綠色技術(shù)創(chuàng)新、股權(quán)結(jié)構(gòu)與重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率

姬新龍，董木蘭

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，蘭州 730020）

0 引言

重污染企業(yè)由于主要污染物排放過多而對環(huán)境造成威脅，其綠色轉(zhuǎn)型及生產(chǎn)效率提升成為國民經(jīng)濟良性循環(huán)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。綠色技術(shù)創(chuàng)新有助于改善企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營能力以及企業(yè)的節(jié)能減排，但技術(shù)創(chuàng)新的高風(fēng)險性、多階段性和持續(xù)性，可能會使得不同股權(quán)結(jié)構(gòu)企業(yè)存在不同的創(chuàng)新投資導(dǎo)向或研發(fā)決策。那么，綠色技術(shù)創(chuàng)新將如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率？股權(quán)結(jié)構(gòu)又將如何調(diào)節(jié)二者關(guān)系？

全要素生產(chǎn)率（TFP）是探究經(jīng)濟增長源泉和體現(xiàn)經(jīng)濟增長效率高低的重要指標(biāo)[1]，企業(yè)研發(fā)投入[2]、技術(shù)創(chuàng)新[3]、股權(quán)激勵[4]、行業(yè)類型[5]、數(shù)字金融發(fā)展[6]、公司規(guī)模[7]等因素對TFP皆有不同程度的影響。而隨著專利數(shù)據(jù)可得性增強，綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的影響逐漸成為學(xué)界關(guān)注的熱點[8]，如熊愛華等（2020）[9]基于省級及重點碳源行業(yè)A股上市公司的面板數(shù)據(jù)展開研究，發(fā)現(xiàn)當(dāng)碳排放總量較低時，綠色創(chuàng)新和低碳補貼有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。武力超等（2021）[10]指出，企業(yè)若將更多資金向綠色技術(shù)領(lǐng)域的創(chuàng)新研發(fā)傾斜，則不僅會擁有更多綠色專利產(chǎn)出，還會提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。當(dāng)然，綠色創(chuàng)新活動的有效施展離不開合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，不同的股權(quán)設(shè)置也會影響綠色創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效果：一是股權(quán)制衡的正向調(diào)節(jié)和股權(quán)集中的負(fù)向調(diào)節(jié)，該觀點認(rèn)為股權(quán)制衡度的增加可以遏制大股東掏空行為，增加決策效率，從而提高全要素生產(chǎn)率；過高的股權(quán)集中度會抑制研發(fā)投入轉(zhuǎn)化效率[11]，進而降低全要素生產(chǎn)率。二是股權(quán)制衡的負(fù)向調(diào)節(jié)和股權(quán)集中的正向調(diào)節(jié)[12]，該觀點認(rèn)為股權(quán)制衡度的升高使“搭便車”行為普遍化，不利于企業(yè)管理，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也隨之降低；股權(quán)集中度越高，大股東參與企業(yè)事務(wù)的積極性越高，越有利于提高研發(fā)決策效率，進而提高全要素生產(chǎn)率。

綜上，在綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)生產(chǎn)效率推動作用影響的研究中，股權(quán)結(jié)構(gòu)究竟是發(fā)揮促進還是抑制作用尚未有定論，規(guī)模差異下股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)揮的影響作用還需進一步檢驗?；诖?，本文選取重污染類企業(yè)為樣本，探究綠色技術(shù)創(chuàng)新對其全要素生產(chǎn)率的影響，并深入分析股權(quán)結(jié)構(gòu)作用及環(huán)保投入、企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的影響。

1 研究假設(shè)

1.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率的機理

“技術(shù)創(chuàng)新+綠色”是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、推進生態(tài)建設(shè)最好的方式。重污染企業(yè)實施綠色創(chuàng)新，其作用不僅能夠提高經(jīng)濟收益，而且能有效地協(xié)調(diào)好經(jīng)濟、社會與環(huán)境三者關(guān)系。一方面，在以利潤最大化為核心價值的推動下，企業(yè)積極主動開展綠色創(chuàng)新活動，能夠促使環(huán)境成本下降，提高生產(chǎn)效率，從而提升全要素生產(chǎn)率。同時，綠色技術(shù)創(chuàng)新所帶來的績效增加會促使企業(yè)進一步改善產(chǎn)品及生產(chǎn)過程，繼而形成良性循環(huán)。另一方面，隨著社會大眾綠色環(huán)保意識的不斷提高，消費端不僅看重產(chǎn)品價格、品質(zhì)，還會注重商家是否具有環(huán)保理念，在此背景下進行綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，更符合市場消費觀念轉(zhuǎn)變，有助于提高企業(yè)信譽度，可以更好地占據(jù)市場份額，提高企業(yè)運營收益，從而提升全要素生產(chǎn)率。與此同時，政府或金融機構(gòu)一般也以企業(yè)在環(huán)境保護方面的表現(xiàn)作為投資或發(fā)放信貸的準(zhǔn)則，所以，愿意加大綠色環(huán)保研發(fā)投入的企業(yè)在某種程度上能夠得到更多的扶持，從而增強企業(yè)融資能力，繼而提升全要素生產(chǎn)率?；诖?，關(guān)于企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新是否有助于提升全要素生產(chǎn)率，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：綠色技術(shù)創(chuàng)新對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。

1.2 股權(quán)結(jié)構(gòu)對綠色創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)機制

股權(quán)結(jié)構(gòu)包含股權(quán)制衡度和股權(quán)集中度，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)不僅能夠通過對股東間相互制衡與監(jiān)督提高綠色創(chuàng)新效率，還能避免因為股權(quán)過度集中而導(dǎo)致忽視長遠(yuǎn)發(fā)展，企業(yè)僅僅依靠綠色技術(shù)創(chuàng)新而忽略公司治理很難達到持續(xù)綠色發(fā)展的目標(biāo)。

第一，股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)機制。股權(quán)制衡度是指公司的控制權(quán)被若干個大股東所共享，在大股東間形成一種有效制衡。股權(quán)制衡的調(diào)節(jié)作用體現(xiàn)在正反兩個方面：正向是可提高股東監(jiān)督積極性，降低公司代理成本并解決信息不對稱問題。股權(quán)制衡度越大，股東之間的牽制性越強，監(jiān)督動機越強烈[13]。一方面可以削弱控股股東的權(quán)利，降低內(nèi)部化控制聯(lián)盟的成本，規(guī)避控股股東奪取私有收益的“隧道行為”。同時，內(nèi)部化控制聯(lián)盟成本的下降有利于加大綠色創(chuàng)新投入，從而形成良性循環(huán)。另一方面，多個大股東共享公司控制權(quán)的決策機制可以規(guī)避第一大股東在決策時的獨斷專行，能夠使股東互相監(jiān)督[14]，優(yōu)化資源配置，提高綠色創(chuàng)新效率，故企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)會因股權(quán)制衡而增強。反向是股權(quán)制衡有可能使“搭便車”行為普遍化，不利于企業(yè)管理，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也隨之降低。不合理的股權(quán)制衡度會使得各股東之間的持股比例呈現(xiàn)均衡狀態(tài)，從而使股東產(chǎn)生坐享其成的投機行為，此類股權(quán)制衡設(shè)置會造成企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)削弱。

第二，股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)機制。股權(quán)集中度的高低主要是為了度量不同股東對企業(yè)的控制程度和影響力大小，反映了公司股權(quán)的分布特征與制衡能力。股權(quán)集中的調(diào)節(jié)作用也體現(xiàn)在正反兩個方面：正向是股權(quán)集中度越高，大股東越會積極地參與企業(yè)事務(wù)，提高研發(fā)決策效率。而且股權(quán)集中可以規(guī)避“搭便車”行為，降低公司代理成本，加大研發(fā)活動投入與力度支持，故企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)會因股權(quán)集中的引入而增強。反向是控股股東持股比例的上升會持續(xù)加劇公司治理中與中小股東的沖突，控股股東利用手中控制權(quán)通過關(guān)聯(lián)交易及其他方式進行公司資源轉(zhuǎn)移或者濫用，容易造成創(chuàng)新資源配置不充分[15,16]；而且股權(quán)過度集中會使得管理層擔(dān)心創(chuàng)新投資高風(fēng)險而減弱創(chuàng)新投資的動機，甚至放棄創(chuàng)新[17]，因此企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)會因股權(quán)集中的引入而削弱。基于以上正反調(diào)節(jié)影響的分析，本文提出如下競爭性假設(shè)：

假設(shè)2a：股權(quán)制衡度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

假設(shè)2b：股權(quán)制衡度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

假設(shè)3a：股權(quán)集中度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

假設(shè)3b：股權(quán)集中度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 綠色創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

鑒于自變量作用于因變量存在時間滯后性這一特點，本文選取提前一期的全要素生產(chǎn)率作為因變量，構(gòu)建如式（1）所示的檢驗?zāi)Ｐ?：

其中，TFPit+1表示企業(yè)第t+1 年的全要素生產(chǎn)率，∑Year表示年份固定效應(yīng)，∑Company表示個體固定效應(yīng)，εit+1為隨機干擾項，∑Controlit表示所有控制變量，Greenit為企業(yè)i在第t年的綠色專利申請數(shù)。如果Greenit的系數(shù)β1為正，則說明綠色技術(shù)創(chuàng)新對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升具有積極作用；反之，則具有抑制作用。

2.1.2 股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

為了驗證股權(quán)結(jié)構(gòu)在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率間發(fā)揮半調(diào)節(jié)效應(yīng)還是純調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文采用含有解釋變量和調(diào)節(jié)變量交互項的模型進行層次回歸分析。為降低交互項與解釋變量和調(diào)節(jié)變量之間的相關(guān)性，在模型1 的基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)變量股權(quán)制衡度（DR5）以及中心化（變量減去均值）后的股權(quán)制衡度（C_DR5）和中心化后的綠色技術(shù)創(chuàng)新（C_Green）的交互項（C_DR5*C_Green），構(gòu)建如式（2）和式（3）所示的模型2 和模型3，來檢驗股權(quán)制衡在綠色創(chuàng)新和企業(yè)全要素生產(chǎn)率間是否產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用：

其中，c_表示對變量進行中心化處理，后文同。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

針對企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP），本文采用三種方法度量：一是OLS 法。根據(jù)傳統(tǒng)估計方法，采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)來估計TFP，即：

其中，Yit、Lit與Kit分別代表企業(yè)的產(chǎn)出、勞動力投入與資本投入，Ait即推動經(jīng)濟增長的非勞動與資本要素以外的全要素生產(chǎn)率，在取對數(shù)后將其轉(zhuǎn)換成線性形式：

對其進行OLS估計，所得殘差取對數(shù)就是全要素生產(chǎn)率（TFP_ols）。

二是OP法。根據(jù)Olley和Pakes的思路，并在OP框架中引入企業(yè)出口行為決策：

其中，i表示企業(yè)，age表示企業(yè)年齡，state表示企業(yè)是否屬于國有企業(yè)，EX表示企業(yè)是否從事出口活動，year代表年份虛擬變量，reg代表省份虛擬變量，ind代表行業(yè)虛擬變量（2012 年證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)）。式（8）回歸得到的殘差取對數(shù)就是全要素生產(chǎn)率（TFP_op），其他變量的含義同上。

三是LP 法。OP 方法計算企業(yè)的TFP 需要企業(yè)的真實投資大于0，這樣就會造成估算時大量企業(yè)樣本的丟失。為了解決這一問題，本文采用Levinsohn和Petrin的方法，增加中間品投入mit這一指標(biāo)：

2組原發(fā)性高血壓患者均以4周作為一個治療療程,連續(xù)實施2個療程的治療,在治療的過程中,每天對其血壓水平進行監(jiān)測,并記錄其癥狀改善情況。

式（9）回歸得到的殘差取對數(shù)就是全要素生產(chǎn)率（TFP_lp）。

為了增強全文研究結(jié)果的對比性，本文在后續(xù)實證分析中考慮同時采用LP與OP兩種測度方法進行主檢驗，采用LP法進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

2.2.2 解釋變量

目前國內(nèi)外相關(guān)研究普遍以綠色專利申請量作為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新測度指標(biāo)，本文亦參考此種做法，選用上市公司當(dāng)年獨立申請的綠色發(fā)明數(shù)量與當(dāng)年獨立申請的綠色實用新型數(shù)量之和作為綠色技術(shù)創(chuàng)新測度指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

股權(quán)結(jié)構(gòu)主要體現(xiàn)在企業(yè)的股權(quán)分布狀態(tài)及股權(quán)制衡程度上。在主檢驗中，本文選取企業(yè)第一大股東的持股比例來衡量股權(quán)集中度；選用第二至第五大股東的持股比例總和與第一大股東的持股比例之比作為股權(quán)制衡指標(biāo)。在穩(wěn)健性檢驗中，采用前三大股東持股比例來衡量股權(quán)集中度，以第二至第八大股東的持股比例總和占第一大股東的持股比例之比作為股權(quán)制衡指標(biāo)，以檢驗不同股權(quán)結(jié)構(gòu)下的調(diào)節(jié)作用。

2.2.4 控制變量

由于企業(yè)自身經(jīng)營因素會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯影響，故本文選取公司盈利能力（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金持有水平（CF）、公司年齡（Age）、企業(yè)成長能力（Growth）為控制變量，以觀察這些變量在基準(zhǔn)回歸中的具體表現(xiàn)。

上述所有變量的具體說明和計算方法如表1所示。

表1 變量說明及計算方法

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深兩市A 股上市重污染企業(yè)作為研究樣本，在剔除ST和*ST類公司以及相關(guān)財務(wù)和綠色專利數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終獲得2010—2020 年共5393 個觀測值構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫、中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺。其中，重污染行業(yè)的界定參考原環(huán)境保護部2010 年發(fā)布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》，包括火電、鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè)共16個行業(yè)。

3 實證分析

3.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的基礎(chǔ)回歸分析

表2 中顯示了基于上文三種不同方法估計TFP 下的不同回歸結(jié)果。從表中可以看出，在OLS、OP及LP法下，綠色技術(shù)創(chuàng)新估計系數(shù)分別為0.0015、0.0014、0.0015，且均在10%的水平上顯著，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著促進了企業(yè)的TFP，對TFP 的提升起到了正向作用，假設(shè)1 得到驗證，即當(dāng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新專利申請數(shù)量越多時，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量對全要素生產(chǎn)率提高的促進作用就越大。同時，從模型檢驗結(jié)果來看，公司盈利能力、企業(yè)成長能力、現(xiàn)金持有水平、公司年齡均對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在正向影響。

表2 綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的基礎(chǔ)回歸結(jié)果

3.2 不同股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

3.2.1 引入股權(quán)制衡度的綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的回歸分析

如表3 所示，模型2 是將股權(quán)制衡度這一指標(biāo)引入模型1，其在LP 法下回歸系數(shù)為-0.0392，在5%的水平上顯著為負(fù)；模型3 則在模型2 的基礎(chǔ)上引入交互項c_Green*c_DR5，其在LP法下回歸系數(shù)為0.0044，表明股權(quán)制衡度對綠色技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，且為半調(diào)節(jié)變量。股權(quán)制衡度的提升，使企業(yè)各股東相互制衡，這時若有股東做出了對企業(yè)不利的決定，其他股東將會及時阻止。另外，各大股東決策積極性及監(jiān)督意愿性提高，促使創(chuàng)新活動順利開展，也為企業(yè)績效的提升提供了堅實的保障。所以，當(dāng)股權(quán)制衡度越高時，各股東之間的相互制約有助于增強企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對于全要素生產(chǎn)率的促進作用，假設(shè)2a得到驗證。

表3 引入股權(quán)制衡度的綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的回歸結(jié)果

3.2.2 引入股權(quán)集中度的綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的回歸分析

如表4 所示，模型4 是將股權(quán)集中度這一指標(biāo)引入模型1，其在LP法下回歸系數(shù)達到0.4176，在1%的水平上顯著為正；模型5 則在模型4 的基礎(chǔ)上引入交互項c_Green*c_CR1，其在LP法下回歸系數(shù)為-0.0080，在5%的水平上顯著為負(fù)，表明股權(quán)集中度在綠色技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，且為半調(diào)節(jié)變量。這可能是因為股權(quán)集中度的提高，容易造成中小股東“搭便車”，不愿意為企業(yè)付出太多成本，也會失去監(jiān)督研發(fā)活動的熱情與動力，從而削弱創(chuàng)新投資的動機。即股權(quán)集中的公司會制約股東間的制衡，并抑制內(nèi)部控制在投資者保護和促進創(chuàng)新績效上的作用，從而使企業(yè)效益下降，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)3b得到驗證。

表4 引入股權(quán)集中度的綠色技術(shù)創(chuàng)新對TFP的回歸結(jié)果

3.3 異質(zhì)性檢驗

3.3.1 基于環(huán)保投入異質(zhì)性的分析

環(huán)保投入包括污染治理支出、節(jié)能減排支出等，企業(yè)的環(huán)保投入越高，說明環(huán)境規(guī)制的力度越大。為了檢驗樣本企業(yè)有無環(huán)保投入是否會對綠色技術(shù)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系產(chǎn)生差異性作用，本文進一步將樣本企業(yè)劃分為有環(huán)保投入與無環(huán)保投入兩類，并對其分組回歸。結(jié)果見表5，有環(huán)保投入的企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用并不顯著，原因可能是環(huán)保投入對企業(yè)來說是一種特殊的投入，旨在獲得經(jīng)濟、社會和生態(tài)綜合效益，但會增加企業(yè)環(huán)境治理成本，降低企業(yè)的盈利能力。當(dāng)企業(yè)不存在這種特殊投資時，通過綠色技術(shù)創(chuàng)新則能夠更加高效地發(fā)揮資源配置的作用，使企業(yè)核心資源不斷向競爭優(yōu)勢轉(zhuǎn)化，進而提高全要素生產(chǎn)率，由此可見，無環(huán)保投入企業(yè)相對于有環(huán)保投入企業(yè)更需要提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

表5 環(huán)保投入異質(zhì)性分析結(jié)果

3.3.2 基于企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的分析

企業(yè)規(guī)模的差異會影響企業(yè)研發(fā)活動的開展，從而直接或間接影響企業(yè)生產(chǎn)效率。參照申爍等（2022）[18]對于中小企業(yè)的劃分，同時依據(jù)世界通用分類標(biāo)準(zhǔn)，以員工人數(shù)300 為界，300 人以上為大規(guī)模企業(yè)，300 人及以下為小規(guī)模企業(yè)，并對其分組回歸。結(jié)果見下頁表6，小規(guī)模企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用并不顯著，而大規(guī)模企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新估計系數(shù)為0.0016，且在5%的水平上顯著，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著提升大規(guī)模企業(yè)的TFP。原因可能是綠色技術(shù)創(chuàng)新需要投入較高的研發(fā)成本，承擔(dān)較高的運營成本，中小企業(yè)往往承擔(dān)風(fēng)險能力較弱。與此同時，大規(guī)模企業(yè)股權(quán)制衡度對二者起正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)集中度對二者起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。原因在于當(dāng)企業(yè)規(guī)模較大時，企業(yè)行動需要涉及多個部門間的協(xié)調(diào)和合作，決策有效性和決策效率更加重要。多個大股東之間相互制衡，增強研發(fā)決策的效率，進而提高公司的經(jīng)營績效；而當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)過度集中時，一方面大股東從自身利益出發(fā)而忽略公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，另一方面中小股東存在“搭便車”思想，從而使研發(fā)決策的效率下降，最終影響公司的經(jīng)營績效。綜上所述，規(guī)模越大的企業(yè)越容易發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新的“威力”，良好的股權(quán)結(jié)構(gòu)也為企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動提供了保障，合理的股權(quán)集中度更有助于建立科學(xué)監(jiān)督機制和維護中小股東權(quán)益。

表6 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性分析結(jié)果

3.4 內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 內(nèi)生性檢驗

考慮到企業(yè)全要素生產(chǎn)率與核心解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能會出現(xiàn)“反向因果”等內(nèi)生性問題。對此，借鑒張建鵬和陳詩一（2021）[19]的研究，運用兩階段最小二乘法（2SLS），將綠色技術(shù)創(chuàng)新界定為內(nèi)生變量，以其滯后一期值為工具變量估計模型，在一定程度上減輕“反向因果”內(nèi)生性。工具變量內(nèi)生性檢驗K-P LM 統(tǒng)計量和相關(guān)性檢驗K-P F統(tǒng)計量均顯著拒絕原假設(shè)，表明從統(tǒng)計角度來看，本文選取的工具變量合理。綠色技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)為正，且分別與股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度的交互項系數(shù)估計值顯著為正向、負(fù)向，表明在考慮內(nèi)生性問題后，綠色創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率有顯著正向影響，股權(quán)制衡度增強綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用，而股權(quán)集中度則抑制這種促進作用，這與前文結(jié)論無顯著差異，再次驗證假設(shè)2a和假設(shè)3b。

3.4.2 穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)上文的變量選取與度量，接下來將股權(quán)制衡度更改為第二至第八大股東的持股比例與第一大股東的持股比例之比（Dr8），股權(quán)集中度更換為前五大股東的持股比例之和（CR5），進行穩(wěn)健性檢驗。同樣可以發(fā)現(xiàn)，綠色創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率有顯著正向影響，股權(quán)制衡度增強綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用，股權(quán)集中度抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用，這與前文結(jié)論無顯著差異，說明前文的實證結(jié)論是穩(wěn)健的。

4 結(jié)論

本文選取2010—2020 年滬深A(yù) 股重污染類上市企業(yè)數(shù)據(jù)，考察企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新在提高全要素生產(chǎn)率中的作用。同時將股權(quán)結(jié)構(gòu)進一步分為股權(quán)制衡、股權(quán)集中，深入分析其調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著促進了重污染類企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，其促進效應(yīng)歸因于環(huán)境成本下降、融資能力提高、企業(yè)效益增加。重污染企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新中具有直接應(yīng)用和直接聯(lián)系用戶的雙重角色，這類企業(yè)要在戰(zhàn)略理念上及早轉(zhuǎn)型，綠色發(fā)展應(yīng)從“被動”轉(zhuǎn)向“主動”。（2）股權(quán)制衡可以強化綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)，而股權(quán)集中將弱化綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)，“一股獨大”存在時很難監(jiān)管和約束控股股東行為，內(nèi)部控制也極易形同虛設(shè)。（3）在無環(huán)保投入、大規(guī)模企業(yè)中綠色技術(shù)創(chuàng)新促進效應(yīng)及股權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)作用更顯著。大規(guī)模類重污染企業(yè)可以提高股權(quán)制衡度、降低股權(quán)集中度，以便更合理有效地進行研發(fā)投入決策。而無環(huán)保投入類重污染企業(yè)更需重視股權(quán)結(jié)構(gòu)的合理性，從而在一定程度上規(guī)避環(huán)境保護帶來的成本增加風(fēng)險，強化綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進效應(yīng)。