金融錯配、組織韌性與農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新

黃薈婕，鄭黎陽，張心靈

（內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.人文社會科學(xué)學(xué)院，呼和浩特 010051）

0 引言

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展是對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展觀的一場深刻變革，對農(nóng)業(yè)技術(shù)綠色創(chuàng)新提出更高的要求[1]。然而，金融錯配在我國的金融市場運行中長期且普遍存在，金融資源對農(nóng)業(yè)技術(shù)綠色創(chuàng)新的資金支持、風(fēng)險管理、信息披露和收益保障等功能無法有效發(fā)揮，嚴(yán)重制約農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的開展和綠色創(chuàng)新能力的提升。因此，厘清金融錯配對農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響及其機制，對于農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色成長，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略精準(zhǔn)實施意義重大。

學(xué)者圍繞金融錯配對創(chuàng)新的影響進(jìn)行了廣泛研究。宏觀層面，國家的創(chuàng)新活動依賴于金融資源與創(chuàng)新系統(tǒng)的良好互動，金融資源低效配置增加了資助創(chuàng)新的阻礙，降低了創(chuàng)新系統(tǒng)效率[2]。微觀層面，金融錯配對高融資成本企業(yè)的創(chuàng)新投入形成擠出效應(yīng)[3]。金融錯配正向影響國有企業(yè)的創(chuàng)新總產(chǎn)出，負(fù)向影響民營企業(yè)的創(chuàng)新總產(chǎn)出[4]。融資成本低的企業(yè)偏好技術(shù)引進(jìn)而非自主創(chuàng)新。作用機制方面，政府補貼是緩解金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新不利影響的有效手段，政策扭曲和金融摩擦是金融錯配影響創(chuàng)新的傳導(dǎo)中介，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政治關(guān)聯(lián)、金融歧視等能夠調(diào)節(jié)金融錯配對創(chuàng)新的影響。以上研究為本文提供了理論支撐和啟示。與傳統(tǒng)創(chuàng)新不同，綠色創(chuàng)新本質(zhì)上是犧牲短期經(jīng)濟(jì)價值換取長期生態(tài)價值的過程，農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有“農(nóng)業(yè)+綠色”的雙重外部性和“農(nóng)業(yè)+創(chuàng)新”的雙重風(fēng)險性，有必要進(jìn)一步挖掘和探索。

另外，已有研究更多地關(guān)注外部因素在金融錯配和企業(yè)創(chuàng)新之間的作用機制，缺乏對內(nèi)外部環(huán)境的考慮，忽略了企業(yè)自身的資源稟賦對金融錯配沖擊的緩沖作用。組織韌性作為一種攻守兼?zhèn)涞钠髽I(yè)高階動態(tài)能力，是企業(yè)應(yīng)對外部沖擊實現(xiàn)轉(zhuǎn)“?！睘椤皺C”的關(guān)鍵，對企業(yè)創(chuàng)新具有重要影響。組織韌性能夠增加知識的整合利用，培養(yǎng)親社會行為以及減少組織錯誤，增強企業(yè)的創(chuàng)新能力[5]。組織韌性的學(xué)習(xí)能力、適應(yīng)能力維度在技術(shù)創(chuàng)新和創(chuàng)新績效中發(fā)揮中介作用[6]。組織韌性是否在外部金融錯配沖擊和綠色創(chuàng)新產(chǎn)出之間發(fā)揮重要作用，值得進(jìn)一步探索和檢驗。

鑒于此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，利用2011—2020年我國A 股上市農(nóng)業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)實證檢驗金融錯配對農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，采用逐步因果法、面板門限回歸分別檢驗綠色創(chuàng)新投入、組織韌性在該影響中的中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新相較其他行業(yè)或其他投資項目，更容易受金融錯配的影響：（1）抑制研發(fā)資金的投入。農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新具有“農(nóng)業(yè)+綠色”的雙重外部性，金融錯配使綠色創(chuàng)新決策更加保守?！案咝У团洹钡钠髽I(yè)缺乏穩(wěn)定、持續(xù)的外源性融資，研發(fā)資金很難達(dá)到最優(yōu)規(guī)模[7]。受到外部環(huán)境沖擊時，這些企業(yè)傾向率先減少對綠色創(chuàng)新項目的投資獲取財務(wù)績效的平穩(wěn)表現(xiàn)。“低效高配”的企業(yè)的融資優(yōu)勢也很難刺激其將資金投入低效、風(fēng)險大、外部性強的綠色創(chuàng)新活動，與其他企業(yè)的利息差反而為其套利創(chuàng)造了空間[8]。

（2）抑制創(chuàng)新產(chǎn)出。農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的雙重風(fēng)險性使其成敗易受外部環(huán)境影響。隨著金融錯配程度的增加，“高效低配”企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動因資金短缺而停滯的風(fēng)險成倍增加，創(chuàng)新成功率降低。即使創(chuàng)新成功，金融錯配導(dǎo)致的薪酬激勵、員工培訓(xùn)、固定資產(chǎn)等投入不足，也會嚴(yán)重降低創(chuàng)新產(chǎn)出的效率和質(zhì)量?！暗托Ц吲洹逼髽I(yè)價格低廉的信貸資源沒有激發(fā)其創(chuàng)新活力，反而使其更加依賴于通過技術(shù)引進(jìn)或模仿創(chuàng)新等方式規(guī)避環(huán)境規(guī)制。

就綠色創(chuàng)新投入與綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系而言，綠色創(chuàng)新投入能夠有效強化綠色創(chuàng)新的資源基礎(chǔ)，提升創(chuàng)新能力，改善創(chuàng)新效率。雖然，綠色創(chuàng)新活動涉及外部環(huán)境及企業(yè)自身多方面因素，但隨著綠色創(chuàng)新投入的增加，企業(yè)的知識積累和動態(tài)能力隨之增強。遵循規(guī)模經(jīng)濟(jì)的邏輯，企業(yè)在綠色創(chuàng)新方面的集中投入能夠有效提升其綠色創(chuàng)新活動的效率和綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量。另外，創(chuàng)新投入的增加能夠拓展企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的廣度，有助于企業(yè)創(chuàng)新資源的合理配置和知識協(xié)同[9]。

綜上，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1:如果其他條件不變的情況下，金融錯配會抑制農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

假設(shè)1a:金融錯配會抑制農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新投入。

假設(shè)1b:金融錯配會抑制農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。

假設(shè)1c:金融錯配會通過抑制綠色創(chuàng)新投入而減少農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。

組織韌性作為應(yīng)對金融錯配沖擊的“抵抗能力”，對于融資模式剛性強、外部金融支持下確定性強的農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新顯得尤為重要。金融錯配沖擊前，組織韌性的預(yù)期性反應(yīng)能夠調(diào)動組織警覺能力和部署能力，捕捉和感知容易導(dǎo)致融資規(guī)模和成本波動的潛在危險信號，迅速進(jìn)行融資及綠色創(chuàng)新方案的調(diào)整、部署和資源預(yù)調(diào)度，提高響應(yīng)速度，避免融資危機進(jìn)一步升級[10]。在金融錯配發(fā)生時，農(nóng)業(yè)企業(yè)往往具有較強的組織剛性，難以做出及時調(diào)整。組織韌性的防御性反應(yīng)能夠調(diào)動組織的資源協(xié)奏能力和適應(yīng)性重構(gòu)能力，通過試錯急速調(diào)整組織認(rèn)知，建立循環(huán)迭代、動態(tài)、敏捷的制度秩序以突破剛性約束，挖掘可利用資源的新用途和創(chuàng)造性地配置資源組合以促進(jìn)資源模塊間的協(xié)同，平滑不利影響。在金融錯配發(fā)生后，組織韌性的成長性反應(yīng)企業(yè)從被動的適應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃拥臋C會搜尋[11]，探索金融錯配沖擊為企業(yè)帶來的新機會，幫助企業(yè)在金融錯配逆境下實現(xiàn)綠色創(chuàng)新能力的蛻變與進(jìn)化。對此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2:金融錯配對綠色創(chuàng)新的抑制受到組織韌性門檻作用的影響。

假設(shè)2a:具有較高組織韌性的企業(yè)，能夠較好地應(yīng)對金融錯配的沖擊，從而降低金融錯配對綠色創(chuàng)新的抑制作用。

假設(shè)2b:具有較低組織韌性的企業(yè)，對金融錯配沖擊的抵御能力弱，會放大金融錯配對綠色創(chuàng)新的抑制作用。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取

（1）因變量。既有文獻(xiàn)通常采用（Inv）綠色專利申請數(shù)量、綠色專利授權(quán)數(shù)量、綠色發(fā)明專利數(shù)量或綠色專利占比對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行衡量。本文認(rèn)為：第一，專利授權(quán)相較專利申請具有一定的滯后性；第二，綠色發(fā)明專利具有較高的含金量，綠色實用新型專利則具有較高的實用價值；第三，綠色專利占比更多體現(xiàn)企業(yè)對綠色技術(shù)的重視程度而非實際的技術(shù)創(chuàng)新程度。在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上[12]，基于以上三點考慮，本文采用綠色發(fā)明專利與綠色實用新型專利申請量之和加1 的自然對數(shù)衡量企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。

（2）核心自變量。金融錯配（Fm）的測量方法主要有全要素生產(chǎn)率損失法、增量資本產(chǎn)出率法、國有銀行信貸指標(biāo)產(chǎn)出法、資本成本法以及信貸資源協(xié)調(diào)度法。在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上[13]，考慮到研究對象為微觀企業(yè)主體，本文采用資本成本法測量企業(yè)受到的金融錯配程度。具體計算公式為：

其中，F(xiàn)M為金融錯配，Int為融資成本，Debt為負(fù)債，Pay為應(yīng)付賬款，I為行業(yè)平均利率。

（3）中介變量。由于絕大多數(shù)企業(yè)并未就綠色創(chuàng)新投入（Inno）進(jìn)行單獨核算，借鑒已有研究[14]，本文采用研發(fā)投入占營業(yè)收入比例進(jìn)行測量。

（4）門檻變量。在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上[15]，本文采用間接測量法，通過月個股回報率的標(biāo)準(zhǔn)差的相反數(shù)衡量組織韌性的承載力維度，通過近5年凈銷售額的增量累計衡量組織韌性的反超力維度。

（5）控制變量。參考已有相關(guān)研究，選取如下控制變量：企業(yè)所有制（Own），企業(yè)規(guī)模（Size）、經(jīng)營年限（Age）、資本結(jié)構(gòu)（Stru）、產(chǎn)品競爭力（Gpm）、盈利情況（Roic）、股權(quán)集中度（Conc）、資本密度（Den）、勞動生產(chǎn)率（Lab）、現(xiàn)金流動（Cash）。

2.2 模型設(shè)定

基于前文的理論分析，本文構(gòu)建以下模型檢驗金融錯配對綠色創(chuàng)新的影響：

其中，GI表示因變量綠色創(chuàng)新，本文分別檢驗金融錯配對綠色創(chuàng)新投入（Inno）和綠色創(chuàng)新產(chǎn)出（Inv）的影響。Fm表示核心自變量金融錯配，考慮到金融錯配對綠色創(chuàng)新的影響可能存在滯后性，引入該變量的滯后一期。X表示控制變量集，μi為個體效應(yīng)，ωt為時間效應(yīng)，εit為隨機擾動項，下標(biāo)i為樣本企業(yè)，t為觀測年份。

為驗證金融錯配是否會通過抑制創(chuàng)新投入而減少農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，借鑒已有研究[16]，運用逐步因果回歸法對綠色創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗：

中介效應(yīng)成立必須滿足以下條件：一是式（2）中回歸系數(shù)c顯著，即金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的總效應(yīng)存在；二是式（3）中的回歸系數(shù)a顯著，即金融錯配對綠色創(chuàng)新投入的效應(yīng)存在；三是式（4）中回歸系數(shù)b顯著，即綠色創(chuàng)新投入對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的效應(yīng)存在；四是式（4）中的 |c' |小于式（2）中 ||c，即金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應(yīng)小于總效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，若c'顯著，則存在完全中介效應(yīng)；若c'不顯著，則存在a?b的部分中介效應(yīng)。

為了驗證金融錯配對綠色創(chuàng)新的作用是否受到組織韌性門檻效應(yīng)的影響，借鑒已有研究[17]，以組織韌性為門檻變量構(gòu)建固定效應(yīng)面板單門檻模型如下：

其中，Or為門檻變量組織韌性，γ為門檻值，I(?)為指示函數(shù)。其思想是根據(jù)門限變量Or的取值與門檻值γ的判別，將樣本數(shù)據(jù)劃分成兩組，用分段的線性回歸來描述整體。當(dāng)兩段的回歸系數(shù)β1≠β2時，存在單門檻效應(yīng)。雙門檻和三門檻效應(yīng)的道理類似，不再贅述。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市A 股上市涉農(nóng)企業(yè)為研究對象構(gòu)建數(shù)據(jù)集。其中，綠色專利數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：第一，篩選涉農(nóng)企業(yè)。借鑒中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院《2021中國涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)新報告》，篩選出“涉農(nóng)類主營收入大于50%”或“多元化經(jīng)營且涉農(nóng)類主營業(yè)務(wù)收入最高并占到30%以上”的非ST、非PT 涉農(nóng)企業(yè)樣本204個。第二，剔除無效樣本。數(shù)據(jù)的時間窗口為2011—2020 年，剔除缺失三年以上觀測值及2011 年后上市的企業(yè)樣本59個。第三，處理缺失值?？紤]到樣本數(shù)量有限，綠色專利數(shù)據(jù)的缺失值用0 填補，其他數(shù)據(jù)采用“多重插補法”進(jìn)行填補。第四，消除異常值。對連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。最終，構(gòu)建包含145 家A 股涉農(nóng)上市公司1450條觀測值的平衡短面板數(shù)據(jù)集。

為了減少數(shù)據(jù)間的絕對差異，緩解變量的異方差和偏態(tài)性造成的估計結(jié)果不準(zhǔn)確，本文以下實證檢驗部分對部分變量進(jìn)行取對數(shù)處理：對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出加1 取對數(shù)，對資本密度和勞動生產(chǎn)率直接取對數(shù)。另外，對主要變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗，滿足自變量與因變量的相關(guān)性，且自變量間不存在多重共線性。

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

由表1的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可以看出，金融錯配對綠色創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均具有顯著的抑制作用。模型（1）考察了金融錯配對綠色創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果顯示，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，金融錯配與綠色創(chuàng)新投入在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，表明金融錯配程度越高，企業(yè)越會縮減綠色創(chuàng)新投入，高昂的融資成本對綠色創(chuàng)新經(jīng)費形成了一定的擠占效應(yīng)。模型（2）加入了金融錯配的滯后一期，用以考察金融錯配對當(dāng)期和滯后期綠色創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果顯示，金融錯配與當(dāng)期綠色創(chuàng)新投入在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，與滯后一期綠色創(chuàng)新投入無顯著的相關(guān)關(guān)系，說明金融錯配對綠色創(chuàng)新投入的抑制作用并未傳導(dǎo)至滯后期，僅在當(dāng)期體現(xiàn)。模型（3）考察了金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，結(jié)果顯示，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，金融錯配與綠色創(chuàng)新產(chǎn)出在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，表明金融錯配程度越高，企業(yè)受到的各方面的資源約束越重，嚴(yán)重阻礙其綠色創(chuàng)新能力的提高。模型（4）加入了金融錯配的滯后一期，用以考察金融錯配對當(dāng)期和滯后期綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，結(jié)果顯示，金融錯配對當(dāng)期和滯后一期綠色創(chuàng)新產(chǎn)出分別在5%和10%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，說明金融錯配對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有一定的延續(xù)性，不僅會抑制當(dāng)年綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，這種抑制作用還會延續(xù)到下一年。綜上，假設(shè)1a 和假設(shè)1b 得以初步證實。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步考察金融錯配對綠色創(chuàng)新影響的異質(zhì)性，根據(jù)所有權(quán)性質(zhì)不同分別對國企和私企進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。下頁表2列（1）、列（2）數(shù)據(jù)展示了金融錯配對二者綠色創(chuàng)新投入影響的異質(zhì)性。結(jié)果顯示，金融錯配對國企綠色創(chuàng)新投入的估計系數(shù)為正，但并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，而對私企的綠色創(chuàng)新投入則在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。說明國企大量的、低成本的融資并沒有刺激其增加綠色創(chuàng)新方面的投入，而私企的融資難、融資貴卻顯著抑制了其綠色創(chuàng)新方面的投入。列（3）、列（4）為金融錯配對二者綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，結(jié)果顯示，金融錯配對國企、私企的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，顯著性水平分別為1%和5%。由此可見，金融所有制歧視下的信貸錯配，無論對于“得利”的國企還是“失利”的私企，均不利于其綠色創(chuàng)新能力的提升，顯著抑制其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。

表2 金融錯配對綠色創(chuàng)新影響的異質(zhì)性

3.2 綠色創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)檢驗

在基準(zhǔn)分析中，檢驗了金融錯配對綠色創(chuàng)新投入和綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，接下來檢驗三者間的傳導(dǎo)機制（見表3）。若金融錯配通過綠色創(chuàng)新投入作用于綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，則在以綠色創(chuàng)新產(chǎn)出為因變量的模型中，加入綠色創(chuàng)新投入變量，其系數(shù)應(yīng)具有顯著性。表3 的列（3）為上述引入綠色創(chuàng)新投入變量的回歸，結(jié)果顯示，綠色創(chuàng)新投入的系數(shù)顯著為正。說明，綠色創(chuàng)新投入的增加或減少能夠顯著影響企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。綜合分析表3 的所有結(jié)果，列（1）中金融錯配的估計系數(shù)為-0.065，且在5%的水平上顯著，說明金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的總效應(yīng)顯著；列（2）中金融錯配的估計系數(shù)為-0.107，且在1%的水平上顯著，說明金融錯配對綠色創(chuàng)新投入的效應(yīng)顯著；列（3）中金融錯配的估計系數(shù)為-0.058，其絕對值小于列（1）中金融錯配估計系數(shù)-0.065 的絕對值，說明金融錯配對綠色創(chuàng)新影響的直接效應(yīng)小于總效應(yīng)，其顯著性水平為5%，說明存在部分中介效應(yīng)。具體而言，金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的總效應(yīng)為-0.065，直接效應(yīng)為-0.058，通過綠色創(chuàng)新投入傳導(dǎo)的中介效應(yīng)為-0.007，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為12.07%。綜上，金融錯配會通過抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新投入而降低其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，這一結(jié)論與假設(shè)1c 基本相符。

表3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.3 組織韌性的門檻效應(yīng)檢驗

門檻數(shù)量的判別及門檻值的估計。表4 第一行為組織韌性承載力維度單一門檻模型的門檻值估計，結(jié)果顯示，金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的作用在5%的顯著性水平上受到組織韌性單重門檻作用，門檻值為0.271。第二行為組織韌性承載力維度雙重門檻模型的門檻值估計，結(jié)果顯示，組織韌性在金融錯配影響綠色創(chuàng)新產(chǎn)出中的雙重門檻效應(yīng)，未通過顯著性檢驗。這說明組織承載力在金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出影響中的門檻作用適合采用單一門檻模型研究。第三、四行為組織韌性反超力維度單一門檻和雙重門檻模型的門檻值估計，結(jié)果顯示，無論單一門檻還是雙重門檻均未通過顯著性檢驗，說明組織韌性反超力維度在金融錯配與綠色創(chuàng)新產(chǎn)出中的門檻作用不顯著。

表4 門檻值估計結(jié)果

以上對于組織韌性承載力維度在金融錯配影響綠色創(chuàng)新產(chǎn)出中單門檻效應(yīng)的判別與前文的理論分析和研究假設(shè)相符。因此，本文基于固定面板單門檻效應(yīng)模型，以綠色創(chuàng)新產(chǎn)出為因變量，金融錯配為核心自變量，組織承載力為門檻變量進(jìn)行回歸。表5列（1）的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)組織承載力低于門檻值-0.275時，金融錯配與綠色創(chuàng)新產(chǎn)出在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，其系數(shù)為-0.693。當(dāng)組織承載力水平高于門檻值時，二者無顯著的相關(guān)關(guān)系。說明，當(dāng)企業(yè)的組織承載力較低時，很難抵御外部環(huán)境的沖擊，金融錯配程度稍有增加，都會大幅度地抑制其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。反之，具有較高的組織承載力的企業(yè)，能夠有效緩沖外部金融錯配沖擊對綠色創(chuàng)新活動造成的不利影響，保持穩(wěn)定的綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。另外，分別對國企和私企子樣本進(jìn)行上述回歸，國企子樣本的回歸未通過顯著性檢驗，私企子樣本的回歸則通過了5%的顯著性檢驗。表5列（2）的數(shù)據(jù)為對私企子樣本的回歸，與總樣本回歸結(jié)果基本一致。但私企子樣本的門檻值為-0.292，系數(shù)為-0.930，門檻相對總樣本更低，系數(shù)相對總樣本更大。這說明當(dāng)私企的組織承載力較低時，金融錯配沖擊對其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出造成的抑制作用更大，但由于門檻值較低，私企更容易達(dá)到組織承載力發(fā)揮抵御作用的起點，從而有效緩解金融錯配沖擊對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的抑制作用。

表5 門限回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面驗證了模型的穩(wěn)健性：（1）工具變量法。借鑒文獻(xiàn)[18]，本文引入市級層面其他企業(yè)融資成本的平均值作為工具變量對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行重新估計。該變量對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出無直接影響且能夠反映區(qū)域內(nèi)金融市場的融資價格，滿足工具變量的外生性和相關(guān)性條件。（2）更換模型。第一，借鑒文獻(xiàn)[19]，綠色創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)的歸并特征，使用Tobit 模型對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行重新估計。第二，使用Sobel-Goodman 檢驗對中介效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。（3）更換變量測量方式。金融錯配一方面表現(xiàn)為融資成本的錯配，另一方面表現(xiàn)為融資規(guī)模的錯配。因此，用融資約束替代文中的金融錯配指標(biāo)，對門檻效應(yīng)模型進(jìn)行重新估計。（4）子樣本回歸。在基準(zhǔn)回歸、門檻回歸中分別對國企和私企子樣本進(jìn)行回歸，以驗證模型的穩(wěn)定性。通過以上回歸，各變量的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生本質(zhì)性改變，說明本文的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與建議

本文從理論上分析了外部金融錯配沖擊對農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響及其機制，并利用我國涉農(nóng)上市公司2011—2020 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。結(jié)果表明：第一，金融錯配顯著抑制了農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出，對綠色創(chuàng)新投入的抑制作用僅在當(dāng)年體現(xiàn)，而對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的抑制作用則會延續(xù)到下一年度。第二，金融錯配的效率損失表現(xiàn)為，一方面使私企因融資成本升高而減少綠色創(chuàng)新投入并抑制其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，另一方面并未使融資成本低的國企增加綠色創(chuàng)新投入，反而擴大其套利空間和對引進(jìn)式創(chuàng)新的路徑依賴，從而抑制其綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。第三，綠色創(chuàng)新投入在金融錯配與綠色創(chuàng)新產(chǎn)出中發(fā)揮12.07%的部分中介效應(yīng)。第四，組織韌性是企業(yè)自身應(yīng)對外部金融錯配沖擊的重要的免疫力，承載力維度在金融錯配對綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中發(fā)揮單一門檻效應(yīng)，且這種門檻效應(yīng)在國企中并不顯著，反超力維度則無顯著的門檻效應(yīng)。第五，金融錯配對組織承載力低的企業(yè)具有顯著的抑制作用，但對于組織承載力高的企業(yè)，這種抑制作用并不顯著。

金融錯配是破壞農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的外部因素，而組織韌性是企業(yè)對抗這種沖擊的重要的內(nèi)部能力。對此，本文認(rèn)為應(yīng)該從外部金融錯配改善和內(nèi)部組織韌性鍛造兩個角度雙管齊下，助力農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。具體提出以下建議：第一，扶持新型農(nóng)村金融機構(gòu)。進(jìn)行針對性的制度設(shè)計，加強對新型農(nóng)村金融機構(gòu)貸款投向的監(jiān)督和引導(dǎo)，為其提供農(nóng)貸技術(shù)、貼息支持，切實激活農(nóng)村金融市場。第二，推進(jìn)金融領(lǐng)域的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，大力發(fā)展直接融資市場，拓寬農(nóng)業(yè)企業(yè)融資渠道。第三，引導(dǎo)金融機構(gòu)消除所有制歧視，切實做好私企的金融服務(wù)工作，提升金融配置效率。第四，加強數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)，為農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展提供信息、技術(shù)、管理等支持，增強其預(yù)判力和響應(yīng)速度。在外修環(huán)境、內(nèi)鑄韌性的舉措下，打造一批富有綠色創(chuàng)新能力的龍頭企業(yè)。