yè)逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

民營企業(yè)逆向混改引入國有資本可以從增強企業(yè)創(chuàng)新能力和提高企業(yè)創(chuàng)新意愿兩方面影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。一方面，創(chuàng)新能力的提高來自于資源獲取能力的提升，基于資源依賴理論，企業(yè)的發(fā)展運營需要大量資源的支持，對綠色創(chuàng)新而言，它具有高投入、周期長、不確定性大等特點，創(chuàng)新資源的投入不足會使綠色創(chuàng)新陷入困境。民營企業(yè)通過逆向混改引入國有股東，有助于提升企業(yè)資源獲取能力。憑借國有股權(quán)的資源稟賦和社會關系，民營企業(yè)可以獲得政府提供的創(chuàng)新補貼，增強與政府等有關部門、科研院所和高等院校之間的交流合作，獲得信息、人才、技術(shù)上的資源優(yōu)勢與政策扶持。另一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新具有技術(shù)和環(huán)境的雙重外部性[1]，導致我國綠色技術(shù)創(chuàng)新存在缺乏主動性的問題，提高企業(yè)自主綠色創(chuàng)新意愿是關鍵。首先，國有企業(yè)有著固有的政治屬性，承載著積極履行社會責任的期望，民營企業(yè)通過逆向混改，增加了與政府和國有企業(yè)交流的機會，有助于民營企業(yè)深入了解國有企業(yè)的社會責任和企業(yè)文化，深刻認識我國的環(huán)保事業(yè)現(xiàn)狀，進而自覺轉(zhuǎn)變發(fā)展理念，承擔社會責任，積極響應政府號召，加大綠色創(chuàng)新研發(fā)投入；其次，國有股權(quán)的引入能夠使民營企業(yè)私有產(chǎn)權(quán)得到有效保護，降低企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新成果被他人侵占的風險，提升企業(yè)管理者的安全感和創(chuàng)新動力，增加對綠色技術(shù)創(chuàng)新的樂觀態(tài)度?；谏鲜龇治?，本文提出假設H1。

假設H1：民營企業(yè)參與逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新正相關。

2.2 民營企業(yè)逆向混改、融資約束與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

綠色技術(shù)創(chuàng)新面臨的高風險性和不確定性需要企業(yè)巨額、長期的資金支持。然而，民營企業(yè)卻面臨著對外部融資依賴度高、融資難、融資貴的現(xiàn)實困境，導致綠色技術(shù)創(chuàng)新得不到足夠的資金支持。

國有資本入股民營企業(yè)，一方面，政府可能會給國有資本入股的民營企業(yè)提供直接的創(chuàng)新補貼，補充企業(yè)缺乏的創(chuàng)新資金[2]。民營企業(yè)可以憑借與政府構(gòu)建的良好政企關系，獲得高壁壘行業(yè)的準入資格，促進企業(yè)多元化經(jīng)營與企業(yè)績效提升，也可以獲得一定程度的政府綠色采購訂單，或以較低價格在市場上獲得各種生產(chǎn)要素，促進企業(yè)降本增效，提高企業(yè)利潤。另一方面，資金供求雙方的信息不對稱是企業(yè)面臨融資約束問題的重要影響因素。基于信號傳遞理論，民營企業(yè)引入國有資本給民營企業(yè)帶來了隱性的信用背書和政策保障，向銀行等金融機構(gòu)和資本市場中的機構(gòu)與個人投資者傳遞了企業(yè)實力強和未來經(jīng)營業(yè)績良好的有利信號，有效緩解民營企業(yè)在融資過程中可能遭受的信貸“歧視”?；谝陨戏治?，本文提出假設H2。

假設H2：民營企業(yè)逆向混改通過緩解企業(yè)融資約束促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2013-2020年滬深A股民營上市公司為研究樣本。對原始樣本進行如下處理：①剔除前身為國有企業(yè)，經(jīng)過國有企業(yè)改制變遷形成的混合所有制民營企業(yè)；②剔除金融和保險行業(yè)企業(yè)，防止極端值的影響；③剔除ST和*ST公司，保證數(shù)據(jù)穩(wěn)定可比；④剔除上市時間不足1年的樣本；⑤剔除其他數(shù)據(jù)缺失樣本。本文所使用的民營企業(yè)前十大股東信息和控制變量數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，綠色專利數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺CNRDS數(shù)據(jù)庫。為消除異常值的影響，對連續(xù)變量進行了前后1%水平上的縮尾處理。

3.2 變量選擇與定義

3.2.1 被解釋變量

企業(yè)綠色創(chuàng)新（Ingreen）。參考王馨和王營[3]的研究，本文選擇綠色專利申請量作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的衡量指標，其中綠色專利主要包括綠色發(fā)明專利和綠色實用新型專利?？紤]到綠色專利授權(quán)量能一定程度上代表綠色創(chuàng)新質(zhì)量，在本文穩(wěn)健性檢驗中，本文使用綠色專利授權(quán)量（Ingreen2）作為替換變量。

3.2.2 解釋變量

民營企業(yè)逆向混改（Mix）。本文參考郝陽和龔六堂[4]的衡量方法，將民營企業(yè)前十大股東中國有股東持股比例之和作為逆向混改的代理變量，若是不存在國有股東，則將其賦值為0。在穩(wěn)健性檢驗中，本文則以民營企業(yè)前十大股東中是否存在國有股東的虛擬變量作為替換變量，有則取值為1，表明民營企業(yè)進行了逆向混改，沒有則取值為0，表明民營企業(yè)沒有進行逆向混改。

3.2.3 中介變量

融資約束（SA）?？紤]到KZ指數(shù)和WW指數(shù)這兩種融資約束指標的測度過程包含多種具有內(nèi)生性的金融變量，本文使用鞠曉生等[5]的研究方法，使用企業(yè)規(guī)模（Size）和企業(yè)年齡（Age）兩個變量構(gòu)建企業(yè)融資約束指標SA，具體而言，SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。

3.2.4 控制變量

對于影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的控制變量的選取，在公司治理機制和公司特征兩個方面加以控制。此外，本文還進一步控制了行業(yè)、年度和地區(qū)的影響。具體變量的選取參考齊紹洲等[6]的研究，具體定義與說明如表1所示。

3.3 模型構(gòu)建

為驗證民營企業(yè)逆向混改對于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本研究構(gòu)建設計如下控制年度、行業(yè)和省份的多元回歸模型：

Ingreeni，t=β₀+β₁×Mix_i，t+β₂×control_i，t+∑Year+∑Industry+∑Province+ε_i，t（1）

對于中介效應的檢驗，本文采用逐步回歸的中介檢驗方法，構(gòu)建設計如下模型，驗證融資約束對政治關聯(lián)和綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制：

Ingreen_i，t=β₀+β₁×Mix_i，t+β₂×control_i，t+∑Year+∑Industry+∑Province+ε_i，t（2）

SA_i，t=β₀+β₁×Mix_i，t+β₂×control_i，t+∑Year+∑Industry+∑Province+ε_i，t（3）

Ingreen_i，t=β₀+β₁×Mix_i，t+β₂×SA_i，t+ β₃×controli，t+∑Year+∑Industry+∑Province +ε_i，t（4）

式中，Ingreen為本文被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新，Mix為解釋變量民營企業(yè)逆向混改，SA為中介變量融資約束，control為本文一系列控制變量；下標i表示民營企業(yè)個體，t表示年份，∑Year、∑Industry和∑Province分別表示控制年度、行業(yè)和地區(qū)效應，β表示待估參數(shù)，ε_i，t表示殘差項。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計情況如表2所示。綠色專利申請量（Ingreen）的均值和標準差分別為0.339和0.698，中位數(shù)為0，最小值為0，最大值為5.753，表明綠色創(chuàng)新在民營企業(yè)中存在較大差異，近半數(shù)民營企業(yè)不存在綠色專利技術(shù)申請。是否存在國有性質(zhì)股東的虛擬變量（Mix1）平均值為0.436，表明平均有43.6%的民營企業(yè)參與逆向混改，引入了國有資本，占據(jù)較大比例；國有股東參股比例（Mix）最低為0，最高為22.5%，平均參股比例為1.803%，標準差為3.8個百分點，說明民營企業(yè)逆向混改中吸收國有資本的程度不高，且差異較大；其他控制變量數(shù)據(jù)與現(xiàn)存研究接近，在正常范圍。

4.2 回歸結(jié)果分析

表3是本文主檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新與民營企業(yè)逆向混改的回歸結(jié)果。第（1）列為不加入控制變量并且未控制年度、行業(yè)和地區(qū)效應的回歸結(jié)果，第（2）列為加入控制變量，但未控制年度、行業(yè)和地區(qū)效應的回歸結(jié)果，第（3）列為加入控制變量以及控制年度、行業(yè)和地區(qū)的回歸結(jié)果，可以看出民營企業(yè)逆向混改對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，這些結(jié)果表明民營企業(yè)逆向混改引入國有資本，可以促進民營企業(yè)與綠色創(chuàng)新，驗證了本研究的假設H1。

表4報告了民營企業(yè)逆向混改、融資約束與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間中介機制檢驗的回歸結(jié)果。第（2）列的民營企業(yè)逆向混改（Mix）對融資約束（SA）系數(shù)估計值為-0.000 5，在5%水平上顯著為負，這意味著民營企業(yè)逆向混改可以緩解企業(yè)融資約束；從第（3）列可以看出，把Mix和SA同時放入回歸模型，Mix對Ingreen的系數(shù)仍顯著為正，但估計回歸系數(shù)從0.007 3變成了0.007 1，表明融資約束起了部分中介作用，說明民營企業(yè)逆向混改可以通過緩解融資約束來促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗證了假設H2。此外，對融資約束中介作用的Bootstrap檢驗表明，其間接效應的Bootstrap置信區(qū)間為[0.000 1，0.000 7]，直接效應置信區(qū)間為[0.003 3，0.009 5]，均不包含0，這對本文融資約束在民營企業(yè)逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起部分中介作用進行了進一步驗證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 替換解釋變量與被解釋變量

為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文使用企業(yè)前十大股東中是否有國有股東的虛擬變量和綠色專利申請量作為替代變量進行回歸。結(jié)果如表5的（1）（2）（3）列所示，逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的估計系數(shù)分別為0.048 3、0.008 6、0.056 5，且始終在1%的水平上顯著，表明本研究的主假設結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.3.2 更換回歸方法

由前文描述性統(tǒng)計可以看出，本文被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新存在大量左偏為0的樣本。因此，本文更換回歸方法，采用Tobit模型再次回歸，結(jié)果如表5第（4）列所示，逆向混改與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的估計回歸系數(shù)為0.017 3并在1%的水平上顯著，與前文的研究結(jié)論一致。

4.3.3 傾向性得分匹配

民營企業(yè)可能因為本身實力強規(guī)模大，注重綠色技術(shù)創(chuàng)新，從而吸引國有資本的加入，導致逆向混改和綠色創(chuàng)新之間可能存在反向因果關系。因此，本文應用傾向得分匹配（PSM）方法，采用一對一最近鄰匹配的方式，為存在國有股東的民營企業(yè)尋找最為匹配的沒有國有股東的民營企業(yè)對照組。匹配之后的樣本回歸結(jié)果如表5第（5）列所示，Mix的系數(shù)為0.007 5，依舊在1%的水平上顯著，結(jié)論穩(wěn)健。

4.4 進一步分析

民營企業(yè)逆向混改對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響很可能受到企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的影響，為此，本文以樊綱市場化指數(shù)（Market）衡量企業(yè)面臨的外部市場環(huán)境，以迪博內(nèi)部控制指數(shù)（IC）作為公司內(nèi)部環(huán)境的代理變量，研究民營企業(yè)逆向混改對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響是否會受地區(qū)市場化水平以及企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境的影響。研究結(jié)果如表6所示，地區(qū)市場化水平和企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量都起到了正向的調(diào)節(jié)作用。這進一步表明，較高的市場化水平意味著該地區(qū)有較好的經(jīng)濟發(fā)展水平、資本市場環(huán)境和人才資源，能更有效地降低信息不對稱，進一步強化民營企業(yè)逆向混改對綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。當企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量高時，企業(yè)有更完善的信息披露機制，可以進一步規(guī)范管理層的行為，加強內(nèi)部監(jiān)督，實現(xiàn)多元產(chǎn)權(quán)主體“競爭制衡”決策機制，使管理者作出更為有利于企業(yè)長遠發(fā)展的決策，從而進一步加強民營企業(yè)逆向混改對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。

5 結(jié)論與啟示

本文基于2013-2020年中國滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)，考察了民營企業(yè)逆向混改通過融資約束影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的路徑。結(jié)果表明：綠色技術(shù)創(chuàng)新具有一定的政策驅(qū)動性，民營企業(yè)逆向混改能夠提高企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意愿，促進企業(yè)綠色研發(fā)投入。從融資約束路徑出發(fā)，民營企業(yè)逆向混改通過緩解綠色研發(fā)創(chuàng)新過程中的資金短缺問題，促進綠色技術(shù)創(chuàng)新。進一步地，本文還考察了地區(qū)市場化水平、企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對逆向混改與綠色技術(shù)創(chuàng)新關系的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)市場化程度和企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，民營企業(yè)引入國有資本對綠色創(chuàng)新的促進作用越大。

近年來，我國推進高質(zhì)量綠色發(fā)展的決心越來越高，怎樣有效解決“企業(yè)綠色創(chuàng)新的能力和動力不足”是我們越來越關注的問題。本文對深化混合所有制改革，支持引導民營企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供了以下啟示：第一，國有資本入股民營企業(yè)，有利于進一步放大國有資本功能，放大逆向混改帶來的多元產(chǎn)權(quán)制衡與監(jiān)督機制，改善民營企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，為民營企業(yè)帶來產(chǎn)權(quán)保護、信譽背書等積極影響。因此，我們要進一步建立健全民營企業(yè)引入國有資本的相關制度安排，吸引更多民營企業(yè)參與到逆向混改的過程中。第二，推進民營企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新要促進其與國有企業(yè)和政府之間的信息溝通，發(fā)揮國有企業(yè)和政府的價值引導作用，培育和提高民營企業(yè)自覺承擔環(huán)境社會責任的價值觀念和道德感；提高民營企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新意愿，也要努力營造良好融資生態(tài)，擴大政府性融資擔保對民營企業(yè)的覆蓋面，完善和健全相應的評價體系，解決民營企業(yè)面臨的綠色技術(shù)創(chuàng)新融資難融資貴的問題。

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