國有股權參與能否促進民營重污染企業綠色技術創新

王金　李江穎　段清清

【摘要】隨著生態環境的日益惡化， 近些年越來越多的行業積極響應國家政策進行綠色戰略轉型， 特別是重污染行業， 其綠色技術創新直接關系到我國企業能否實現綠色低碳發展。本文選取2008 ～ 2020年重污染行業中滬深A股民營上市公司數據， 利用Tobit模型研究國有股權參與對重污染企業綠色技術創新的積極影響。研究表明： 國有股權參與能夠促進重污染企業綠色技術創新， 國有股權參與能夠通過優化企業外部資源配置、 改善內部治理結構來提高企業創新意愿， 從而提升企業綠色技術創新水平。異質性研究發現， 企業所在地區差異、 企業融資約束程度差異均會影響國有股權所發揮的積極作用。

【關鍵詞】國有股權參與；創新意愿；綠色技術創新；民營重污染企業

【中圖分類號】 F275? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）08-0151-10

一、 引言

目前， 全球環境問題日益突出， 我國在經濟高速發展的同時也面臨著越來越嚴重的水資源污染、 大氣污染及有機污染物等環境發展問題。2018年至今， 習近平總書記多次提出“綠色”“創新”等相關理念， 黨的二十大報告對“積極穩妥推進碳達峰碳中和”作出部署， 習近平總書記在黨的二十大報告中也提出要推動綠色發展。因此， 我國眾多企業也開始響應國家政策， 進行綠色發展低碳轉型。特別是在國企混合所有制改革（簡稱“混改”）下， 我國民營企業數量逐年遞增， 從2012年的1085.7萬家遞增到2021年底的4457.5萬家， 占我國總企業的92.1%。而在這些民營企業中， 近三分之一的企業是重污染企業， 隨著民營重污染企業規模的日益龐大， 我國近些年的環境發展問題不容忽視。在環境和資本的選擇中， 民營重污染企業在發展中往往只關注現狀規模和眼前的經濟效益， 容易把綠色生態問題拋之腦后。目前， 眾多關于我國企業綠色發展的研究已經證明， 企業進行綠色技術創新在提高企業綠色生產率的同時還能提高資源使用效率。然而在我國重污染企業中， 仍有大部分企業只專注于傳統的發展模式， 對綠色創新的意識還很薄弱， 這對于我國重污染行業未來的綠色低碳發展很不利。同時， 在國有與民營重污染企業中， 后者在綠色技術創新這方面的跟隨性更弱（姜英兵和崔廣慧，2019）。由此可見， 我國企業真正的可持續發展離不開綠色技術創新， 綠色技術創新也是企業綠色發展走可持續創新之路的關鍵因素之一。

我國目前雖然也有部分重污染企業積極響應國家政策進行綠色技術創新， 但是在企業綠色發展中， 國家實施的措施和政策都難以解決企業在綠色發展中面臨的研發成本高、 研發周期長、 綠色技術不夠普及等問題。例如： 國家現行命令式的環境規制短期內無法為企業帶來經濟利益， 反而還增加了重污染企業的綠色成本（Song等，2020）， 導致企業對綠色技術創新的積極性降低； 扶持式的環境補貼在政策實施的初期促進了企業的綠色創新， 但是長時間來看， 卻讓企業規避了綠色創新的風險， 從而選擇保守戰略（黎文靖和鄭曼妮，2016；王飛航和郭笑言，2021）。這些問題都會導致企業對綠色技術創新的積極性降低， 難以讓綠色發展長期有效地持續進行。另外， 相比國企， 民營企業無論是在資源配置還是在產權保護方面都難以比及國企（李文貴等，2017）。為了不讓企業處于不利地位， 民營企業必須完善機制來提高其核心競爭力， 從而在市場中占據更有利的位置。

與此同時， 我國混改已經進入了深入推進階段， 黨的十九大報告中明確指出了關于混改的發展目標， 要發展混合所有制經濟， 培育世界一流企業。各地政府為了支持國家推出的產業綠色轉型， 出臺了許多扶持政策去激勵民營企業， 同時成立了大量的產業發展基金， 這些產業發展基金大部分反映在股權投資上， 也就是政府以股權投資的方式進入民營企業的產業轉型升級過程中。但是2018年的股災使得許多民營企業面臨股權質押困境， 為了緩解這一困境， 中央表示會幫助民營企業走出困境， 民營企業也開始主動尋求實力強勁的國企轉讓股權， 混改下各種所有制資本共同發展， 互利互惠?；旄氖沟脟蟛粌H有民營股東， 還有國有股東（郝陽和龔六堂，2017）。由于國企在資源配置方面具有先天優勢， 因此國有股權進入民營企業更有利于民營企業優化各方面資源配置， 促進其綠色低碳轉型， 消除傳統所有制問題帶來的歧視（韋浪等，2020）。那么， 對于企業綠色技術創新來說， 國有股權帶來的資源和權力能夠作為一種助推器， 推動民營企業的綠色創新活動嗎？如果是正向作用， 內在的作用機制是什么？不同類型民營企業對國有股權參與的反應差異如何？這正是本文需要解決和回答的關鍵問題和研究出發點之一。

基于上述現實和研究背景， 本文選取2008 ～ 2020年重污染行業滬深A股民營上市公司綠色專利數據， 從國有股權是否參與以及國有股權參與比例兩個指標來衡量國有股權參與， 通過構建Tobit模型來研究國有股權參與對重污染民營企業綠色技術創新的影響及其內在影響機理。研究結論表明： 國有股權參與能夠顯著促進重污染民營上市公司進行綠色技術創新； 進一步中介效應檢驗證實， 國有股權參與通過優化企業外部資源配置以及改善企業內部治理結構來提高企業創新意愿， 推動民營企業綠色技術創新。研究還發現， 在不同地區、 不同融資約束程度的企業中， 國有股權參與對民營重污染企業綠色技術創新也會存在較大差異。本文研究結論能為我國國企混改和重污染行業綠色低碳提供一定的理論參考。

二、 理論分析與研究假設

20世紀60年代， 有關環境污染的法律法規逐步出臺， 為了推動企業環境治理的改善， 學者們提出了有關環境技術相關的概念。目前， 學術界對于綠色技術創新的概念和內涵尚未達成統一， 但基本可以理解為創新綠色技術。最早提出綠色技術這一概念的是國外學者Braun和Wield（1994）， 他們認為綠色技術是減少環境污染問題、 提高能源利用率的技術工藝或產品的總稱。隨著“綠色”“創新”等詞的提出， 我國關于綠色技術創新等的概念迅速發展。綠色技術創新是指企業在遵循生態原則的基礎上， 在企業生產經營中對企業工藝、 產品或者技術進行綠色方面的創新。企業要實現可持續發展， 綠色創新是必不可少的。同時， 綠色技術創新也是企業綠色創新中最核心的工作， 這也是企業實現環境保護與提高企業價值的重要手段之一。根據目前大部分學者的研究， 綠色技術創新可分為產品、 工藝、 意識創新這三種。根據計劃行為理論， 綠色技術創新分為綠色技術創新行為和綠色技術創新意愿（張渝和王娟茹，2018）。企業本身的創新意愿和創新能力在影響企業進行綠色技術創新的同時， 也會受到外部層面的影響， 包括國內市場、 國際環境等。

綠色技術創新在企業中扮演著重要的角色。目前， 在有關企業綠色技術創新的影響因素研究中， 大部分學者從國家政策、 公眾關注、 融資約束等角度去研究對綠色技術創新的影響。例如： 在國家政策層面， 企業綠色技術創新主要通過設立綠色金融改革創新試驗區以緩解企業融資約束（金環等，2022）， 同時“綠色稅法”和政府補貼的實施同樣也能達到效果， 且這種效果在非國企、 大規模企業中較為明顯（廖果平等，2022）。近年來實施的碳排放交易試點政策也可以激勵企業進行創新， 促進企業綠色經濟增長（廖文龍等，2020；王旭霞等，2022）。 在公眾關注層面， 企業的綠色技術創新與媒體關注緊密相連（趙莉和張玲，2020）， 可以通過提高企業的社會責任關注來推動企業綠色技術創新（陽鎮等，2022）。

但是， 上述研究往往忽略了一個重要制度背景， 即目前我國正處于國企混改和低碳經濟發展的關鍵時期， 大部分學者更關注和強調的是民營資本要進入國企。而反過來國有股權參與民營企業也是改革的一個重要方向。目前， 較少有學者研究國有股權對民營企業綠色技術創新的影響， 特別是從重污染行業角度來探討兩者之間的關系。因此， 在前人研究的基礎上， 本文重點關注國有股權參與民營重污染企業能否促進其綠色技術創新， 其內在機制是什么？不同類型企業對此的反應如何？這正是本文試圖回答和解決的問題。

國內有關國有股權對民營企業影響的研究觀點尚未統一。大部分學者認為， 國有股權參與能夠為民營企業帶來積極作用（譚靜等，2021）， 也有小部分學者認為， 國有股權的參與會抑制企業發展。但總體來說， 絕大部分學者認為， 國有股權能夠提高企業治理水平、 提供經濟資源， 為企業高質量發展奠定基礎。且現有研究認為， 國有股權參與主要是從能夠優化企業外部資源配置和改善企業內部治理結構這兩方面來推動企業發展。

從優化外部資源配置來看， 國有股權參與能夠為企業帶來更多的外部經濟資源和人力資源， 緩解企業發展過程中的資金配置歧視， 同時為企業提供一個更有利的平臺。在企業信貸歧視背景下， 國有股權進入民營企業能夠緩解其融資約束（陳建林，2015）， 為其帶來信貸資源， 同時還能幫助企業減輕稅負， 促進長期發展； 在家族企業中， 國有股權也同樣發揮作用； 除了在融資方面的作用， 國有股權參與還能促進企業全要素生產率（盛明泉等， 2021）， 通過資本投入促進民營企業的綠色轉型和可持續發展?？偟膩碚f， 國有股權進入民營企業后， 能夠促使民營企業得到更多的外部資源和資金支持， 最終促使其持續發展（李文貴和邵毅平，2016）。

從改善內部治理結構來看， 國有股權的參與能有效地降低企業代理成本， 強化內部控制， 引起激勵方式的改變以及國有股東對公司委托代理的干涉等， 這些都會影響企業的經濟發展。從委托代理角度來看， 國有股權的加入降低了民營企業管理層的委托代理成本（趙璨等，2021）。在融資成本上， 國有股權進入民營企業能夠獲得經濟資源方面的顯著提升， 在減少融資成本的同時還能降低稅負。

而綠色技術創新是企業響應國家環境保護的重要途徑之一， 它既有利于整個社會的可持續發展， 實現企業經濟和社會效益的統一， 也有利于企業在市場中提高產品競爭力、 建立綠色技術壁壘， 從而提升企業競爭力。綠色技術創新所帶來的效益是高質量的， 但是有些企業特別是民營企業目前還不愿意進行綠色技術創新， 根本原因是在同等條件下， 綠色技術創新需要一定的人力資源、 經濟資源以及技術手段， 這些要求都高于一般的技術創新， 同時也存在更高的研發風險， 而且企業綠色技術創新的地方性特征會嚴重影響企業的創新意愿（王鋒正等，2018）。

在上述研究基礎上， 本文認為， 國有股權能夠促進民營重污染企業綠色技術創新， 并主要從企業外部和企業內部兩個角度去分析其內在機制。

第一， 從企業外部角度。在我國， 目前民營企業在政府補助、 政策扶持、 融資規模和渠道等方面均受到了一定的限制（Hongxin等，2016）， 特別是在“綠水青山”低碳發展下， 重污染民營企業更加會受到外部環境、 資源和制度的約束。而創新活動的開展則需要引進大量的高科技人才和尖端設備作為長期研發保障， 否則會出現設備陳舊、 人才流失和研發后勁不足等問題， 且前期研發投入多、 回報周期長、 投資風險大， 需要持續的大量的資金支持作為保障。國有股權參與民營重污染企業往往能夠給其帶來更多的外部資源， 譬如國家的直接補貼、 地方政府環保補貼、 稅收優惠等由政府支配的重要資源， 在國有股權進入這些企業后， 二者成為利益共同體， 這些原本難以獲得的資源最終能夠緩解民營重污染企業的融資約束， 滿足其進行綠色技術創新的大量資金需求， 降低其研發投資風險， 提升其進行綠色技術創新研發的信心， 最終促進創新產出。另外， 在我國國有股權的背后往往是政府， 也更容易在一些重要的領域形成技術壟斷， 而國有股權參與民營重污染企業能夠更容易為其打破技術壁壘， 為其開展創新活動提供有力的技術支持和保障， 最終促進綠色技術創新水平（余漢等，2021）。

第二， 從企業內部角度。民營企業往往存在股權集中度較高、 大股東侵占小股東利益等股權結構問題， 且大股東持有股份越多， 越容易出現資金占用的內部治理問題， 也越不利于企業在綠色技術方面的投入（周艷坤等，2021）。而當國有股權加入民營重污染企業后， 公司股權結構改變， 能夠在一定程度上緩解其大股東和中小股東之間的內部矛盾， 提升大小股東之間的關聯度。國有股權的參與能夠進一步提高控股股東與監管部門的信息透明度。上述均表明， 國有股權進入民營企業有利于監督民營企業控股股東， 最大限度地減少其資金違規占用情況， 使企業內部的資源分配和管理制度更加透明， 也使企業更有意愿和能力將更多的資源和資金分配到研發創新活動中去， 譬如通過增加研發人員人數、 提高研發投入的比例等， 最終促進綠色技術創新產出。綜上所述， 本文提出以下假設：

H1： 國有股權參與對民營重污染企業綠色技術創新具有正向促進作用， 即國有股權參與比例越高， 民營重污染企業綠色技術創新水平越高。

三、 研究設計

（一）樣本選取

由于2008年起國泰安（CSMAR）數據庫才開始披露關于董監高的政府關系， 因此本文選擇2008 ～ 2020年A股上市民營重污染企業作為研究對象， 并剔除以下樣本： ①發起上市時為國有控股， 并且在之后由于其他原因由國有控股轉為民營企業的上市公司； ②解釋變量、 被解釋變量以及控制變量缺失數據的樣本； ③陷入財務危機的公司， 即ST公司， 避免由于公司強烈的虧損動機導致結果異常。剔除數據后， 共得到3620個觀測值。國有股權參股數據從上市公司年報中手工收集整理； 企業綠色技術專利數據來自于國家知識產權局的專利平臺， 采用“國家專利分類綠色清單”對綠色專利進行分類編碼， 核算所需企業的綠色專利申請量和綠色發明專利申請量； 其他數據來自于CSMAR數據庫、 《中國統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》等。為了防止數據受極端值影響， 對樣本公司的連續變量進行1%和99%分位的縮尾處理。

依據證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》以及《上市公司環境信息披露指南》（環辦函［2010］78號）， 本文把火電、 鋼鐵、 水泥、 電解鋁、 煤炭、 冶金、 化工、 石化、 建材、 造紙、 釀造、 制藥、 發酵、 紡織、 制革和采礦業等16類行業劃分為重污染行業。

（二）變量定義

1. 解釋變量： 國有股權參與。對國有股權的界定， 關鍵是對國有股東范圍的界定， 參考郝陽和龔六堂（2017）的界定方法以及國務院國資委和證監會聯合下發的《上市公司國有股東標識管理暫行規定》， 本文將上市公司中持有股份的政府部門、 普通國企、 事業單位等界定為國有股東； 由于金融類股東的意義與傳統的民營企業和國企的意義不同， 所以這里也需要剔除金融類股東， 包括社?；?、 證券投資基金、 保險投資賬戶、 信托賬戶、 銀行基金賬戶等。借鑒羅宏和秦際棟（2019）、 余漢（2017）等的方法， 采用企業是否存在國有股權參與（State1）、 國有股權參與比例（State2）來衡量民營企業國有股權參與。其中， 對企業是否存在國有股權參與（State1）賦值進行區分， 若存在國有股權則為1， 否則為0； 國有股權參與比例（State2）采用前十大股東中國有總股權占所有股權的比例進行衡量。

2. 被解釋變量： 企業綠色技術創新。企業技術創新指標主要有兩種衡量方式， 分別是投入法和產出法。對于重污染行業， 企業研發投入可以充分體現綠色產品的生產研發效率， 許多學者采用研發投入對綠色技術創新進行衡量， 但由于投入法難以衡量技術創新帶來的真正效果， 也難以衡量企業綠色技術創新的真正水平， 所以近些年來， 越來越多的學者采用產出法來衡量企業創新績效。本文衡量企業綠色技術創新水平的指標是企業綠色專利申請量， 同時選取了綠色發明專利申請量對實證結果進行穩健型檢驗， 這是由于發明專利更能代表公司的創新實力。重污染行業綠色專利申請量數據來源于手工整理， 并對綠色專利申請量加1取自然對數（EnvPat）、 綠色發明專利申請量加1取自然對數（EnvInvPat）， 來研究國有股權參與對綠色技術創新的影響。

3. 控制變量。參考已有文獻， 選取以下指標作為控制變量： 企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 凈資產利潤率（ROE）、 總資產周轉率（ATO）、 固定資產占比（FIXED）、 企業成長性（Growth）、 上市年限（ListAge）、 董事會規模（Board）。此外， 對于重污染行業的樣本企業設置了年度固定效應（Year）。具體變量定義及說明見表1。

（三）模型設計

為驗證研究假設， 本文建立如下模型進行回歸：

EnvPati，t+1=α0+α1Statei，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+α4ROEi，t+α5ATOi，t+α6FIXEDi，t+α7Growthi，t+α8ListAgei，t+α9Boardi，t+Year+εi，t （1）

在模型（1）中， EnvPat代表企業綠色技術創新， State代表企業國有股東參與變量State1和State2。本文采用Tobit模型進行檢驗而不采用OLS模型的原因如下： 參考學者余漢等（2021）、 楊國超（2017）等的研究， 發現國有股權對企業的研發產出存在一定的滯后性， 所有對于企業綠色技術創新的衡量都采用綠色專利申請數加1進行； 由于該研究中的企業綠色專利量是一個正數， 并且大部分專利數為0， 所以綠色專利量存在左側零點截斷的現象， 使用OLS模型可能會存在結果偏誤， 所以本文采用可以獲得無偏誤的Tobit模型進行檢驗。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表2為描述性統計結果。從表中可以看出， 在整個樣本區間， 重污染企業綠色技術創新（EnvPat）的均值為0.191， 最小值為0， 最大值是5.468， 標準差為0.537， 中位數為0， 這說明樣本中重污染企業的綠色技術創新水平差異較大， 且技術創新水平普遍較低， 中位數為0說明大部分重污染企業沒有進行綠色技術創新。從國有股權參與的指標來看， 在重污染企業中， 國有股東的參股公司較少， State1和State2的中位數都為0， 且State1和State2的均值分別為0.410和0.021， 說明國有股東在民營重污染企業持有股權數較少， 國有股東最大持有量為58.9%， 最小持有量為0， 說明國有股東持股數差異也很大。

根據國有股權是否參與對樣本進行分組， 來研究國有股東是否參與對企業綠色技術創新的影響， 這里對于研究的主要變量（EnvPat、 State1、 State2）進行T檢驗， 檢驗結果如表3所示。State1=0表示企業前十大股東中沒有國有股東參與， State1=1表示前十大股東中有國有股東參與， 結合描述性統計結果來看， 在全樣本中企業綠色專利申請量的均值為0.191， 而在T檢驗結果中， 沒有國有股東參與的企業其綠色專利申請量的均值為0.17， 低于全樣本均值， 同時也明顯低于國有股東參與的企業， 且兩者之間的T檢驗值都在1%的水平上顯著， 對于更能衡量企業綠色技術創新的綠色發明專利申請量， 其T檢驗值也在1%的水平上顯著。通過以上結果， 可以初步驗證國有股東參與能夠促進企業綠色技術創新， H1得到初步驗證。

（二）相關性分析

表4相關性分析結果顯示， 國有股權是否參與（State1）與企業綠色技術創新（EnvPat）在1%的水平上正向顯著， 并且前十大股東中國有股權參與比例（State2）與企業綠色技術創新（EnvPat）在5%的水平上正向顯著， 這說明國有股權參與能夠促進企業綠色技術創新， 而且國有股權的參與比例越高， 對企業綠色技術創新的促進作用越明顯。此外， 表中未放置所有變量， 企業規模（Size）、 凈資產利潤率（ROE）、 總資產周轉率（ATO）、 固定資產占比（FIXED）、 董事會規模（Board）與企業綠色技術創新均在1%的水平上正向顯著， 同時資產負債率（Lev）與綠色技術創新在10%的水平上正向顯著， 這表明擴大公司和董事會規模、 適當提升公司負債、 提高營業收入以及增加企業的固定資產都能夠促進企業綠色技術創新。企業成長性（Growth）和上市年限（ListAge）可能受到其他原因的影響， 對企業綠色技術創新沒有顯著影響?？刂谱兞拷^大部分都與被解釋變量在1%的水平上正向顯著， 這說明選取的控制變量不存在多重共線性問題， 同時具有代表性。

（三）回歸分析

1. 主回歸結果。為了研究國有股權參與對綠色技術創新的影響， 本文采用Tobit模型使用模型（1）驗證兩者之間的關系， 回歸結果如表5所示。

表5第（1）列和第（2）列表示國有股權是否參與對企業綠色技術創新的影響結果， 其中第（1）列只控制了年度固定效應， 可以看出State1的回歸系數為0.2542， 在5%的水平上正向顯著， 在第（2）列添加了控制變量之后， State1的回歸系數為0.2752， 并且也在5%的水平上正向顯著， 這表明國有股權參與（State1）對企業綠色技術創新（EnvPat）有正向促進作用， 也表明隨著國有股權在民營企業的涉入， 企業的綠色專利申請量顯著增加。第（3）列和第（4）列是國有股權參與比例對企業綠色技術創新的影響結果， 在沒有加入控制變量而只控制年度固定效應之前， 第（3）列State2的回歸系數為2.1015， 且在1%的水平上正向顯著， 加入控制變量后， 第（4）列State2的回歸系數為2.1004， 也在1%的水平上正向顯著， 結果驗證了國有股權參與比例越高對企業綠色技術創新的影響越大。綜上， H1得到驗證。

2. 內生性問題。本文的結論可能存在內生性問題， 即國有股權參與更偏向于投資綠色技術創新水平較高的民營企業。為了解決這一問題， 本文將解釋變量State1和State2進行滯后一期處理， 處理后分別產生變量L.State1和L.State2， 使用新產生的變量對模型（1）重新進行回歸， 回歸結果如表6所示。從第（2）列和第（4）列來看， 不管是L.State1還是L.State2都在5%的水平上正向顯著， 結果與前文保持一致。

（四）異質性分析

1.? 地區異質性。由于我國各地區的經濟發展不盡相同， 不同地區的經濟發展水平也會影響政府部門的政策制度決策和企業發展水平。借鑒呂承超和崔悅（2022）的研究， 南方地區的經濟發展水平在許多方面均高于北方， 因此， 本文主要區分南方地區和北方地區①。一方面， 隨著公眾環保意識的增強， 消費者對產品的選擇更加偏向于綠色類型的， 經濟發展水平越高的地區， 代表著市場競爭水平要求也越高， 這使得大家對于綠色產品的品質要求也越高， 同樣， 對于企業來說， 更需要通過綠色轉型來改變當前困局。另一方面， 經濟發展水平越高的地區， 政府對于綠色環保政策實力的力度與監管就會更強， 在這一環境下， 會加快促使民營企業進行綠色技術創新。據此 ， 本文預計相對于北方地區， 南方地區國有股權參與對民營企業綠色技術創新的促進作用更強。

根據企業所在地把企業劃分為南方地區企業和北方地區企業， 回歸結果見表7。從結果中可以看到， 在南方地區第（1）、 （2）列中， 是否存在國有股權參與（State1）與國有股權持股比例（State2）的回歸系數在1%的水平上正向顯著， 然而在北方地區的第（3）列中State1、 State2的回歸系數為負且不顯著。由此可見， 國有股權參與在南方地區更能發揮其優勢， 促進民營企業綠色技術創新。

2. 融資約束程度異質性。民營企業的綠色技術創新不僅會受到地區影響， 從企業層面來說， 作為企業經營和技術創新發展的關鍵性因素， 融資約束的差異也會對企業綠色技術創新產生影響。由于信貸配給中長期存在“所有制歧視”與“規模歧視”， 國內金融資源主要流向了國企， 民營企業則面臨著較為嚴重的融資約束問題， 這種情況在重污染企業中更加突出（張笑和胡金焱，2022）。對于融資約束程度高的企業來說， 企業的發展本身就存在許多局限性， 規模小、 資金不足等問題更加限制了其發展， 因此， 當國有股權參與進來后能夠顯著緩解民營企業的融資約束， 進一步提高企業進行綠色創新的意愿并提供資金等資源， 從而提升其綠色技術創新水平。所以， 本文預期當企業融資約束程度高時， 國有股權能夠更好地發揮其資源優勢， 促進民營企業綠色技術創新水平。

為了驗證上文論述， 本文根據企業融資約束的高低來劃分企業融資約束程度。鑒于融資約束有SA指數、 FC指數、 KZ指數、 WW指數等衡量方法（Kaplan和Zingales，1997）， 其中的KZ指數研究方法更為完善， 在研究中被廣泛使用， 所以本文選擇KZ指數來衡量企業融資約束程度， 當KZ指數越大， 其融資約束程度越高。從表8中可以看出， 在融資約束程度低的組中， 第（1）列和第（2）列的國有股權兩個衡量指標都不顯著， 但在融資約束程度高的企業中， State1和State2在1%的水平正向顯著， 這說明國有股權參與對民營重污染企業綠色技術創新正向促進關系在融資約束程度高的企業中更能發揮作用， 表明企業存在資金壓力時， 融資約束高的民營企業更有能力和動力追求波特假說論述下的創新補償效應 。

（五）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量和解釋變量。本文借鑒其他學者的研究， 用綠色發明專利申請量（EnvInvPat）來衡量綠色技術創新； 參考鄧永勤等（2020）的研究方法， 將國有股權比例10%作為分界點， 生成一個虛擬變量State3， 如果國有股權的比例大于10%， 則State3取1， 否則取0， 以此衡量國有股權參與。從表9回歸結果來看， 第（1）、 （2）列中的State1和State3的相關系數分別為0.3564、 0.4544， 分別在1%和5%的水平上正向顯著， 結果支持了假設。

2. 選擇基本OLS模型進行回歸。本文的主回歸主要采用的是Tobit模型回歸， 為了進一步驗證基本模型的穩健型， 在主回歸中使用基本OLS回歸方法重新進行檢驗， 回歸結果如表9中第（3）列所示， 結果同樣驗證了國有股權參與對企業綠色技術創新有促進作用。

3. 減少數據樣本的年份進行回歸檢驗。本文采用2012 ～ 2020年的數據再次進行檢驗， 結果如表9中第（4）列所示， 假設依然成立。

五、 進一步分析： 中介機制檢驗

通過前文的研究， 證實了國有股權參與對企業綠色技術創新的促進作用， 同時， 根據理論基礎部分的分析， 國有股權參與對民營重污染企業綠色技術創新的影響主要通過優化企業外部資源配置以及改善內部治理結構來提高企業創新意愿這兩方面去提升企業綠色技術創新。即國有股權的加入為企業帶來了豐富的外部資源， 進一步加強了企業的創新意愿， 進而提高企業綠色技術創新。

為了進一步驗證假設， 本文以企業外部資源、 企業內部創新意愿作為作用機制來研究國有股權參與對民營企業綠色技術創新的影響。對于企業外部， 主要采用政府補助（SUB）表示企業擁有的外部資源（程翠鳳，2018）； 對于企業內部， 采用企業研發人員占比（RTP）、 研發投入占比（RRD）表示創新意愿（孫慧和楊王偉，2019）。

本文仍采用Tobit模型對作用機制進行探究， 在模型的設計上， 首先研究解釋變量對中介變量的作用， 再加入被解釋變量生成新的模型， 研究中介變量對被解釋變量的影響。具體模型設計如下：

Mediatori，t=β0+β1State1+∑βiControlsi，t+∑Year+εi，t （2）

EnvPati，t+1=γ0+γ1State1+γ2Mediatorsi，t+∑γiControlsi，t+∑Year+εi，t （3）

在模型（2）中， 中介變量作為因變量， 控制企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 凈資產利潤率（ROE）、 總資產周轉率（ATO）、 固定資產占比（FIXED）、 企業成長性（Growth）、 上市年限（ListAge）、 董事會規模（Board）等變量影響企業外部資源和創新意愿的變量。模型設計原理為： 結合模型（1）， 當?1顯著時， 則說明國有股權參與會促進企業綠色技術創新； 結合模型（2）和（3）， 如果β1、 γ1和γ2均顯著， 則說明該中介變量是完全中介， 如果β1和γ2顯著， 而γ1不顯著， 則說明該中介變量是部分中介效應。

中介機制檢驗結果如表10所示。從第（1）列可以看出， 國有股權參與（State1）的回歸系數在1%的水平上對研發投入占比（RRD）正向顯著， 在第（2）列中加入被解釋變量后， 國有股權參與（State1）與研發投入占比（RRD）的回歸系數均在5%的水平上正向顯著， 這表明創新意愿作為完全中介， 使國有股權參與增強了企業的創新意愿進而推動企業綠色技術創新。從第（3）、 第（4）列看出， 國有股權參與（State1）和政府補貼（SUB）的回歸系數均在1%的水平上正向顯著， 這說明， 政府補貼（SUB）作為完全中介， 使得國有股權參與增加了企業的政府補貼進而推動企業綠色技術創新。從第（5）、 第（6）列看出， 國有股權參與（State1）與研發人員占比（RTP）的系數在1%的水平上正向顯著， 但在第（6）列中， 加入被解釋變量后， 國有股權參與（State1）的回歸系數不顯著， 同時研發人員占比（RTP）的回歸系數在1%的水平上對綠色技術創新正向顯著， 可知研發人員占比作為部分中介， 使國有股權參與提高了企業研發人員占比并進一步提升企業綠色技術創新。綜上， 國有股權參與能夠顯著增加企業的外部資源， 提升企業的創新意愿， 從而推動綠色技術創新。

六、 結論與建議

（一）結論

綠色技術創新對于我國企業綠色低碳轉型和國家綠色經濟健康發展均具有重要的作用， 而重污染行業則是綠色發展經濟下需要重點關注的行業， 同時混改背景下國有股權參與民營發展也是需要重點關注和研究的方面。因此， 本文利用我國2008 ～ 2020年A股滬深重污染民營上市企業數據， 基于Tobit模型實證研究了國有股權參與對民營企業綠色技術創新的積極影響， 并探索其影響的內在機制和差異。研究發現： 國有股權的加入能夠對我國重污染民營企業的綠色技術創新發揮積極顯著作用， 國有股權的比例越大， 對綠色技術創新的促進作用會更強。中介機制檢驗表明， 國有股權的加入能夠通過為企業帶來外部資金和吸收創新型技術人員等， 即增加外部資源和增強企業對綠色技術的創新意愿等， 最終提升企業綠色技術創新水平。

（二）建議

針對上述研究結論， 本文提出以下三方面的政策建議：

第一， “綠水青山”政策下， 我國重污染民營企業進行綠色技術創新勢在必行， 然而外部資源的缺乏和民營企業產權保護薄弱是阻礙重污染民營企業進行綠色技術創新的關鍵影響因素， 我國亟須提高民營企業產權保護意識， 建立健全民營企業貸款平臺。雖然民營經濟在我國占GDP的比重超過了60%， 但是我國的民營企業在高速發展的同時也遭受到了阻礙。因此， 面對當前民營企業面臨的信貸歧視， 一方面， 政府部門應深化金融改革， 降低國企和金融企業進入民營企業的壁壘， 支持中小銀行、 金融機構的建立， 為股權結構不含國有股權的民營企業提供信貸支持， 減少民營企業的信貸歧視， 打破民營企業所附有的資源配置歧視， 為民營企業的綠色創新活動提供一個更好的培育環境。另一方面， 政府部門應加快出臺關于企業綠色技術創新專利和產權保護的相關政策， 保護企業的綠色專利， 為民營企業的綠色可持續發展提供一個公平的競爭環境。

第二， 國企混改浪潮下， 民營企業混改也不容忽視。研究表明， 國有股權對民營企業的綠色技術創新有積極的推動作用。因此， 在廣泛強調我國國企進行混改的同時， 也要積極鼓勵民營企業進行混改， 鼓勵更多的國有股東以多種形式進入民營企業， 發揮戰略協同、 技術協同、 產業鏈協同效應。國有股權的加入， 在不影響民營企業管理問題的基礎上， 更能夠緩解民營企業的融資約束、 外部資源利用困境問題等， 因此， 我國民營上市公司特別是重污染民營企業在進行綠色技術創新和綠色低碳轉型時， 更要充分重視國有股權參與的有利因素， 最大程度上發揮國有股權參與的積極作用。

第三， 我國企業在進行綠色技術創新時， 需要重點關注企業所在地外部環境因素對企業綠色發展產生的異質性影響。隨著國家環境資源等相關政策的推進， 越來越多的企業通過享受環境補貼以及國家幫助來推動企業的綠色發展， 但在經濟欠發達地區企業所獲取的資源甚少。企業的發展水平很大程度上取決于其外部環境， 只有在外部因素的作用下， 融資約束程度才會降低， 資源獲取才會增多， 才能推動企業的綠色、 可持續發展。因此， 民營企業在肯定國有股權對企業積極治理作用的同時， 還應重點關注企業外部環境因素對綠色技術創新的影響， 進而推動企業綠色低碳高質量發展。

【 注 釋 】

①南方地區包括：上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、湖北省、湖南省、廣東省、廣西壯族自治區、海南省、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區。北方地區包括：北京市、天津市、河北省、山西省、內蒙古自治區、遼寧省、吉林省、黑龍江省、山東省、河南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區。

【 主 要 參 考 文 獻 】

陳建林．家族控制、非控股國有股權與民營企業債務融資［ J］．經濟科學，2015（4）：95 ～ 106．

郝陽，龔六堂．國有、民營混合參股與公司績效改進［ J］．經濟研究， 2017（3）：122 ～ 135．

姜英兵，崔廣慧．環保產業政策對企業環保投資的影響：基于重污染上市公司的經驗證據［ J］．改革，2019（2）：87 ～ 101．

金環，于立宏，徐遠彬．綠色產業政策與制造業綠色技術創新［ J］．中國人口·資源與環境，2022（6）：136 ～ 146．

黎文靖，鄭曼妮．實質性創新還是策略性創新？——宏觀產業政策對微觀企業創新的影響［ J］．經濟研究， 2016（4）：60 ～ 73．

李文貴，邵毅平．產業政策與民營企業國有化［ J］．金融研究，2016（9）：177 ～ 192．

李文貴，余明桂等．產權保護與民營企業國有化［ J］．經濟學（季刊）， 2017（4）：1341 ～ 1366．

廖文龍，董新凱，翁鳴，陳曉毅．市場型環境規制的經濟效應：碳排放交易、綠色創新與綠色經濟增長［ J］．中國軟科學，2020（6）：159 ～ 173．

呂承超，崔悅．中國南北經濟差距及其趨勢預測［ J］．中央財經大學學報，2022（6）：116 ～ 128．

盛明泉，陳一玲，鮑群．國有股權參股與家族企業全要素生產率［ J］．財務研究，2021（1）：68 ～ 79．

孫慧，楊王偉．高管激勵、創新投入與創新績效——基于高管“雙元”資本的調節效應［ J］．科技管理研究，2019（10）：9 ～ 16．

譚靜，文宗瑜，范亞辰．推動國有資本做強、做優、做大的若干思考［ J］．財會月刊，2021（8）：64 ～ 72．

王飛航，郭笑言．綠色技術創新的最優規制區間研究——基于環境規制與政府研發補助的雙重政策組合［ J］．財會月刊，2021（17）：129 ～ 137．

王鋒正，姜濤，郭曉川．政府質量、環境規制與企業綠色技術創新［ J］．科研管理，2018（1）：26 ～ 33．

王旭霞，雷漢云，王珊珊．環境規制、技術創新與綠色經濟高質量發展［ J］．統計與決策，2022（15）：118 ～ 122．

余漢，宋慈笈，宋增基．國有股權能夠推動民營企業的技術創新嗎？——來自中國上市公司的經驗證據［ J］．上海財經大學學報，2021（6）：20 ～ 34．

張笑，胡金焱．綠色信貸政策是否抑制了重污染企業的投資？［ J］．山東社會科學，2022（8）：138 ～ 146．

張渝，王娟茹．主觀規范對綠色技術創新行為的影響研究［ J］．軟科學，2018（2）：93 ～ 95．

趙璨，宿莉莎，曹偉．混合所有制改革：治理效應還是資源效應？——基于不同產權性質下企業投資效率的研究［ J］．上海財經大學學報，2021（1）：75 ～ 90．

趙莉，張玲．媒體關注對企業綠色技術創新的影響：市場化水平的調節作用［ J］．管理評論，2020（9）：132 ～ 141．

周艷坤，湯泰劼，支曉強．大股東股權質押會提升企業環境治理水平嗎？——來自重污染上市公司的經驗證據［ J］．中央財經大學學報，2021（4）：63 ～ 76．

Braun E.，Wield D..Regulation as a means for the social control of technology［ J］．Technology Analysis & Strategic Management，1994（3）：259 ～ 272．

Kaplan S. N.，Zingales L..Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［ J］．The Quarterly Journal of Economics，1997（1）：169 ～ 215．

（責任編輯·校對： 劉鈺瑩? 羅萍）

【基金項目】廣東省哲學社會科學“十三五”規劃學科共建項目“后疫情時代養老保險繳費政策對企業投融資行為的影響研究”（項目編號：GD20XGL12）；廣州市哲學社會科學發展“十四五”規劃羊城青年學人課題“廣州推動全面數字化轉型研究——以企業數字化轉型為例”（項目編號：2022GZQN21）；廣東河源市哲學社會科學項目“減稅降費背景下養老保險降費對企業投資行為的影響研究”（項目編號：HYSK21ZC12）