國有資本參股影響民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的偏向性
——促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新?

湯義成

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

一、引言

面對(duì)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(shí)現(xiàn),最終還取決于微觀經(jīng)濟(jì)主體的具體行為。技術(shù)進(jìn)步是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力,實(shí)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(jì)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(dòng)我國全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國、實(shí)現(xiàn)第二個(gè)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(jì)的需要,也是新時(shí)代實(shí)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(shí)意義。在中國特色社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下,民營經(jīng)濟(jì)應(yīng)與國有經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展,通過發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)融合民營資本與國有資本的優(yōu)勢(shì)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(xiàng)值得研究的課題。

近年來,國有資本參股對(duì)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(shì),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(yàn)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(bǔ)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(qiáng)高管激勵(lì)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(duì)民營企業(yè)雙元?jiǎng)?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?jiǎng)?chuàng)新[14]。最新的研究則聚焦于國有資本參股對(duì)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(dòng)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(jī)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(shí)大多以綠色創(chuàng)新的整體水平為研究對(duì)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(duì)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(gè)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(duì)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(shí)際上,在不同的行為動(dòng)機(jī)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(jìng)爭(zhēng)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(dòng)自身的綠色技術(shù)進(jìn)步,這種綠色創(chuàng)新通常被稱為實(shí)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(bǔ)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(duì)綠色競(jìng)爭(zhēng)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(cái)務(wù)績(jī)效,對(duì)于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展而言,只有實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新才能有效提升其市場(chǎng)價(jià)值或者競(jìng)爭(zhēng)力(黎文靖 等,2016)[30],因而有必要對(duì)綠色創(chuàng)新進(jìn)行分類比較分析,以便更有效地推動(dòng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

具體到國有資本參股對(duì)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(bǔ)貼為代表的綠色創(chuàng)新資源,從而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新和實(shí)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(shí)也會(huì)改變民營企業(yè)的治理結(jié)構(gòu),從而對(duì)民營企業(yè)使用政府補(bǔ)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(shí),民營企業(yè)通常會(huì)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(huì)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(huì)對(duì)民營企業(yè)的策略性綠色創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生約束,促使民營企業(yè)更多地進(jìn)行更具長遠(yuǎn)價(jià)值的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,進(jìn)而導(dǎo)致國有資本參股對(duì)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(jì)實(shí)踐中,國有資本參股對(duì)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(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,還是對(duì)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(duì)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(shí)證檢驗(yàn)。

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(shí)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(jì)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(shí)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(shí)質(zhì)性創(chuàng)新偏向提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù),有助于深入認(rèn)識(shí)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)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(shí)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(diǎn),企業(yè)有價(jià)值的、稀有的、不可模仿和替代的資源都是其持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)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(shí)等,而創(chuàng)新的回報(bào)通常需要較長的時(shí)間才能實(shí)現(xiàn),同時(shí)還往往伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)(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(lì)(Manso,2011;Wei et al.,2022)[36-37]。在眾多資源中,政府直接補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)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(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)作用更高(Xiang et al.,2022)[40]。對(duì)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(shì),而國有資本參股有助于民營企業(yè)獲得以政府補(bǔ)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(bǔ)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(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵(lì)是總體性的,可以促進(jìn)實(shí)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(shí)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新是以實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步、獲取綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)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(duì)已有產(chǎn)品或者技術(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)單地改造升級(jí)(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(xiǎn)較小,而實(shí)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(xiǎn)。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(shí)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(huì)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(shí),會(huì)傾向于將獲得的政府補(bǔ)貼投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以減少綠色創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)其他經(jīng)營活動(dòng)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(shí),管理層出于自身職業(yè)生涯及聲譽(yù)考慮而存在較大的短視自利行為傾向,同樣會(huì)導(dǎo)致政府補(bǔ)貼被更多地投入到策略性綠色創(chuàng)新中,以規(guī)避實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新帶來的不確定風(fēng)險(xiǎn)(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(bǔ)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(bǔ)貼用于實(shí)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(duì)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(bǔ)貼挪用到其他經(jīng)營活動(dòng)中;另一方面,也能夠監(jiān)督和引導(dǎo)民營企業(yè)將政策補(bǔ)貼投入實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動(dòng)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(cái)務(wù)投資者,國有股東往往會(huì)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(shí),國有股東出于自身利益的考慮會(huì)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(bǔ)貼更多地投入實(shí)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(dòng)中所面臨的委托代理問題,通過影響政策補(bǔ)貼的使用方向來促進(jìn)民營企業(yè)的實(shí)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?yàn)槊駹I企業(yè)帶來更多的政策補(bǔ)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(qiáng)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(bǔ)貼,從而通過治理改善效應(yīng)促進(jìn)民營企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,并對(duì)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(duì)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用會(huì)表現(xiàn)出偏向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即會(huì)有效促進(jìn)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)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(duì)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

同時(shí),對(duì)其作用機(jī)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(bǔ)貼(H1a);政府補(bǔ)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(bǔ)貼增加會(huì)促進(jìn)其實(shí)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(huì)強(qiáng)化政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用、弱化政府補(bǔ)貼增加對(duì)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(shí)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(bǔ)貼進(jìn)行綠色創(chuàng)新的方向,還可以緩解一些因素對(duì)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的約束,進(jìn)一步強(qiáng)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(duì)于不同的民營企業(yè),國有資本參股對(duì)實(shí)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(duì)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(gè)層面進(jìn)行簡(jiǎn)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(shí)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(shí),企業(yè)會(huì)更為積極地開展實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新活動(dòng)以獲取更強(qiáng)的綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。當(dāng)企業(yè)的綠色發(fā)展意愿較弱時(shí),通過實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新來提升綠色競(jìng)爭(zhēng)力的動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)較強(qiáng)?？傮w上看,綠色發(fā)展意愿較弱的企業(yè)通常實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,具有較大的提升空間;同時(shí),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(dòng)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(huì)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(qiáng)的民營企業(yè),國有資本參股對(duì)綠色發(fā)展意愿較弱的民營企業(yè)具有較強(qiáng)的實(shí)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(qiáng)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(bào)告。因此,對(duì)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(huì)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(huì)自發(fā)地進(jìn)行實(shí)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(duì)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(duì)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,同時(shí)國有資本參股的治理改善效應(yīng)會(huì)更強(qiáng),從而促使國有資本參股對(duì)其綠色創(chuàng)新的影響具有更強(qiáng)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(huì)對(duì)其綠色創(chuàng)新行為產(chǎn)生直接影響。在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大的地區(qū),政府對(duì)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。相反,在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小的地區(qū),政府對(duì)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(qiáng)度較大地區(qū)的民營企業(yè),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營企業(yè)實(shí)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(qiáng)的實(shí)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(duì)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(qiáng)度較小地區(qū)的民營企業(yè)(H2c)中更為顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

1.模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗(yàn)國有資本參股對(duì)民營企業(yè)實(shí)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(xiàng)。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(duì)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(gè),分別為“實(shí)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(qǐng)數(shù)量”和“綠色實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)量”來衡量“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”和“策略性綠色創(chuàng)新”。通過以下方法識(shí)別綠色專利:根據(jù)世界知識(shí)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(hào),對(duì)國家知識(shí)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(gè)項(xiàng)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(shí)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(gè)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(cè)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(cè)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(gè)企業(yè)層面的控制變量:(1)“財(cái)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(duì)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(cè)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(duì)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(huì)規(guī)?！?采用董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)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(duì)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(gè)“企業(yè)—年份”層面的觀測(cè)值,并對(duì)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(cái)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(tái)(CNRDS)和國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局(SIPO),并通過樣本企業(yè)的年報(bào)以及天眼查等網(wǎng)站進(jìn)一步核查判別企業(yè)股東的實(shí)際控制人性質(zhì)。

表1匯報(bào)了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jì)算的該變量均值(2.5%)基本一致[44]。此外,“實(shí)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(shí)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。控制變量中,“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(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的被解釋變量為企業(yè)的綠色專利申請(qǐng)數(shù),屬于非負(fù)且離散的整數(shù)型數(shù)據(jù),且“實(shí)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(xiàng)回歸方法進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表2?！皣匈Y本參股1”和“國有資本參股2”對(duì)“實(shí)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(duì)“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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對(duì)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(duì)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的偏向性,即顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)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(yàn)證。

為驗(yàn)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(yàn):(1)替換被解釋變量。用專利授權(quán)數(shù)量代替專利申請(qǐng)數(shù)量作為被解釋變量(“實(shí)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(yàn),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(gè)虛擬變量,分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn);二是考慮到國有股東需要其切實(shí)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(huì)總?cè)藬?shù)的比例)分別作為核心解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn)(1)本文通過手工整理得到國有股東對(duì)樣本民營企業(yè)委派董事等高級(jí)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(jiǎn)歷進(jìn)行篩選,如果管理人員同時(shí)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(qǐng)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(yàn),回歸結(jié)果見表3的Panel C;二是考慮到2015年我國股票市場(chǎng)發(fā)生大幅震蕩,剔除2015年的樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表3的Panel D。(4)Probit模型檢驗(yàn)。構(gòu)建“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新2”(企業(yè)當(dāng)年有實(shí)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(gè)虛擬變量,分別作為被解釋變量進(jìn)行Probit模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見見表3的Panel E。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)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(gè)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(jì)結(jié)果偏誤,對(duì)被解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,即分別以“企業(yè)當(dāng)年綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)值”和“企業(yè)當(dāng)年綠色實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)值”作為被解釋變量“實(shí)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(jì)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(yàn)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(jì)系數(shù)顯著為正,國有資本參股對(duì)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響依然顯著為正,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響依舊不顯著,再次驗(yàn)證了核心假說H0。

表4 Heckman兩階段模型檢驗(yàn)結(jié)果

(2)雙重差分檢驗(yàn)。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(gè)觀測(cè)值,其中處理組3 493個(gè),控制組2 990個(gè)。設(shè)置國有資本參股時(shí)點(diǎn)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(duì)模型估計(jì)造成的偏誤,進(jìn)一步進(jìn)行PSM-DID檢驗(yàn)。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(shí)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(cái)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(huì)規(guī)模”“管理層持股”),采用傾向得分匹配方法(PSM)對(duì)處理組和控制組樣本進(jìn)行一對(duì)一匹配,剔除匹配不成功的樣本后最終得到4 632個(gè)觀測(cè)值(處理組與控制組各2 316個(gè)),對(duì)匹配后樣本的平衡性檢驗(yàn)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(yàn)和PSM-DID檢驗(yàn)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,而對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著。

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

(3)控制個(gè)體固定效應(yīng)。在控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)的同時(shí),進(jìn)一步加入企業(yè)固定效應(yīng)以控制個(gè)體層面不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素的影響,檢驗(yàn)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(jī)制分析

(1)資源獲取效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)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(bǔ)助對(duì)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(bǔ)助和政府補(bǔ)貼為被解釋變量進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表6。其中,“環(huán)保補(bǔ)助”和“環(huán)保補(bǔ)助1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的環(huán)保補(bǔ)助額與總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的比值來衡量,“政府補(bǔ)貼”和“政府補(bǔ)貼1”變量分別采用企業(yè)當(dāng)年獲得的政府補(bǔ)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(bǔ)助和政府補(bǔ)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]?？梢?國有資本參股確實(shí)對(duì)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(bǔ)助在內(nèi)的政府補(bǔ)貼,假說H1a得到驗(yàn)證。

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

(2)治理改善效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)民營企業(yè)獲得的環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加能否顯著促進(jìn)其實(shí)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(duì)政府補(bǔ)貼增加引致的民營企業(yè)實(shí)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(shí)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(bǔ)助”和“政府補(bǔ)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(bǔ)助來看(見表7的Panel A):政府環(huán)保補(bǔ)助的增加同時(shí)促進(jìn)了民營企業(yè)實(shí)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(yàn)證。值得注意的是,“環(huán)保補(bǔ)助”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)大于對(duì)“實(shí)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(xiǎn)較小的策略性綠色創(chuàng)新?！碍h(huán)保補(bǔ)助×國有資本參股1”和“環(huán)保補(bǔ)助×國有資本參股2”對(duì)“實(shí)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(duì)“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(duì)環(huán)保補(bǔ)助增加促進(jìn)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用(增強(qiáng)促進(jìn)作用),對(duì)環(huán)保補(bǔ)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(yàn)證。政府補(bǔ)貼的分析結(jié)果(見表7的Panel B)與環(huán)保補(bǔ)助類似,只是政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營企業(yè)實(shí)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(duì)民營企業(yè)的實(shí)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(bǔ)貼增加顯著促進(jìn)了民營企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對(duì)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(huì)引導(dǎo)和督促民營企業(yè)將獲得的政府補(bǔ)貼投入實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新中,另一方面會(huì)約束民營企業(yè)將獲得的政府補(bǔ)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(shí)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(yàn)結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)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(bǔ)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(bǔ)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(shí)也會(huì)促使民營企業(yè)將所獲得的政策補(bǔ)貼更多地用于實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,最終使得國有資本參股對(duì)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(qiáng)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(chǎng)還是在國內(nèi)市場(chǎng),該認(rèn)證均有助于提升企業(yè)的綠色競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)份額(Rao et al.,2005)[49],為企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)帶來綠色溢價(jià)。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(yàn)結(jié)果見表8的Panel A?！熬G色發(fā)展意愿弱”對(duì)“實(shí)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(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)于綠色發(fā)展意愿較強(qiáng)的民營企業(yè),綠色發(fā)展意愿較弱的民營企業(yè)雖然實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國有資本參股對(duì)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“綠色發(fā)展意愿弱”對(duì)“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(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對(duì)于綠色發(fā)展意愿較強(qiáng)的民營企業(yè),國有資本參股對(duì)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(yàn)證。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果(負(fù)二項(xiàng)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(yàn)結(jié)果見表8的Panel B?！胺侵匚廴拘袠I(yè)”對(duì)“實(shí)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(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平較低,但國有資本參股對(duì)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“非重污染行業(yè)”對(duì)“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(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)不顯著,表明相對(duì)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(yàn)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(qiáng)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(qiáng)度小”:企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在中位數(shù)以下取值1,否則取值為0。模型檢驗(yàn)結(jié)果見表8的Panel C?！碍h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“實(shí)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(qiáng)度小”和“國有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為正,表明相對(duì)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大地區(qū)的民營企業(yè),國有資本參股對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小地區(qū)的民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用較強(qiáng);“環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“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(qiáng)度小”和“國有資本參股2×環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小”對(duì)“策略性綠色創(chuàng)新”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明相對(duì)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較大地區(qū)的民營企業(yè),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)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(qiáng)度較小地區(qū)的企業(yè)中更為明顯,假說H2c得到驗(yàn)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(shí)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(jìng)爭(zhēng)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(huì)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(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)則會(huì)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(shí)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,但對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的影響不顯著,表明國有資本參股對(duì)民營企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有明顯的實(shí)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(bǔ)助和政府補(bǔ)貼,表明國有資本參股具有資源獲取效應(yīng);(3)環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼的增加可以顯著促進(jìn)民營企業(yè)的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新和策略性綠色創(chuàng)新,且對(duì)策略性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大,表明政府補(bǔ)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(huì)強(qiáng)化環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加對(duì)民營企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用,并弱化環(huán)保補(bǔ)助和政府補(bǔ)貼增加對(duì)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(shí)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(qiáng)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(duì)民營企業(yè)實(shí)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(shí)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(jià)值的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)提升企業(yè)環(huán)境治理效益與促進(jìn)企業(yè)價(jià)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(duì)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(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。第二,根據(jù)作用機(jī)制分析,國有資本參股會(huì)改善政府補(bǔ)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(gè)可能的解決方案[33]。政府在制定與實(shí)施綠色創(chuàng)新激勵(lì)政策時(shí),應(yīng)當(dāng)考慮企業(yè)的委托代理問題。對(duì)于委托代理問題較為突出的企業(yè),一方面要主動(dòng)加強(qiáng)對(duì)此類企業(yè)的外部監(jiān)督,約束其在綠色創(chuàng)新活動(dòng)中所進(jìn)行的“濫竽充數(shù)”的機(jī)會(huì)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(shí),充分認(rèn)識(shí)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(jī)遇,主動(dòng)克服自身的短視行為,積極增加對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出,加快建立綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),進(jìn)而有效提升自身的綠色產(chǎn)品溢價(jià)與市場(chǎng)份額,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的綠色可持續(xù)發(fā)展。