混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響與溢出效應(yīng)

袁歌騁 李娟娟

摘要 混合所有制改革作為國有企業(yè)改革的核心舉措，探討其對綠色創(chuàng)新的影響效果兼具理論與實踐意義。該研究以2010—2019年中國A股國有上市公司為研究對象，以國有企業(yè)前十大股東中非國有股東持股比例為混改判斷依據(jù)，通過雙重差分傾向得分匹配法實證檢驗了混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響、作用機制及影響的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討了混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：混合所有制改革總體上能有效促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。在采用安慰劑檢驗、工具變量法緩解內(nèi)生性問題，更換匹配依據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論仍然成立。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，公司治理水平提高和知識溢出效應(yīng)是混合所有制改革促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要渠道；非國有股東逐利屬性可能在混合所有制改革影響國有企業(yè)綠色創(chuàng)新中產(chǎn)生抑制作用。根據(jù)行業(yè)特征的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在競爭行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中，混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更明顯。整體上混改促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但非國有股東占比并非越高越好，當(dāng)前十大股東中非國有股東持股占比位于15%～≤30%時，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯。混改對未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在溢出效應(yīng)，有效促進(jìn)了同行業(yè)未混改國有企業(yè)進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新?；谘芯拷Y(jié)果提出，應(yīng)充分認(rèn)識混改在綠色發(fā)展中的重要作用，進(jìn)一步推動國有企業(yè)混合所有制改革；推動形成互相制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，合理配置非國有資本占比；同時，避免“一刀切”的混合所有制改革，應(yīng)堅持分類分層有序推進(jìn)混改進(jìn)程。

關(guān)鍵詞 混合所有制改革；綠色創(chuàng)新；公司治理；知識溢出；溢出效應(yīng)

中圖分類號 F276. 1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）07-0180-11 DOI：10. 12062/cpre. 20230311

近年來，為了提高國有企業(yè)經(jīng)營活力，中國持續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)改革，其中混合所有制改革（以下簡稱“混改”）是核心舉措。2021年中國《政府工作報告》進(jìn)一步提出深化國有企業(yè)混合所有制改革，做強做優(yōu)做大國有資本和國有企業(yè)。豐富的研究表明，混改可以有效提高國有企業(yè)經(jīng)營效率［1］、生產(chǎn)率水平［2］、創(chuàng)新等［3］，但鮮有研究關(guān)注混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。混改可以通過改善國有企業(yè)公司治理以及提高知識溢出兩個渠道促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，發(fā)揮“激勵”效應(yīng)。一方面，混改通過引入社會資本幫助緩解國有企業(yè)面臨的代理問題，提高公司治理水平［4］，激勵企業(yè)從事有利于形成企業(yè)長期競爭力的綠色創(chuàng)新活動。另一方面，引入非國有股東能夠增強國有企業(yè)和非國有股東之間的知識交換， 提高知識溢出，促進(jìn)綠色創(chuàng)新。但混改同樣可能對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在“抑制”效應(yīng)。由于綠色創(chuàng)新的特殊性，引入更關(guān)注經(jīng)濟目標(biāo)而非社會效益的非國有股東也可能導(dǎo)致國有企業(yè)減少綠色創(chuàng)新動機，而選擇投資更具有經(jīng)濟效益的項目。因此，有必要深入探討混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的凈影響及其作用機制，為優(yōu)化中國國有企業(yè)改革以促進(jìn)環(huán)境保護提供經(jīng)驗證據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

依托體制變遷，中國國有企業(yè)改革主要經(jīng)歷了四個階段。第一階段是改革開放初期到1992年的商品經(jīng)濟時代，這一階段的國有企業(yè)改革處于以調(diào)動管理者積極性為核心的“放權(quán)讓利”階段，主要任務(wù)是引導(dǎo)國營單位走出計劃經(jīng)濟束縛，同時也是國有企業(yè)混改的探索階段。第二階段是1993—2003年初步建立社會主義市場經(jīng)濟體制的時期，國有企業(yè)改革進(jìn)入建立現(xiàn)代化公司制度的“建機轉(zhuǎn)制”階段，重點是引導(dǎo)國有企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度，適應(yīng)市場優(yōu)勝劣汰的競爭格局，國有企業(yè)混改實現(xiàn)成長跨越。第三階段是2004年至2013年完善市場經(jīng)濟體制時期，該階段國有企業(yè)改革以優(yōu)化國有資產(chǎn)監(jiān)督管理機制為核心，進(jìn)入“監(jiān)管改革”階段，推進(jìn)國有資產(chǎn)實現(xiàn)保值增值目標(biāo)，國有企業(yè)混改不斷調(diào)整完善。第四階段是2014年至今，中共十八屆三中全會提出要“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”，自此進(jìn)入全面深化改革階段。當(dāng)下，中國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，由此也對國有企業(yè)混合所有制改革提出更高要求，國有企業(yè)在提高自身效率的同時，要進(jìn)一步拉動國內(nèi)經(jīng)濟走出低迷，通過多元產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)提高國有企業(yè)競爭力，激發(fā)國有企業(yè)創(chuàng)新力，以綠色創(chuàng)新發(fā)展支撐國家經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［5-6］。

1. 1 混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

理論上，混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新同時存在“激勵”和“抑制”兩種效應(yīng)?；旄闹饕ㄟ^如下兩個路徑對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)揮“激勵”效應(yīng)：一方面，國有企業(yè)混合所有制改革有助于提高企業(yè)治理水平、促進(jìn)企業(yè)效率提升從而推動綠色創(chuàng)新發(fā)展。現(xiàn)有研究表明，國有企業(yè)存在內(nèi)部人控制和激勵不足問題，導(dǎo)致其相較于非國有企業(yè)而言具有更嚴(yán)重的代理問題［7］。綠色創(chuàng)新對企業(yè)長期發(fā)展具有較強的戰(zhàn)略意義，但不確定性較高，同時存在研發(fā)成本高、資金斷裂、數(shù)據(jù)收集困難等問題［8］，短期效益不明顯。因此經(jīng)理人出于自身利益最大化有動機減少企業(yè)綠色創(chuàng)新。雖然相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)承擔(dān)更多環(huán)保任務(wù)，但經(jīng)理人也可以選擇易模仿、低成本的末端治理技術(shù)滿足環(huán)保要求。混改引入了非國有股東，通過委派董事、監(jiān)事等方式發(fā)揮制衡和監(jiān)督作用，制約經(jīng)理人機會主義行為，降低企業(yè)代理成本并優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，從而有助于推動綠色創(chuàng)新［9-10］。

另一方面，國有混合所有制改革有助于提高知識溢出水平、降低國有企業(yè)綠色創(chuàng)新面臨的研發(fā)不確定性，進(jìn)而促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。企業(yè)的知識來自內(nèi)部知識儲備和外部知識獲取兩條路徑，企業(yè)之間通過頻繁的知識互動、交換資源、業(yè)務(wù)往來等產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，形成大量異質(zhì)性和互補性資源，有助于降低企業(yè)創(chuàng)新面臨的不確定性，對企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著促進(jìn)作用［11-13］?；旄膶崿F(xiàn)了多種資源融合，為非國有股東和國有企業(yè)之間的知識交換創(chuàng)造了良好的條件，增強了企業(yè)間知識溢出水平［14］，國有企業(yè)和非國有資本在合作中獲得知識存量增加，形成知識合作剩余，非國有企業(yè)的綠色專利可以通過知識溢出的方式產(chǎn)生積極的外部性，促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新［9］。就“抑制”效應(yīng)而言，非國有企業(yè)股東往往具有逐利動機，更關(guān)注經(jīng)濟目標(biāo)而非綠色發(fā)展中關(guān)注的社會效益，因此混改也可能對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。與非綠色創(chuàng)新相比，綠色創(chuàng)新具有技術(shù)溢出和環(huán)境溢出的“雙重外部性”［15-16］。企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新將降低外部成本，減少對環(huán)境的破壞從而產(chǎn)生社會效益，但綠色創(chuàng)新的研發(fā)投入和風(fēng)險并未從社會效益中獲得相應(yīng)補償，企業(yè)私人收益小于社會收益；企業(yè)不進(jìn)行綠色創(chuàng)新將增加污染排放，對環(huán)境的污染導(dǎo)致社會成本增加，而污染企業(yè)并未受到懲罰，無須承擔(dān)污染所增加的社會成本，企業(yè)私人成本小于社會成本［17］。研發(fā)者不能獨享研發(fā)成果利益，而模仿者可以低成本方式獲取新技術(shù)，從而降低創(chuàng)新主體的積極性；污染者在不受懲罰的情況下，污染能帶來更大利益，從而不會主動選擇綠色創(chuàng)新。因此，追求利潤最大化的非國有股東缺乏綠色創(chuàng)新動力，傾向于選擇“非綠色”技術(shù)。同時，綠色創(chuàng)新難以在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟利益、對環(huán)境保護的貢獻(xiàn)形成長期競爭優(yōu)勢需經(jīng)歷較長的期間。上述特征降低了綠色創(chuàng)新項目的投資價值，因此出于逐利目的非國有股東具有減少綠色創(chuàng)新項目的動機，抑制國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響取決于“激勵”和“抑制”效應(yīng)的大小關(guān)系，基于此，提出如下實證假設(shè)。

H1：混改有助于促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

H1：混改將抑制國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

1. 2 行業(yè)特征對混合所有制改革與國有企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)聯(lián)的影響

由于不同行業(yè)中國有企業(yè)特征差異，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵”和“抑制”效應(yīng)可能受國有企業(yè)行業(yè)特征影響，從而表現(xiàn)為混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的凈影響出現(xiàn)異質(zhì)性。雖然壟斷行業(yè)中的國有企業(yè)通常面臨更高的代理問題，但由于上述國有企業(yè)僅依靠壟斷地位就可以獲取長期高額利潤［18］，非國有股東可以坐擁壟斷性收益［19］，因此非國有股東改革動機相對較小，削弱混改公司治理渠道的“激勵”效應(yīng)。同時，高額經(jīng)濟利潤的存在也會進(jìn)一步阻礙非國有股東綠色創(chuàng)新的動力，保持原有的“非綠色”路徑，放大混改的“抑制”效應(yīng)。據(jù)此，對應(yīng)假設(shè)H1和假設(shè)H1，提出如下實證假設(shè)。

H2：相較于競爭行業(yè)，混改對壟斷行業(yè)中國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)較弱。

H2：相較于競爭行業(yè)，混改對壟斷行業(yè)中國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)更明顯。

此外，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)以及通過知識溢出渠道發(fā)揮的“激勵”效應(yīng)也與國有企業(yè)自身技術(shù)知識儲備相關(guān)。綠色技術(shù)的知識溢出并非自動轉(zhuǎn)移的過程，而是需要國有企業(yè)具備吸收和利用綠色技術(shù)相關(guān)知識的能力［20］。相較于非環(huán)保類國有企業(yè)，環(huán)保類國有企業(yè)往往具有較高的綠色知識儲備，因此理論上其吸收并運用外部綠色知識的能力較強，有助于放大混改知識溢出渠道的“激勵”效應(yīng)。與此同時，環(huán)保類國有企業(yè)較高的綠色知識儲備和成熟的環(huán)保經(jīng)營模式更有助于綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟效益，因此有助于削弱混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)。

H3：相較于非環(huán)保類國有企業(yè)，混改對環(huán)保類國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)更明顯。

H3：相較于非環(huán)保類國有企業(yè)，混改對環(huán)保類國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)較弱。

2 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

2. 1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

該研究以2010—2019年A股上市國有企業(yè)為研究樣本。由于2008年金融危機及政府相關(guān)應(yīng)對策略對企業(yè)資產(chǎn)配置產(chǎn)生了外在影響，且該研究控制變量需滯后一期，因此選擇2010年作為研究起點。國有企業(yè)依據(jù)最終控制人屬性為中央或地方政府企業(yè)進(jìn)行識別。同時借鑒已有研究剔除：金融類上市企業(yè)；上市狀態(tài)為終止上市、*ST（退市風(fēng)險預(yù)警）、暫停上市、ST（暫停上市、特別處理）以及退市整理期企業(yè)；關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。所有連續(xù)變量均按照上下1%的水平進(jìn)行了Winsorize處理。相關(guān)數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）數(shù)據(jù)庫。

2. 2 變量選擇

2. 2. 1 被解釋變量：企業(yè)綠色創(chuàng)新

參考齊紹洲等［21］的研究，采用企業(yè)當(dāng)年申請的綠色專利總數(shù)加1后取自然對數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新代理變量（記為ln ），該值越大說明企業(yè)綠色創(chuàng)新水平越高。相比于量表設(shè)計的主觀性以及專利授權(quán)情況的不穩(wěn)定性［22］，綠色專利申請數(shù)更能反映企業(yè)真實綠色創(chuàng)新水平，因此主要以綠色專利申請數(shù)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新。綠色專利包括綠色發(fā)明專利和綠色實用新型專利，在穩(wěn)健性檢驗部分，進(jìn)一步采用綠色發(fā)明專利申請數(shù)（1）和綠色實用新型專利申請數(shù)（2）作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

2. 2. 2 核心解釋變量：混改變量

混改虛擬變量。參考現(xiàn)有研究［1，23］，將國有企業(yè)在第年時前十大股東中非國有股東持股比例超過10%定義為進(jìn)行了混合所有制改革。根據(jù)中國《公司法》規(guī)定“單獨或者合計持有公司10%以上股份的股東有權(quán)請求召開臨時股東大會”，這意味著當(dāng)非國有股東持股比例超過10%時，其話語權(quán)得到實質(zhì)的提升，將影響國有企業(yè)的經(jīng)營管理。因此該研究以前十大股東中非國有股東持股比例超過10%作為國有企業(yè)發(fā)生混改的標(biāo)準(zhǔn)。以樣本期間進(jìn)行混改的國有企業(yè)為實驗組，即=1，未進(jìn)行混改的國有企業(yè)為控制組，即=0。

混改時間虛擬變量。=1表示混改完成（連續(xù)兩年股權(quán)結(jié)構(gòu)保持不變）［24］，=0表示未進(jìn)行混改。

2. 2. 3 控制變量

參考彭星等［25］、徐佳等［26］的研究，控制了公司和地區(qū)兩個層面的影響因素。

公司層面的控制變量包括：①資產(chǎn)負(fù)債率（）。采用總負(fù)債除以總資產(chǎn)構(gòu)建。適度的負(fù)債有利于企業(yè)利用資金改善技術(shù)和工藝，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。②企業(yè)年齡（）。采用企業(yè)成立年數(shù)的自然對數(shù)衡量以控制企業(yè)發(fā)展階段對綠色創(chuàng)新的影響。③總資產(chǎn)收益率（）。采用凈利潤除以總資產(chǎn)構(gòu)建以衡量企業(yè)的盈利能力，企業(yè)盈利能力越強越有動力投資綠色創(chuàng)新。④營業(yè)收入增長率（）。采用本年營業(yè)收入與上年營業(yè)收入差額除以上年營業(yè)收入構(gòu)建以衡量企業(yè)的成長性。成長型企業(yè)的創(chuàng)新動力更足，更有助于促進(jìn)綠色創(chuàng)新。⑤企業(yè)規(guī)模（）。采用企業(yè)員工人數(shù)的自然對數(shù)衡量。通常而言，企業(yè)規(guī)模越大，其進(jìn)行綠色創(chuàng)新的成功率越高，更愿意也更有能力為實現(xiàn)自身長期可持續(xù)發(fā)展而保持較高的綠色創(chuàng)新投入水平。

省份層面的控制變量包括：①環(huán)境規(guī)制變量。由于環(huán)境規(guī)制因素可能通過倒逼效應(yīng)、資源效應(yīng)和擠出效應(yīng)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新行為［27］，參考趙玉民等［28］以及彭星等［25］的研究，引入命令控制型、市場激勵型和公眾參與型三類環(huán)境規(guī)制變量。其中命令控制型代表政府或環(huán)保機構(gòu)的強制性政策手段，以受理環(huán)境行政處罰案件數(shù)的自然對數(shù)衡量（）；市場激勵型通常指政府通過稅收和價格等市場化手段激勵企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，以單位GDP排污費收入衡量（）；公眾參與型指企業(yè)或個人參與環(huán)境保護行動或承諾，以省級人民代表大會環(huán)境建議數(shù)的自然對數(shù)衡量（）。②經(jīng)濟發(fā)展水平。由于綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域不均衡性，與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)，分別引入人均GDP 對數(shù)（ln ）和第二產(chǎn)業(yè)占GDP 比值（）從經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個方面控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對綠色創(chuàng)新的影響。③開放程度（ln ）。采用外商投資規(guī)模的自然對數(shù)衡量。地區(qū)開放程度主要通過技術(shù)溢出效應(yīng)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新。其中，公司層面控制變量的數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，地區(qū)層面控制變量的數(shù)據(jù)主要來自中國環(huán)境年鑒和國家統(tǒng)計局。表1為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，其中綠色創(chuàng)新水平的變異系數(shù)大于1，說明不同國有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平差異相對較大。

2. 3 模型設(shè)定

參考現(xiàn)有研究［24，29］ ，將國有企業(yè)混改視為一項準(zhǔn)自然實驗，采用如下PSM?DID模型檢驗混合所有制改革的環(huán)保效應(yīng)：

= 0 + 1it × + Σ+ + ++ （1）

其中：為企業(yè)綠色創(chuàng)新變量，為分組虛擬變量，以混改國有企業(yè)作為實驗組。再采用帶寬為0. 05的核匹配法進(jìn)行逐年匹配，從未混改的國有企業(yè)中找到與混改國有企業(yè)相匹配的企業(yè)作為控制組。為混改時間虛擬變量，為其他控制變量，是企業(yè)固定效應(yīng)，是年份固定效應(yīng)，是行業(yè)固定效應(yīng)。為控制潛在的橫截面相關(guān)問題，將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到行業(yè)-年份層面［30］。

3 實證結(jié)果與分析

3. 1 匹配前后的平衡性檢驗

使用PSM?DID模型檢驗，實驗組和控制組的特征變量在匹配后的分布是相同的，否則將造成估計結(jié)果偏差?；诖?，首先對核匹配法獲取的實驗組和控制組進(jìn)行平衡性檢驗，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值均小于5%，且所有變量t檢驗的結(jié)果不拒絕實驗組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，滿足條件獨立假設(shè)。

3. 2 實證結(jié)果及分析

表2匯報了模型（1）的回歸結(jié)果。其中列（1）為僅包含核心解釋變量以及時間、行業(yè)和個體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量。由于滿足共同支撐假設(shè)的樣本匹配結(jié)果更為理想且具有更強的外部有效性，因此列（3）在列（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用滿足共同支撐假設(shè)的樣本進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，前的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，驗證了實證假設(shè)H1，拒絕了實證假設(shè)H1，說明國有企業(yè)混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，引入非國有股東能有效促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

其他控制變量的回歸結(jié)果表明資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模和人均GDP 水平對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。命令控制型環(huán)境規(guī)制因素對企業(yè)綠色創(chuàng)新存在明顯的促進(jìn)效應(yīng)，而其他環(huán)境規(guī)制因素對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響并不明顯，表明政府或環(huán)保機構(gòu)的強制性政策手段很可能倒逼企業(yè)提升綠色創(chuàng)新水平。

3. 3 平行趨勢檢驗及動態(tài)效應(yīng)分析

雙重差分估計結(jié)果滿足一致性的前提是實驗組和控制組滿足平行趨勢假設(shè)，即在沒有政策干預(yù)之前，結(jié)果變量在實驗組和控制組的發(fā)展趨勢應(yīng)保持一致。為此，該研究在基準(zhǔn)分析的基礎(chǔ)上，將模型（1）中替換為樣本期間各年份虛擬變量，以進(jìn)一步檢驗兩組企業(yè)綠色創(chuàng)新的事前平行趨勢和事后動態(tài)效果。圖1為平行趨勢檢驗結(jié)果的圖示，其中虛線表示95%的置信區(qū)間。可以看出，國有企業(yè)混合所有制改革之前，交互項的系數(shù)均不顯著，即混改國有企業(yè)和未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新不存在明顯差異。而當(dāng)國有企業(yè)混改后，交互項的系數(shù)顯著為正且系數(shù)的絕對值水平逐漸增大，說明混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用逐漸顯現(xiàn)并增強，即該研究雙重差分模型滿足平行趨勢假設(shè)。

3. 4 安慰劑檢驗

參照Chetty等［31］的研究，采用非參置換檢驗的方法進(jìn)行安慰劑檢驗。首先對所有樣本企業(yè)和政策時間進(jìn)行不重復(fù)隨機抽樣，基準(zhǔn)回歸部分實驗組包含306個企業(yè)，因此每次抽取306個樣本企業(yè)及其對應(yīng)的隨機政策時點，然后將隨機抽取的306個樣本企業(yè)作為虛擬實驗組，剩余企業(yè)為虛擬控制組，并將此過程重復(fù)500 次，最終獲得500個虛擬實驗組與虛擬政策時間交互的估計系數(shù)。若國有企業(yè)混合所有制改革能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，則模型（1）的估計系數(shù)（0. 104）應(yīng)該位于置換檢驗中系數(shù)分布的尾部，說明其在安慰劑檢驗中屬于小概率事件，從而排除不可觀測因素的影響。圖2為安慰劑檢驗系數(shù)估計值的核密度分布圖，其中垂直虛線為500次虛擬系數(shù)的均值，垂直實線為模型（1）中的真實估計系數(shù)，真實估計系數(shù)位于虛擬回歸系數(shù)分布的高尾，說明該研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果通過安慰劑檢驗。

3. 5 其他穩(wěn)健性檢驗

3. 5. 1 工具變量法

雖然采用雙重差分傾向得分匹配法在一定程度上減輕了反向因果的影響，但仍不能完全排除。綠色創(chuàng)新在一定程度上反映了當(dāng)前國有企業(yè)的社會責(zé)任擔(dān)當(dāng)，非國有企業(yè)可能因為樹立品牌社會責(zé)任聲譽的需要而進(jìn)入國有企業(yè)，從而發(fā)生混合所有制改革。

為了緩解上述反向因果對研究結(jié)論的影響，參照蔡貴龍等［32］的研究，選取企業(yè)所處地區(qū)在第一次鴉片戰(zhàn)爭開始至1949年之前是否被迫開放為商埠（）以及是否為租界（）作為國有企業(yè)混合所有制改革的工具變量。該工具變量滿足相關(guān)性和外生性要求。一方面，商埠和租界的出現(xiàn)改變了第一次鴉片戰(zhàn)爭之前的封閉狀態(tài)，被允許其他國家投資建廠、開辦學(xué)校，這些地區(qū)對非國有資本的包容性更大，制度建設(shè)和改革較完善，更可能進(jìn)行混改，滿足相關(guān)性要求。另一方面，綠色創(chuàng)新主要取決于企業(yè)的微觀決策，而開放商埠和租界屬于歷史事件，主要取決于當(dāng)時所處的地理位置，與微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新行為關(guān)系不大，且企業(yè)綠色創(chuàng)新很難影響或改變開放商埠和租界這類歷史事件，滿足外生性要求。以商埠（）和租界（）作為混改與否的工具變量，其與的交互項和作為×的工具變量。工具變量的回歸結(jié)果見表3列（1）和列（2）。列（1）中和的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，說明混改與商埠或租界的形成正相關(guān)，滿足相關(guān)理論分析；列（2）中核心解釋變量×的系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，說明混合所有制改革能有效促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，基準(zhǔn)模型的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。同時，Kleibergen?Paap rk LM 統(tǒng)計量、Kleibergen?Paap rk Wald F統(tǒng)計量和Hansen J統(tǒng)計量的結(jié)果表明，工具變量滿足相關(guān)性和外生性，且不存在弱工具變量問題，表明工具變量的選取是合理的。

3. 5. 2 更換匹配依據(jù)

基準(zhǔn)回歸部分采用的逐期匹配可以避免“時間錯配”和“自匹配”問題，是目前多期PSM?DID的主流方法，但是由于對處理前的每期都進(jìn)行了匹配，每次匹配的結(jié)果不盡相同，導(dǎo)致控制組不穩(wěn)定，從而引起偏差。因此，參照賈俊雪等［33］的研究，采用協(xié)變量平均匹配，即將每個樣本處理前的各期協(xié)變量進(jìn)行平均，然后使用該平均值進(jìn)行傾向得分匹配?；貧w結(jié)果見表3列（3）—列（5），交互項前的系數(shù)均顯著為正，說明基準(zhǔn)模型的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 機制分析與異質(zhì)性探究

4. 1 正向作用機制檢驗

上述部分驗證了國有企業(yè)混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新主要表現(xiàn)出促進(jìn)作用。由理論分析可知，國有企業(yè)混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)主要是通過治理渠道和知識溢出渠道發(fā)揮作用。因此，探討治理水平和知識溢出兩個渠道的存在性，可進(jìn)一步揭示國有企業(yè)混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的微觀作用機制。參考Baron等［34］的研究，使用逐步檢驗法檢驗影響機制的存在性。在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（2）和模型（3）：

= 0 + 1× + Σ+ + ++ （2）

= 0 + 1 + 2× + Σ+ ++ + （3）

模型（2）中為機制變量，直接考察國有企業(yè)混改對治理水平（）和知識溢出（）的影響，模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入機制變量?；鶞?zhǔn)模型已經(jīng)驗證混合所有制改革有助于促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，因此主要關(guān)注式（2）中交互項前的系數(shù)1 以及式（3）中機制變量前的系數(shù)1。如果1 和1 均顯著，就說明國有企業(yè)混合所有制改革使公司治理水平和知識溢出發(fā)生明顯變化，同時公司治理水平的提高和知識溢出能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。如果至少有一個不顯著，則需要進(jìn)一步通過Sobel檢驗和Bootstrap檢驗判斷中介效應(yīng)的顯著性。

4. 1. 1 公司治理渠道

為檢驗治理渠道的存在性，參照白重恩等［35］的研究，選取控股股東持股比例、股權(quán)制衡度、管理層持股比例、獨立董事占比、監(jiān)事會規(guī)模、總經(jīng)理持股比例、股東大會會議次數(shù)7個治理變量進(jìn)行主成分分析，并以第一大主成分衡量公司治理水平，構(gòu)建機制變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。表4的列（1）匯報了式（2）的回歸結(jié)果，交互項前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平下顯著為正，說明混合所有制改革能有效提高公司治理水平。表4列（2）匯報了當(dāng)被解釋變量為綠色專利申請數(shù)時式（3）的回歸結(jié)果，公司治理前的系數(shù)在5% 的統(tǒng)計性水平上顯著為正。說明混合所有制改革能夠通過提高公司治理水平推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗證了國有企業(yè)混合所有制改革公司治理渠道的存在性。

4. 1. 2 知識溢出渠道

為檢驗知識溢出渠道的存在性，參考薛成等［36］的研究，采用上市公司與其他公司聯(lián)合申請的綠色專利數(shù)衡量企業(yè)的知識溢出水平，構(gòu)建機制變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫。表4的列（3）匯報了式（2）的回歸結(jié)果，交互項前的系數(shù)為正但不顯著，表4的列（4）匯報了當(dāng)被解釋變量為綠色專利申請數(shù)時式（3）的回歸結(jié)果，知識溢出前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正。由于1顯著而1 不顯著，需進(jìn)一步采用Sobel?Goodman檢驗和Bootstrap檢驗判斷中介效應(yīng)是否真實存在。其中Sobel檢驗結(jié)果均在1%的統(tǒng)計性水平上顯著，拒絕了1 和1 乘積為0的原假設(shè)。進(jìn)一步采用抽樣次數(shù)分別為500、1 000和2 000次的Bootstrap檢驗，檢驗結(jié)果顯示95%的置信區(qū)間均未包含0，同樣拒絕了1 和1 乘積為0的原假設(shè)，說明混合所有制改革能通過促進(jìn)企業(yè)間知識溢出推動企業(yè)綠色創(chuàng)新，驗證了國有企業(yè)混合所有制改革知識溢出渠道的存在性。

4. 2 負(fù)向作用機制檢驗

為檢驗非國有股東是否會因為逐利屬性而抑制國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，參照朱德勝等［37］的研究，以創(chuàng)新產(chǎn)出比創(chuàng)新投入構(gòu)建企業(yè)創(chuàng)新效率變量（）。其中創(chuàng)新產(chǎn)出以下一期息稅前利潤與本期息稅前利潤之差衡量，創(chuàng)新投入包括自主投入和模仿投入，分別以開發(fā)支出和管理費用衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)前文理論分析，當(dāng)國有企業(yè)創(chuàng)新效率低時，國有企業(yè)綠色創(chuàng)新所獲得的經(jīng)濟收益相對較小，如果非國有股東逐利動機存在，非國有股東將更關(guān)注其他可獲得經(jīng)濟盈利的項目而非投入國有企業(yè)綠色發(fā)展，從而削弱國有企業(yè)混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用。而當(dāng)國有企業(yè)創(chuàng)新效率高時，企業(yè)綠色創(chuàng)新行為能夠獲利，因此非國有股東參股對綠色創(chuàng)新的抑制作用較弱。該研究按照國有企業(yè)所屬行業(yè)的創(chuàng)新效率是否高于所有行業(yè)創(chuàng)新效率的中位數(shù)將樣本分為低創(chuàng)新效率組和高創(chuàng)新效率組，回歸結(jié)果見表5。其中列（1）和列（2）分別匯報了國有企業(yè)混改對低創(chuàng)新效率和高創(chuàng)新效率組中國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明高創(chuàng)新效率組中交互項前系數(shù)顯著為正，而低創(chuàng)新效率組中交互項前的系數(shù)為正但不顯著，說明相較而言，低創(chuàng)新效率組中混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)較弱，非國有股東的逐利動機存在。

4. 3 異質(zhì)性探究

理論分析表明混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)可能受行業(yè)特征影響。基于此，采用分組回歸的方式進(jìn)一步探討混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。其中，競爭行業(yè)的劃分參照岳希明等［38］的研究，環(huán)保行業(yè)的劃分參照王鋒正等［10］的做法。

分組回歸結(jié)果見表6，其中列（1）和列（2）分別匯報了混合所有制改革對競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示列（1）交互項前的系數(shù)在5%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，而列（2）交互項前系數(shù)為正但不顯著，說明混合所有制改革對競爭性行業(yè)中國有企業(yè)綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用更明顯，驗證了實證假設(shè)H2。列（3）和列（4）分別匯報了混合所有制改革對環(huán)保行業(yè)和非環(huán)保行業(yè)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示列（3）交互項前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，而列（4）交互項前系數(shù)為正但不顯著，說明混合所有制改革對環(huán)保行業(yè)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用更明顯，驗證了實證假設(shè)H3。

5 進(jìn)一步分析

5. 1 非國有股東參股程度對綠色創(chuàng)新的影響

前述研究表明，當(dāng)前混合所有制改革對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，即通過提高國有企業(yè)治理水平以及增強知識溢出效應(yīng)有效促進(jìn)了國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。然而，相關(guān)研究表明，非國有股東參股占比的變化可能導(dǎo)致非國有股東行為的改變。非國有股東的主要目的是追逐自身利益最大化，為了避免地方政府干預(yù)對國有企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生的影響，非國有股東存在動機掏空國有企業(yè)以降低投資風(fēng)險［39］。同時，隨著非國有股占比的增加，非國有股東的掏空動機不斷增強［40］，因此理論上非國有股占比的增加可能會逐漸放大混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)?；诖?，將進(jìn)一步探討非國有股東參股程度是否會影響混改與國有企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)。參考馬連福等［41］的研究，以前十大股東中非國有股東持股比例之和比前十大股東持股比例之和衡量非國有股東參股程度。首先，按照非國有股東參股程度劃分為不同的區(qū)間類型，并比較不同非國有股東持股類型的企業(yè)綠色創(chuàng)新水平，結(jié)果見表7。可以看出，當(dāng)前十大股東中非國有股東持股比例在15%～≤30%時，衡量樣本國有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的三個指標(biāo)的均值都高于持股比例在15%以下和30%以上的樣本均值。

進(jìn)一步地，依據(jù)不同參股類型分組檢驗非國有股東參股程度對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見表8。其中，列（1）—列（4）分別表示前十大股東中非國有股東持股比例在10%～≤15%，15%～≤30%，30%～≤50%以及>50%時的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，當(dāng)非國有股東持股比例在50%以下時，交互項的系數(shù)為正，但僅當(dāng)非國有股東參股程度位于15%～≤30%時顯著。說明當(dāng)非國有股東參股占比為15%～≤30%時，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯。同時，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)非國有股東持股比例>50%時，混改并不利于國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。上述結(jié)果出現(xiàn)的可能原因在于，隨著非國有股東占比的增加，非國有股東對國有企業(yè)決策的干預(yù)程度以及交流深度增加，有助于放大混改公司治理和知識溢出渠道的“激勵”效應(yīng)。同時，隨著非國有股東占比的增加，非國有企業(yè)掏空國有企業(yè)的動機增強，因此更關(guān)注短期經(jīng)濟效益而非環(huán)境因素，放大混改的“抑制”效應(yīng)。當(dāng)混改水平較低時，隨著非國有股東占比的增加，雖然“激勵”效應(yīng)和“抑制”效應(yīng)都增強，但此時由于國有股東股權(quán)占比相對較大，能有效制衡非國有股東的掏空行為，因此“激勵”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。而隨著非國有股東占比的不斷增加，當(dāng)超過一定閾值后，可能表現(xiàn)為“抑制”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，從而整體上發(fā)現(xiàn)隨著非國有股東占比的增加，混改首先對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)增強，隨后逐漸減弱，最終阻礙國有企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

5. 2 國有企業(yè)混改的溢出效應(yīng)

國有企業(yè)混改對企業(yè)所屬行業(yè)內(nèi)的其他未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新應(yīng)存在正向的溢出效應(yīng)。一方面，雖然未混改國有企業(yè)并未因非國有資本的引入提高公司治理水平，但其可以通過學(xué)習(xí)同行業(yè)混改國有企業(yè)優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)的方式促進(jìn)自身綠色創(chuàng)新。位于同行業(yè)的企業(yè)往往具有相似的運營方式和盈利模式，未混改的國有企業(yè)可以借鑒混改企業(yè)的相關(guān)政策制約經(jīng)理人機會主義行為、降低企業(yè)代理成本，促進(jìn)綠色創(chuàng)新。另一方面，未混改國有企業(yè)可以通過與同行業(yè)混改國有企業(yè)業(yè)務(wù)往來、交換資源等方式，獲取混改國有企業(yè)從引入非國有股東中得到的技術(shù)知識，降低研發(fā)的不確定性，進(jìn)而提高自身綠色創(chuàng)新水平。采用DID模型探討國有企業(yè)混改對同行業(yè)未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，被解釋變量為未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。理論上，應(yīng)當(dāng)采用存在國有企業(yè)混改的行業(yè)作為實驗組，而選擇從未進(jìn)行過國有企業(yè)混改的行業(yè)作為對照組，但分析發(fā)現(xiàn)樣本中較少有行業(yè)從未發(fā)生國有企業(yè)混改。因此，該研究選擇將行業(yè)按照國有企業(yè)混改比例分為高混改比例行業(yè)和低混改比例行業(yè)。若溢出效應(yīng)存在，則應(yīng)當(dāng)觀測到位于高混改比例行業(yè)中的未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平高于低混改比例行業(yè)中未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。具體模型如下：

= 0 + 1× + βΣ+ + ++ （4）

其中：為分組虛擬變量，取值為1代表處于高混改比例行業(yè)中的未混改國有企業(yè)，作為實驗組。隨后通過核匹配法從低混改比例行業(yè)的未混改國有企業(yè)中找到與之匹配的企業(yè)作為控制組，將記為0。為時間虛擬變量，由于2013年后混改進(jìn)入全面深化改革階段，因此以2013年作為檢驗溢出效應(yīng)的政策時點，2013年及以后年份取值為1，否則取值為0。其他控制變量與固定效應(yīng)的設(shè)置與基準(zhǔn)模型一致。

回歸結(jié)果見表9，被解釋變量分別為綠色專利申請數(shù)、綠色發(fā)明專利申請數(shù)和綠色實用新型專利申請數(shù)。其中，列（1）和列（2）交互項前的系數(shù)均顯著為正，而列（3）交互項前的系數(shù)不顯著，說明相對于低混改比例行業(yè)而言，混合所有制改革能顯著促進(jìn)高混改比例行業(yè)中未混改國有企業(yè)整體綠色創(chuàng)新發(fā)展，同時該行業(yè)溢出效應(yīng)主要集中在實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

6 結(jié)論與啟示

基于混合所有制改革的制度背景，以中國2010—2019 年A 股國有上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，通過PSMDID實證檢驗了混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響、作用機制及影響的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討了混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，實證結(jié)果表明：第一，整體上，混改能有效促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。第二，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)存在異質(zhì)性，混改能有效促進(jìn)競爭行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中的國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但是對壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新不存在顯著影響。第三，混改主要通過提高國有企業(yè)公司治理水平和知識溢出效應(yīng)促進(jìn)綠色創(chuàng)新。第四，當(dāng)混改水平位于15%～≤30%時，混改對國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯。第五，混改對未混改國有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在溢出效應(yīng)，有效促進(jìn)了同行業(yè)未混改國有企業(yè)進(jìn)行實質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

上述研究結(jié)論對于推動中國國有企業(yè)混合所有制改革，提升國有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平以實現(xiàn)高質(zhì)量綠色發(fā)展具有如下政策含義。

第一，應(yīng)充分認(rèn)識混改在綠色發(fā)展中的重要作用，進(jìn)一步推動國有企業(yè)混合所有制改革。該研究發(fā)現(xiàn)引入非國有股東能有效促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，同時對于同行業(yè)未混改的國有企業(yè)存在顯著的溢出效應(yīng)。因此，政府應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識到混改在環(huán)境保護中的重要作用，其可能實現(xiàn)經(jīng)濟效率和環(huán)境保護的“共贏”，應(yīng)進(jìn)一步加快推動混合所有制改革。

第二，形成互相制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，合理配置非國有資本占比。研究表明，雖然整體上混改有助于促進(jìn)國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但該促進(jìn)效應(yīng)可能隨非國有股東占比的變化而呈現(xiàn)出異質(zhì)性。當(dāng)非國有股東占比高于50%，混改反而會抑制國有企業(yè)綠色創(chuàng)新。因此政府在推進(jìn)國有企業(yè)混改的過程中應(yīng)當(dāng)合理配置非國有資本，在充分發(fā)揮非國有資本的治理效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的同時，也需依靠國有股東對引入的非國有股東進(jìn)行監(jiān)督，降低非國有股東掏空行為可能導(dǎo)致的負(fù)面影響。

第三，避免“一刀切”的混合所有制改革，應(yīng)堅持分類分層有序推進(jìn)。研究發(fā)現(xiàn)，混改對不同類型國有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)存在差異，雖然混改能有效促進(jìn)競爭行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中國有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但卻難以促進(jìn)壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新。因此，在政府運用混改進(jìn)行國有企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型時，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先推進(jìn)競爭行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中國有企業(yè)的混合所有制改革。而對于壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中的國有企業(yè)而言，則應(yīng)采取試點的方式，厘清引入非國有股東卻難以提升綠色創(chuàng)新面臨的痛點，完善現(xiàn)有的制度規(guī)則，抑制非國有股東進(jìn)入可能導(dǎo)致的負(fù)面效應(yīng)，激發(fā)混改對綠色創(chuàng)新的積極影響。在此基礎(chǔ)上，逐步擴大試點范圍直至全面推廣。

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