供應(yīng)鏈金融、融資約束與綠色技術(shù)創(chuàng)新

摘 要：綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展的動力，供應(yīng)鏈融資為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供了保障。選擇2012—2021年中國滬深A(yù)股和創(chuàng)業(yè)板共1 360家上市公司的數(shù)據(jù)為研究樣本，采用雙向固定效應(yīng)模型、中介效應(yīng)模型及面板門檻效應(yīng)模型，基于融資優(yōu)化視角，實證分析了供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：①供應(yīng)鏈金融能夠顯著提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量，且該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立；②供應(yīng)鏈金融通過緩解融資約束提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，而融資約束在供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮遮掩效應(yīng)，且在不同門檻值下存在差異化影響；③供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用在國有企業(yè)、高技術(shù)行業(yè)企業(yè)及處于成長期與成熟期的企業(yè)中更顯著。研究結(jié)論為通過供應(yīng)鏈融資引導(dǎo)企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展提供了科學(xué)的經(jīng)驗證據(jù)和決策參考。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈金融；綠色技術(shù)創(chuàng)新；融資約束；中介效應(yīng)；門檻效應(yīng)

中圖分類號：F832.4 " "文獻標(biāo)志碼：A " "文章編號：1671-0037（2024）8-79-14

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2024.8.7

0 引言

黨的二十大報告明確提出，加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，深入推進環(huán)境污染防治，協(xié)同推進降碳、減污、擴綠、增長。近幾年，“逆全球化”思潮呈抬頭趨勢，單邊主義、保護主義盛行，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)“卡脖子”問題逐漸凸顯。要想實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境改善的協(xié)同，相比于依賴末端治理或引進低碳技術(shù)，培育我國綠色技術(shù)自主創(chuàng)新能力是關(guān)鍵［1］。而金融具有資金、市場、信用等稟賦優(yōu)勢，能夠促進企業(yè)實施綠色技術(shù)創(chuàng)新［2］。2022年12月，國家發(fā)展改革委、科技部制定的《關(guān)于進一步完善市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系實施方案（2023—2025年）》明確提出，發(fā)揮好綠色技術(shù)融資合作中心在推進金融資源與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合方面的協(xié)同作用，綜合應(yīng)用綠色信貸、綠色債券等方式支持綠色技術(shù)創(chuàng)新。

關(guān)于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素，現(xiàn)有文獻從環(huán)境規(guī)制［3］、綠色信貸政策［4］、數(shù)字化轉(zhuǎn)型［5］及企業(yè)ESG責(zé)任［6］等方面展開了較為詳盡的研究，但少有文獻專門探討供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。供應(yīng)鏈金融作為一種新興金融業(yè)態(tài)，依托真實貿(mào)易關(guān)系和核心企業(yè)信用傳遞，有效對接產(chǎn)業(yè)端資金缺口與金融端融資服務(wù)，賦能企業(yè)自主創(chuàng)新動能和核心技術(shù)研發(fā)能力的提升［7］。當(dāng)供應(yīng)鏈上游企業(yè)由于加大綠色研發(fā)投入或改進綠色技術(shù)而面臨資金約束問題時，供應(yīng)鏈下游企業(yè)在分散決策或是集中決策下都更傾向于參與供應(yīng)鏈融資活動［8］。供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)通過緩解供應(yīng)商與客戶融資困境和促進供應(yīng)鏈技術(shù)創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率，從而實現(xiàn)供應(yīng)鏈綠色、協(xié)同發(fā)展［9］。也有研究表明，供應(yīng)鏈內(nèi)、外部整合活動有助于提升企業(yè)的內(nèi)部創(chuàng)新潛力與開放式協(xié)同創(chuàng)新能力［10］。因此，企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，通過結(jié)構(gòu)性嵌入提高供應(yīng)鏈關(guān)系質(zhì)量，幫助企業(yè)解決綠色創(chuàng)新投入不足的問題［11］。此外，現(xiàn)有關(guān)于供應(yīng)鏈金融的探討多為創(chuàng)新模式探究、融資策略研究或案例分析，缺乏相對嚴(yán)謹(jǐn)?shù)拇髽颖緦嵶C檢驗，有必要通過客觀科學(xué)的實證研究厘清供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系及內(nèi)在機理，為供應(yīng)鏈融資驅(qū)動企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展奠定理論基礎(chǔ)。

供應(yīng)鏈金融通過優(yōu)化供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)融資結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金流來緩解鏈上企業(yè)融資約束，為創(chuàng)新活動提供充裕且持續(xù)的資金支持，從而推動企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動。供應(yīng)鏈金融不僅將貸款企業(yè)投資項目的經(jīng)濟收益與財務(wù)風(fēng)險作為授信參考內(nèi)容，還把企業(yè)運營過程中的綠色低碳行為及綠色創(chuàng)新項目的潛在環(huán)境效應(yīng)納入評價范疇［12］，通過強化銀企關(guān)系和拓展供應(yīng)鏈層面的信用融資，提高企業(yè)外部融資能力，為綠色創(chuàng)新活動提供融資支持［13］；同時，企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)也提升了其價值創(chuàng)造能力，向資本市場傳遞良好的發(fā)展前景信號，進而有利于其利用權(quán)益融資調(diào)整資本結(jié)構(gòu)［14］。突破信貸配給與優(yōu)化企業(yè)融資結(jié)構(gòu)是供應(yīng)鏈金融促進企業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升的有效渠道［15］。供應(yīng)鏈金融在發(fā)揮其效用的過程中，依托整個供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的真實交易信用，有效減少融資過程中的信息不對稱問題，解決了企業(yè)綠色發(fā)展普遍面臨的資金難題，因而緩解融資約束成為其主要作用機制。鑒于此，本文以2012—2021年滬深A(yù)股和創(chuàng)業(yè)板的上市企業(yè)為樣本，深入探究供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)及其作用機制。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在如下幾個方面。第一，從供應(yīng)鏈金融角度出發(fā)，分析了市場化機制如何激勵企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，探討了供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。第二，提出并驗證了供應(yīng)鏈金融影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的融資優(yōu)化渠道，并以融資約束為門檻變量，探討了其在不同門檻值內(nèi)對供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的差異性影響。第三，進一步剖析了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)屬性的企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)對其綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，并且從企業(yè)生命周期視角深入考察了這一影響效應(yīng)的差異性。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新

供應(yīng)鏈金融是指以供應(yīng)鏈上真實的交易為基礎(chǔ)，以整體供應(yīng)鏈金融信用為依托，把單個企業(yè)的不可控風(fēng)險轉(zhuǎn)變?yōu)楣?yīng)鏈企業(yè)整體可控風(fēng)險，并由第三方金融機構(gòu)、供應(yīng)鏈核心企業(yè)或者第三方物流企業(yè)等相關(guān)參與者為供應(yīng)鏈融資企業(yè)提供金融產(chǎn)品與服務(wù)的融資活動［16］。由于綠色創(chuàng)新具有外部性、高風(fēng)險性和長期性等特點，綠色創(chuàng)新活動投資起點高、投資規(guī)模較大，企業(yè)需要充足且穩(wěn)定的流動資金以確保持續(xù)性的創(chuàng)新投入［17］。面對快速變化的環(huán)境，靈活的財務(wù)資源配置和較強的財務(wù)資源獲取能力能夠幫助企業(yè)不斷進行戰(zhàn)略調(diào)整，促進企業(yè)加大綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，確保企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新價值鏈的完整性［18］。而供應(yīng)鏈金融通過優(yōu)化企業(yè)營運資金管理，提升現(xiàn)金流水平，降低融資成本［19］，進而幫助企業(yè)尤其是中小微企業(yè)解決融資難題。

供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極影響主要表現(xiàn)在以下幾個方面。首先，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新需要穩(wěn)定且充足的資金作為支撐，供應(yīng)鏈金融通過降低借貸雙方之間的信息不對稱性，提高創(chuàng)新活動的融資可得性。供應(yīng)鏈金融將對單一企業(yè)的信用和風(fēng)險評估轉(zhuǎn)化為對整個供應(yīng)鏈的綜合評估，以組織間的交易和資金流狀態(tài)刻畫企業(yè)的真實運營狀態(tài)［20］，極大地降低了金融市場的準(zhǔn)入門檻，進而緩解企業(yè)融資困境。此外，供應(yīng)鏈資產(chǎn)專用性的增強有利于中小企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用融資，綠色創(chuàng)新投資項目可以幫助財務(wù)風(fēng)險較高的企業(yè)提高現(xiàn)金流入的確定性［21］。企業(yè)穩(wěn)健的財務(wù)狀況增強了其風(fēng)險承擔(dān)能力，使其能夠靈活應(yīng)對綠色創(chuàng)新過程中出現(xiàn)的各種風(fēng)險和挑戰(zhàn)，為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動提供了堅實的內(nèi)部支撐。其次，供應(yīng)鏈金融是一種網(wǎng)絡(luò)化產(chǎn)融創(chuàng)新，在其融資生態(tài)環(huán)境下，促使鏈上企業(yè)能夠及時了解供應(yīng)鏈利益相關(guān)主體的環(huán)保要求和消費者的綠色產(chǎn)品需求，增加產(chǎn)品綠色元素、開發(fā)新技術(shù)與改進生產(chǎn)工藝［22］，從而影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新行為和績效。最后，供應(yīng)鏈企業(yè)憑借優(yōu)秀的信用評級和穩(wěn)健的財務(wù)經(jīng)營狀況，在提高自身融資可得性的同時，也有效提升了市場對企業(yè)投資風(fēng)險的整體認(rèn)知與對其成長潛力的信心［23］。積極的市場反應(yīng)為企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展提供了強大的動力。綜上所述，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用。

1.2 供應(yīng)鏈金融、融資約束與綠色技術(shù)創(chuàng)新

供應(yīng)鏈金融對于企業(yè)融資約束的緩解作用體現(xiàn)在提高企業(yè)流動性管理水平和降低借貸雙方之間信息不對稱性兩方面。其一，供應(yīng)鏈金融作為一種融資工具，能夠提升供應(yīng)鏈資金流管理的效率和柔性，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動提供充足的流動資金［24］。供應(yīng)鏈金融強調(diào)的是將對單一企業(yè)的信用和風(fēng)險評估轉(zhuǎn)化為對整個供應(yīng)鏈的綜合評估，打破了金融機構(gòu)對融資企業(yè)質(zhì)押物必須為價值穩(wěn)定的不動產(chǎn)的限制，依托存貨類流動性資產(chǎn)以及應(yīng)收賬款、預(yù)付賬款等債券進行質(zhì)押融資，通過創(chuàng)新金融工具拓展了企業(yè)貸款抵押渠道，有效緩解了企業(yè)缺乏抵押物造成的融資約束。其二，中小企業(yè)與資金提供方之間的信息不對稱是中小企業(yè)融資難、融資貴的主要原因，市場需求信息的不對稱也是造成融資風(fēng)險的關(guān)鍵因素［25］。供應(yīng)鏈金融通過對供應(yīng)鏈上物流、信息流和資金流的全流程把控，提高了供應(yīng)鏈全鏈條的可視化水平，有效降低了事前與事后的信息不對稱性［26］，一定程度上避免了傳統(tǒng)信貸中所存在的道德風(fēng)險與逆向選擇問題，提高了企業(yè)融資的可得性。

通常情況下，企業(yè)有限的內(nèi)部資金難以完全滿足創(chuàng)新研發(fā)項目的資金需求，從而產(chǎn)生資金缺口。因此，外源性融資是企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的重要資金來源。當(dāng)企業(yè)宣布開展技術(shù)研發(fā)活動時，其會向資本市場釋放創(chuàng)新類型信號，通過信號傳遞機制間接帶動外部投資規(guī)模的增長［27］，進而促進自身綠色技術(shù)創(chuàng)新。供應(yīng)鏈金融能夠滿足企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的資金需求，為企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展提供重要的條件支撐［28］。供應(yīng)鏈金融作為一種高效的融資方式，通過破除傳統(tǒng)信貸較高的質(zhì)押與擔(dān)保要求的限制以及降低資本市場的信息不對稱性，有效解決企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動中存在的信貸錯配和資源配置不當(dāng)問題，緩解企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級所面臨的資金難題。綜上所述，供應(yīng)鏈金融通過緩解融資約束，激勵企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，實現(xiàn)經(jīng)濟效益與環(huán)境效益的“雙贏”?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)2：融資約束在供應(yīng)鏈金融影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新中具有中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2021年滬深兩市A股和創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)作為研究樣本，并對原始數(shù)據(jù)進行如下處理：第一，剔除部分企業(yè)，包含金融類企業(yè)、樣本期內(nèi)ST企業(yè)、2012年以后上市或退市的企業(yè)及關(guān)鍵數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的企業(yè)；第二，剔除企業(yè)IPO當(dāng)年的觀測值。最終共得到13 600個觀測值。其中，綠色專利數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）的綠色專利GPRD數(shù)據(jù)庫，進一步采用智慧芽專利數(shù)據(jù)庫補充缺失的專利數(shù)據(jù)；供應(yīng)鏈金融和企業(yè)特征相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，對于部分財務(wù)數(shù)據(jù)的缺失值，通過公司年報手工計算獲得。為了消除極端值對回歸結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位的縮尾處理。

2.2 變量定義及測量

2.2.1 被解釋變量：企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

借鑒方先明和那晉領(lǐng)［29］、冉戎等［30］的研究，選取企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量作為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的代理變量。為了滿足數(shù)據(jù)正態(tài)分布的需要，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量分別以綠色專利授權(quán)總量和綠色發(fā)明專利授權(quán)量加1取自然對數(shù)來衡量。

2.2.2 解釋變量：供應(yīng)鏈金融

部分研究通過互聯(lián)網(wǎng)檢索或文本分析法人工判斷上市公司是否開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，將“企業(yè)是否開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)”設(shè)置為虛擬變量。然而，這種度量方法難以在微觀層面描述企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)的具體情況。根據(jù)參與主體的不同，供應(yīng)鏈融資不僅包括金融機構(gòu)提供的金融服務(wù)，還包括核心企業(yè)為其上下游合作伙伴提供的商業(yè)信用融資［31］。前者主要表現(xiàn)為企業(yè)財務(wù)報表上的短期借款，后者則表現(xiàn)為企業(yè)財務(wù)報表上的應(yīng)付賬款和應(yīng)付票據(jù)等。借鑒姚王信等［32］、高玥和楊毅［33］的研究，采用每年短期借款與應(yīng)付票據(jù)之和與公司總資產(chǎn)的比值來衡量供應(yīng)鏈金融發(fā)展程度。

2.2.3 中介變量：融資約束

現(xiàn)有文獻在衡量融資約束程度時多采用企業(yè)財務(wù)指標(biāo)來替代或通過構(gòu)造指數(shù)來衡量，如SA指數(shù)、KZ指數(shù)、WW指數(shù)等。由于SA指數(shù)不包含具有內(nèi)生性特征的融資變量，參考Hadlock和Pierce［34］的研究，選取SA指數(shù)來衡量融資約束程度，具體計算公式如下：

[SAi，t=?0.737×SIZEi，t+0.043×SIZE2i，t?0.040×AGEi，t] （1）

其中：SIZE代表企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模；AGE代表企業(yè)經(jīng)營年限。SA指數(shù)值越大，表明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越小，企業(yè)所面臨的融資約束越嚴(yán)重。

2.2.4 控制變量

為了控制其他因素對供應(yīng)鏈金融的影響，選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、現(xiàn)金流水平和企業(yè)成長機會等作為控制變量。

各主要變量的定義及描述如表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

通過Hausman檢驗來確定最優(yōu)估計模型。由于Hausman檢驗的卡方值為1 165.49，P值為0.000 0，同時考慮到遺漏相關(guān)變量問題，本文選擇構(gòu)建控制時間和個體的雙向固定效應(yīng)模型。為檢驗供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

[GINi，t=α0+α1SCFi，t+αnConi，t+mi+nt+εi，t] （2）

[GIQi，t=β0+β1SCFi，t+βnConi，t+mi+nt+εi，t] （3）

其中：i代表個體企業(yè)；t代表年份；[GINi，t]代表企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量；[GIQi，t]代表企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量；[α0]與[β0]代表常數(shù)項；[SCFi，t代]表供應(yīng)鏈金融發(fā)展程度；[Coni，t]代表控制變量；[mi]和[nt]分別代表個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)；[εi，t]代表隨機誤差項。

為了進一步檢驗融資約束在供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能起到的中介作用，借鑒溫忠麟和葉寶娟［35］的研究方法，在式（2）與（3）的基礎(chǔ)上進一步構(gòu)建逐步回歸模型，并通過Sobel檢驗和Bootstrap檢驗增強中介效應(yīng)檢驗的完備性與可靠性。

[ "SAi，t=θ0+θ1SCFi，t+θnConi，t+mi+nt+εi，t " ]（4）

[GINi，t=γ0+γ1SCFi，t+γ2SAi，t+γnConi，t+mi+nt+εi，t] （5）

[GIQi，t=δ0+δ1SCFi，t+δ2SAi，t+δnConi，t+mi+nt+εi，t] （6）

其中：[SAi，t]代表融資約束程度；其余變量含義不變。

為了檢驗融資約束在供應(yīng)鏈金融對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響中的階段性作用效果，借鑒Hansen［36］提出的面板門檻模型，將融資約束設(shè)定為門檻變量，以單一門檻為例構(gòu)建如下面板門檻模型：

[GINi，t=μ0+μ1SCFi，t×I（SA≤θ1）+μ2SCFi，t× " " " ][I（SAgt;θ1）+μnConi，t+mi+nt+εi，t] （7）

[GIQi，t=ρ0+ρ1SCFi，t×I（SA≤θ1）+ρ2SCFi，t× " " " "][I（SAgt;θ1）+ρnConi，t+mi+nt+εi，t] （8）

其中：SA代表門檻變量；[θ]為經(jīng)計算得到的門檻值；I（g）為示性函數(shù)，當(dāng)符合示性函數(shù)中的條件時，取值為1，否則為0。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出：①企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的均值分別為1.213、0.521，說明樣本企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量還有待提高；同時，綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的最大值分別為4.771和3.807，最小值均為0，說明樣本企業(yè)之間的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在較大差異。②供應(yīng)鏈金融的最小值為0，說明部分企業(yè)未通過供應(yīng)鏈金融這一融資模式獲取資金；均值為0.142，表明資本市場上的供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)有待進一步推廣。③SA指數(shù)最大值為-2.985，最小值為-4.430，表明樣本企業(yè)之間的融資約束程度存在顯著差異。

3.2 基準(zhǔn)回歸分析

運用Stata17軟件進行實證檢驗。為了避免多重共線性導(dǎo)致的估計結(jié)果無效，檢驗各變量之間的相關(guān)性和方差膨脹因子，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.80，且VIF均值為1.88，小于5，說明變量之間的多重共線性對實證結(jié)果的影響可以忽略不計。表3為供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）和（3）顯示，供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明在僅控制個體和年份的情況下，供應(yīng)鏈金融有助于提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)量與質(zhì)量。列（2）和（4）顯示，供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，意味著在控制了其他企業(yè)特征因素的情況下，供應(yīng)鏈金融不僅增加了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量，而且提升了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，假設(shè)1得到驗證。此外，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的影響明顯大于其對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響?？赡艿脑蚴牵瑒?chuàng)新數(shù)量是創(chuàng)新質(zhì)量的基礎(chǔ)，開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)有利于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的提升，企業(yè)經(jīng)過長期的技術(shù)積累后才能在原始創(chuàng)新、重大創(chuàng)新等方面取得突破。在控制變量中，資本結(jié)構(gòu)LEV對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的影響均顯著為負(fù)，表明企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有抑制作用；企業(yè)盈利能力ROA與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)資金或資本增值能力對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升具有正向促進作用。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 替換被解釋變量

為解決遺漏變量與衡量偏誤問題，參考楊柳勇和張澤野［37］的研究，選用年度綠色專利申請總量、綠色發(fā)明專利申請量分別來衡量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量。表4中列（1）和（2）的回歸結(jié)果顯示，供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均顯著為正，意味著供應(yīng)鏈金融不僅能夠提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量，還能夠提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，假設(shè)1得到驗證。

3.3.2 縮減樣本量

為驗證全樣本情況下得到的結(jié)論是否會隨著樣本量的變化而發(fā)生改變，剔除創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，縮小樣本企業(yè)范圍后再次進行回歸分析。表4中列（3）和（4）的回歸結(jié)果顯示，縮減樣本量后的模型估計結(jié)果與前文結(jié)論保持一致，體現(xiàn)了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.3.3 更換回歸模型

鑒于本研究中被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的觀察值一部分為0，參考劉淑春等［38］的研究，采用面板Tobit估計方法進行檢驗。表4中列（5）和（6）的回歸結(jié)果顯示，估計結(jié)果與上文基準(zhǔn)檢驗結(jié)果一致，主要研究結(jié)論再次得到驗證。

3.3.4 內(nèi)生性檢驗

為消除雙向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，將解釋變量供應(yīng)鏈金融的三階滯后和四階滯后作為工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計。結(jié)果顯示，LM統(tǒng)計量的P值為0.000 0，拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)；且F值為976.28，大于10，表明不存在弱工具變量問題。第一階段估計結(jié)果如表5中列（1）所示，兩項工具變量的回歸系數(shù)均顯著為正，意味著工具變量L3.SCF、L4.SCF與SCF高度相關(guān)，滿足相關(guān)性條件。第二階段估計結(jié)果如表5中列（2）和（3）所示，解釋變量SCF的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明在考慮內(nèi)生性問題后，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的提升作用依舊顯著，本文的基準(zhǔn)結(jié)論仍然成立。

3.3.5 外生沖擊檢驗

在樣本期內(nèi)，2016年發(fā)布的《工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》和2017年發(fā)布的《關(guān)于積極推進供應(yīng)鏈創(chuàng)新與應(yīng)用的指導(dǎo)意見》與本研究內(nèi)容具有較高的相關(guān)性。為控制上述政策對估計結(jié)果的影響，在基準(zhǔn)模型中分別加入兩項政策實施的年份虛擬變量Supply與Green。表5中列（4）—（7）報告了控制政策影響后的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，SCF的系數(shù)依然顯著為正，說明供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響不會因其他相關(guān)政策的實施而發(fā)生明顯變化，本文的主要結(jié)論依舊穩(wěn)健。

4 機制分析

4.1 中介效應(yīng)檢驗

表6報告了供應(yīng)鏈金融通過融資約束影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟［35］的研究，首先，列（1）—（2）中供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，列（3）中供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)顯著為負(fù)，且列（4）—（5）中融資約束SA的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明融資約束的間接效應(yīng)顯著；其次，列（4）—（5）中供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均顯著為正，即直接效應(yīng)顯著，說明供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在其他中介效應(yīng)，又因為此時系數(shù)乘積[θ1γ2]、[θ1δ2]分別與[γ1]、[δ1]為異號，表明融資約束屬于遮掩效應(yīng)，未能支持假設(shè)2。該結(jié)論表明，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)融資約束的負(fù)向影響在一定程度上遮掩了供應(yīng)鏈金融對綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用，但供應(yīng)鏈金融能夠通過對融資約束的遮掩效應(yīng)提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。原因可能在于，供應(yīng)鏈融資確實能夠緩解企業(yè)融資約束，提升企業(yè)短期財務(wù)績效，促進企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加；但由于綠色技術(shù)創(chuàng)新本身具有較大的投資風(fēng)險，部分管理者可能傾向于機會主義，將更多的精力投向短期逐利的項目，減少對綠色技術(shù)創(chuàng)新或工藝改造的資源投入，因而供應(yīng)鏈金融的道德風(fēng)險問題可能會在一定程度上削弱其對綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用。最后，運用Stata17軟件中的Sgmeditation命令進行Sobel中介效應(yīng)顯著性檢驗，得到Sobel檢驗的z統(tǒng)計量的t值分別為-7.789、-7.407，其絕對值均大于3.250，表明其在1%的水平下顯著，說明融資約束在供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在間接效應(yīng)，具體表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，再次拒絕了假設(shè)2。

進一步通過Bootstrap檢驗得到系數(shù)乘積[θ1γ2和θ1δ2]的置信區(qū)間，結(jié)果如表7所示。Bootstrap法是一種從樣本中重復(fù)取樣的方法。如果得到的置信區(qū)間不包含0，則系數(shù)乘積顯著［39］。通過對樣本數(shù)據(jù)進行5 000次抽樣的Bootstrap檢驗，得到的置信區(qū)間均不包含0，表明融資約束的間接效應(yīng)存在，表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。

4.2 門檻值估計

通過上述中介效應(yīng)檢驗可知，融資約束發(fā)揮了遮掩效應(yīng)。進一步分析融資約束的門檻效應(yīng)是否存在以及測度不同的門檻值。先對面板門檻模型進行檢驗。運用Bootstrap抽樣法模擬似然比統(tǒng)計量1 000次，得到門檻值及相關(guān)統(tǒng)計量，具體結(jié)果見表8。當(dāng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量為被解釋變量時，單一門檻的F統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，但未通過雙重門檻檢驗；當(dāng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量為被解釋變量時，單一門檻、雙重門檻的F統(tǒng)計量均不顯著。這表明，供應(yīng)鏈金融通過融資約束的門檻效應(yīng)影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量，三者并非單一的線性關(guān)系。

4.3 中介門檻效應(yīng)檢驗

為了進一步檢驗中介變量融資約束在不同門檻值下遮掩效應(yīng)的強弱情況以及遮掩效應(yīng)發(fā)揮作用的有效區(qū)間，參考Qin等［40］的做法，引入中介門檻效應(yīng)模型。如表9所示，當(dāng)融資約束值≤-4.239時，供應(yīng)鏈金融與融資約束在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)，且列（2）中供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量發(fā)揮正向作用但融資約束對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的影響不顯著，通過Bootstrap法直接檢驗發(fā)現(xiàn)間接效應(yīng)不顯著，此時融資約束的中介效應(yīng)不存在。當(dāng)融資約束值＞-4.239時，供應(yīng)鏈金融與融資約束仍呈顯著負(fù)相關(guān)，而供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量及融資約束與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量均在1%的水平上呈正相關(guān)，此時融資約束的間接效應(yīng)存在，具體表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。因此，通過上述檢驗可以看出，當(dāng)作為門檻變量的融資約束值＞-4.239時，融資約束才在供應(yīng)鏈金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮間接效應(yīng)，具體表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，此時間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為-12.85%；反之，當(dāng)融資約束值≤-4.239時，間接效應(yīng)不顯著。

5 異質(zhì)性分析

5.1 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)可能會因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同而存在差異。根據(jù)樣本企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，將其劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，分別進行回歸。表10中的結(jié)果顯示，國有企業(yè)供應(yīng)鏈金融SCF的系數(shù)均大于非國有企業(yè)，且均通過了1%的顯著性統(tǒng)計檢驗；非國有企業(yè)利用供應(yīng)鏈金融能夠促進其綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的提升，但對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升作用并不顯著；同時，分別以綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量為被解釋變量的組間系數(shù)差異均在1%的水平上顯著。這說明，國有企業(yè)在利用供應(yīng)鏈金融驅(qū)動自身綠色技術(shù)創(chuàng)新方面成效更為顯著。

5.2 企業(yè)所處行業(yè)技術(shù)屬性

企業(yè)所處行業(yè)的技術(shù)屬性可能會對供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。根據(jù)國家統(tǒng)計局印發(fā)的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類2017》及《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）分類2018》中的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，將樣本企業(yè)分為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)和非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)兩類進行分組回歸。從表11中可以看到：高技術(shù)行業(yè)企業(yè)與非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)利用供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量均產(chǎn)生了顯著的正向影響，且高技術(shù)行業(yè)企業(yè)的正向影響大于非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)；而對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量而言，高技術(shù)行業(yè)企業(yè)利用供應(yīng)鏈金融的影響顯著為正，而非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)的影響為正但不顯著；以企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量為被解釋變量的組間系數(shù)差異分別在5%和1%的水平上顯著。這說明，高技術(shù)行業(yè)企業(yè)在利用供應(yīng)鏈金融促進自身綠色技術(shù)創(chuàng)新方面成效更為顯著。

5.3 企業(yè)所處生命周期階段

企業(yè)在不同的生命周期階段面臨的關(guān)鍵約束存在明顯差異，可能影響供應(yīng)鏈金融與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系?；贒ickinson［41］的現(xiàn)金流法，將樣本企業(yè)劃分為成長期企業(yè)、成熟期企業(yè)與衰退期企業(yè)等3組，分別進行回歸，結(jié)果如表12所示。結(jié)果顯示：在處于成長期與成熟期的企業(yè)樣本中，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的影響系數(shù)均顯著為正，且成熟期企業(yè)的系數(shù)相對更大；在處于衰退期的企業(yè)樣本中，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的影響系數(shù)顯著為正，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響系數(shù)為正但不顯著。這表明，供應(yīng)鏈金融更能促進處于成長期與成熟期的企業(yè)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，對處于衰退期的企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)有限。可能的原因在于，處于成長期的企業(yè)為了培育核心競爭力和搶占市場，一般有較強烈的動機開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動；處于成熟期的企業(yè)為了獲得更多的經(jīng)濟利潤和環(huán)境效益，創(chuàng)新意愿也較強，致力于開發(fā)綠色產(chǎn)品、改進生產(chǎn)技術(shù)等；處于衰退期的企業(yè)往往在知識探索和技術(shù)創(chuàng)新方面存在思維定式，這嚴(yán)重阻礙了其對新知識與新技術(shù)的學(xué)習(xí)和吸收，即使加大對綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的支持力度，也難以對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升產(chǎn)生顯著影響。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié)論

本文以2012—2021年滬深兩市A股和創(chuàng)業(yè)板共1 360家上市公司為樣本，基于融資優(yōu)化視角，實證檢驗了供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)鏈金融能夠顯著提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量。這是因為，開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)為供應(yīng)鏈各環(huán)節(jié)成員拓寬了外部融資渠道，通過對物流、信息流和資金流的整合，有效降低了融資過程中的信息不對稱程度及供應(yīng)鏈斷裂風(fēng)險，提高了融資可得性及供應(yīng)鏈資金流管理效率和柔性，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動提供了資金支持。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)、高技術(shù)行業(yè)企業(yè)以及處于成長期與成熟期的企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升作用更顯著。

機制分析表明，供應(yīng)鏈金融通過盤活企業(yè)流動資產(chǎn)來緩解融資約束，從而對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升產(chǎn)生積極影響。進一步分析發(fā)現(xiàn)，融資約束在供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極影響中發(fā)揮遮掩效應(yīng)。這意味著，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)融資約束的負(fù)向影響在一定程度上遮掩了其對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接驅(qū)動作用，但供應(yīng)鏈金融能夠通過融資約束的遮掩效應(yīng)提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。此外，當(dāng)企業(yè)融資約束程度大于-4.239時，遮掩效應(yīng)才顯著。原因可能在于，企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)使得現(xiàn)金流狀況得到改善，但部分融資方在獲取資金后可能會違反合同規(guī)定，減少對綠色技術(shù)創(chuàng)新或工藝改造的資源投入，反而將更多的精力投向短期逐利項目，在一定程度上削弱了供應(yīng)鏈金融對綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用。

6.2 對策建議

6.2.1 完善供應(yīng)鏈金融配套基礎(chǔ)設(shè)施，加大綠色融資支持力度

在發(fā)揮環(huán)境規(guī)制和政府補貼作用的背景下，鼓勵銀行等金融機構(gòu)加大對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的支持力度，強化資本市場在配置資源和連接創(chuàng)新鏈各環(huán)節(jié)中的功能。有關(guān)部門應(yīng)出臺供應(yīng)鏈金融配套扶持政策，引導(dǎo)金融機構(gòu)為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持；積極推動供應(yīng)鏈核心企業(yè)、金融機構(gòu)等多方共建供應(yīng)鏈金融服務(wù)平臺，強化各主體之間的信息協(xié)同和共享合作；支持采用數(shù)字化手段進行供應(yīng)鏈融資結(jié)算，鼓勵企業(yè)擴大綠色創(chuàng)新投資規(guī)模，吸引創(chuàng)新要素向綠色、低碳領(lǐng)域聚集。

6.2.2 優(yōu)化供應(yīng)鏈金融監(jiān)管機制，有效防范供應(yīng)鏈金融風(fēng)險

為防范供應(yīng)鏈金融的道德風(fēng)險、解決逆向選擇問題、規(guī)范綠色技術(shù)創(chuàng)新的資金用途，供應(yīng)鏈金融各參與方可根據(jù)核心企業(yè)規(guī)模、金融道德風(fēng)險傳染程度、企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟效益與環(huán)境效益等指標(biāo)，運用金融科技手段建立完善的數(shù)字化風(fēng)控體系，特別是供應(yīng)鏈金融的授信審查評估體系和貸后管理體系。例如：供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)事前風(fēng)險預(yù)防需要依靠風(fēng)控模型進行預(yù)測，事中風(fēng)險規(guī)避需要設(shè)立風(fēng)險閾值進行經(jīng)營預(yù)警，事后風(fēng)險處理可能需要專業(yè)化的科技服務(wù)公司進行還款監(jiān)管以及逾期催收管理。此外，鼓勵保險機構(gòu)結(jié)合供應(yīng)鏈場景與企業(yè)綠色融資需求開發(fā)各類信用保證保險業(yè)務(wù)。

6.2.3 引導(dǎo)金融機構(gòu)結(jié)合企業(yè)特點，因地制宜開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)

不同類型的企業(yè)或處于不同生命周期發(fā)展階段的企業(yè)，資金需求和創(chuàng)新環(huán)境也不同，應(yīng)根據(jù)企業(yè)特性實施差異化的綠色融資策略。密切關(guān)注融資約束較為嚴(yán)重的中小企業(yè)，重點推進國有企業(yè)和高技術(shù)行業(yè)企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，最大限度地發(fā)揮供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。例如：鼓勵成長期企業(yè)借助存貨、倉單融資等業(yè)務(wù)擴展融資渠道；鼓勵成熟期企業(yè)積極與提供應(yīng)收賬款融資服務(wù)的平臺完成系統(tǒng)對接，提高企業(yè)融資效率；鼓勵衰退期企業(yè)積極開展綠色領(lǐng)域新技術(shù)的研發(fā)，以實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

6.3 不足與展望

供應(yīng)鏈金融的應(yīng)用場景并不局限于單一企業(yè)或區(qū)域，因此，供應(yīng)鏈金融對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響路徑相對復(fù)雜。而本文只探討了融資約束這一條路徑，且經(jīng)過中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)融資約束發(fā)揮的是遮掩效應(yīng)，說明還存在其他更為重要的影響路徑，未來研究可進行進一步探討。此外，本文僅基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)所處行業(yè)技術(shù)屬性和企業(yè)所處生命周期階段，討論了供應(yīng)鏈金融對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，未來研究可考慮金融監(jiān)管程度、地域發(fā)展的差異性或政治關(guān)聯(lián)程度等其他權(quán)變因素對二者之間關(guān)系的影響，以豐富研究內(nèi)容。

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Supply Chain Finance， Financing Constraints and Green Technology Innovation

—Test Based on Mediation Effect and Threshold Effect

Yang Yanping1，2， Xu Wenxue1

（1.School of Management， Henan University of Technology， Zhengzhou 450001， China; 2.Logistics Research Center， Henan Province Humanities and Social Sciences Key Research Base， Zhengzhou 450001， China）

Abstract： Green innovation is the driving force of green transformation and high-quality development， and supply chain finance contributes innovative vitality to green technology innovation. This study is based on data from 1 360 listed companies in A-shares and ChiNext of China's Shanghai and Shenzhen stock markets from 2012 to 2021. By using a bidirectional fixed effect model， an intermediary effect model， and a panel threshold effect model， this study empirically analyzes the impact and mechanism of supply chain finance on green technology innovation based on the financing optimization effect. Research has found that：①Supply chain finance significantly improves the quantity and quality of enterprises' green technology innovation， and this conclusion has been verified through a series of robustness tests and endogeneity tests， including replacement variable measurement， replacement regression model， and instrumental variable method.②Mechanism analysis shows that supply chain finance can alleviate financing constraints of enterprises， leading to improved green technology innovation. The mediation effect tests found that the financing constraints have a masking effect between supply chain finance and green technology innovation of enterprises.③The threshold effect test finds that the impact of financing constraints on supply chain finance and enterprises' green technology innovation varies at different threshold values. Only when the degree of financing constraints of enterprises exceeds -4.239， can supply chain finance improve the level of green technology innovation of enterprises by alleviating financing constraints of enterprises.④Heterogeneity analysis shows that the positive incentive and driving effect of supply chain finance on enterprises' green technology innovation is much more significant in state-owned enterprises， high-tech industry enterprises， and enterprises in the growing and developed stages. This study not only enriched the theoretical framework of supply chain finance and technological innovation， expanded the theoretical basis of antecedents of green technology innovation， but also provided scientific empirical evidence and decision-making reference for supply chain finance to guide the green innovation development of enterprises.

Key words： supply chain finance; green technology innovation; financing constraints; mediation effect; threshold effect

（欄目編輯：朱可染）

收稿日期：2024-03-25

基金項目：河南省高校哲學(xué)社會科學(xué)應(yīng)用研究重大項目“河南‘專精特新’企業(yè)融資接力實現(xiàn)路徑與對策建議研究”（2023-YYZD-06）；河南省高校哲學(xué)社會科學(xué)創(chuàng)新團隊支持計劃項目“數(shù)字經(jīng)濟與技術(shù)創(chuàng)新管理”（2024-CXTD-07）。

作者簡介：楊艷萍（1968—），女，河南汝南人，博士，教授，博士生導(dǎo)師，河南省人文社科重點研究基地物流研究中心主任，研究方向：風(fēng)險投資、技術(shù)創(chuàng)新管理；徐雯雪（1998—），女，河南鄭州人，碩士研究生，研究方向：供應(yīng)鏈金融。