國企混改、綠色金融與企業綠色技術創新

韓忠雪,何 露

(湖北工業大學 a.經濟與管理學院;b.湖北循環經濟發展研究中心,武漢 430068)

引 言

實現低碳發展、綠色發展是國家的重大戰略決策,而綠色技術創新是實現低碳經濟和綠色可持續發展的關鍵。綠色技術創新以技術進步為驅動力,通過降低生產過程中有害物質排放,生產出綠色產品來實現保護環境與經濟增長的雙重目的。關于綠色技術創新的研究,眾多學者取得了一系列研究成果,他們主要從宏觀層面的環境規制[1-2]、環境政策[3],中觀層面的市場化程度[4]、行業競爭[5],微觀層面的企業研發投入[6]、融資約束[7]和管理層特質[8]等方面對綠色技術創新的影響因素進行了研究,但缺乏國有企業混改(國有企業混合所有制改革)對企業綠色技術創新影響方面的系統研究。

關于國企混改,許多學者對國企混改的實施過程、影響因素及治理效果進行了不同程度的研究,就國企混改效果而言,以往學者的研究主要在企業創新[9]、公司績效[10]、社會責任[11-12]、公司治理[13-14]等方面進行了探索分析。一般而言,國企進行混改的方式最主要有兩種:一是通過增資擴股實現“增量混改”,二是通過產權轉讓實現“存量混改”,再通過企業內部員工持股作為混改輔助方式。國企從股票市場中通過首發上市、發行證券和資產重組等方式,或者轉讓部分國有股權方式吸納非國有投資者,均能夠為企業帶來增量資金注入,也有助于盤活企業低效存量資產。非國有股東進入會帶來更為市場化的發展理念,有助于企業建立更加完善的市場化運營機制,對企業薪酬體系、股權激勵和人才選聘等進行市場化改革,能夠全面提升管理水平,同時非國有股東的進入也帶來了先進的技術、人才和管理理念等多種無形資產[15]。股東制衡和高層治理也提高了企業投資效率和長遠發展觀念,從而有利于企業開展綠色技術創新等長期戰略型投資,優化創新資源配置,提高企業市場競爭力[16]。國企進行混合所有制改革,向市場傳遞出了企業積極適應市場經濟規律、提高自身核心競爭力的信號,能增強企業聲譽機制,促進企業開展適應市場方向的綠色低碳技術投資和持續發展能力。因此,國企混改在不斷完善國有企業治理結構的基礎上,對促進綠色技術創新和綠色經濟發揮著重要作用。

黨的二十大報告提出,鼓勵政府發展市場化的綠色創新機構,提供更相匹配的綠色金融供給。相比于傳統金融,綠色金融要求金融業將環境保護納入自身業務,在金融服務中考慮潛在的環境收益與風險,引導社會資本流向環境友好型領域,實現金融資源的綠色配置。因此,綠色金融可能成為緩解企業綠色技術創新融資約束的必要市場工具,其發展可能成為企業綠色技術創新的動力源泉。目前國內外關于綠色金融的研究重點主要為綠色信貸和綠色債券在綠色創新[17-18]、綠色全要素生產率[19]以及融資成本[20-21]等方面的影響,較少有學者關注到國企混改大背景下綠色金融政策對企業綠色技術創新的作用效果。

基于此,本文以2008—2021年我國國有上市企業為研究樣本,從企業微觀視角研究了國企混改對企業綠色技術創新的影響及綠色金融的調節作用,并從非國有股東參與程度、國企隸屬層級、國企技術屬性和地區環境規制強度的異質性方面,研究了國企混改對綠色技術創新以及綠色金融調節作用的差異性影響。

本文與以往研究的區別主要在于:(1)綠色技術創新是實現經濟可持續發展的驅動力,國企混改是激活國企活力、提高社會資源利用效率的重要舉措,而考察國企混改對綠色技術創新影響的研究較為欠缺。本文對該方向的深入探討不僅豐富了國企混改的相關理論研究,而且對于國有企業實現高質量發展有著較強的現實意義。(2)對綠色金融外部調節作用的考察,揭示了國企混改背景下綠色金融對國有企業綠色技術創新的驅動效應,有助于從政策、市場層面揭示國企混改對綠色技術創新的作用機制。(3)對非國有股東參與程度、國企隸屬層級、國企技術屬性和地區環境規制強度的異質性分析,從微觀和宏觀層面為國企混改促進企業綠色技術創新以及綠色金融的調節作用提供了更全面的考察,增強了本文研究內容的完整性和研究結構的層次性。

一、理論分析與研究假設

(一)國企混改與綠色技術創新

我國國有企業綠色創新動力不足成為制約企業高質量發展的重要因素,主要體現在政府效應觀和代理人效應觀兩方面:其一,政府效應觀認為,較強的政府干預使國有企業承擔了更多的社會責任和政策負擔[22],加上國有資產保值和增值的要求、產業結構調整和社會就業穩定等考驗,使得國企偏向于短期的政策目標導向的投資決策,很難建立完全市場化的運作機制,而研發綠色創新技術需要有高層次的研發團隊與充裕的資金作為支撐,且其研發周期和成果轉化周期均較長,從事綠色技術創新將會使企業面臨較大的財務與經營風險,導致國有企業的創新意愿并不強烈。其二,基于委托代理理論,代理人效應觀認為國有企業存在一定的代理問題,國有股東虛置、一股獨大和管理者激勵相容不足等都使得國企管理效率不高,活力不足。尤其是國有企業管理層缺乏股權激勵與監督機制,往往難以得到與市場水平等同的薪酬支付[23],這使得其更關注于自身利益,如在職消費和利用企業短期財務績效的提升謀取自身政治晉升等,從而并不愿意投資于短期難以看到成果的綠色技術創新,以此來規避財務與政治風險。

相對于單一產權屬性的公司來說,混合所有制經濟提升技術創新能力效果最為突出[24],國企混改正是基于混改本身對技術創新帶來的諸多有利效應而在國內推廣。具體來說,國企混改可以從獲得創新資源、優化治理和增強市場信號等多條路徑促進企業綠色技術創新。

首先,非國有資本的進入給國有企業綠色技術創新提供了直接資金與技術支持。進行混改的國有企業可以通過增資擴股、轉讓股權或出資新設等多種方式持續吸收社會資本,拓展企業融資渠道。伴隨著非國有資本的進入,非國有股東將會帶來高層次的技術開發團隊與豐富的研發經驗等創新資源,增加國有企業內部知識存量[25]。相比于國有股東,非國有股東往往有著更強的創新意識與創新能力,帶來的先進技術信息能夠為企業綠色技術創新搭建良好的技術平臺,助力創新產出。另外,非國有股東對市場需求有著敏銳的感知力,能夠使企業技術開發方向傾向于符合市場需求的綠色技術創新,并完善綠色產品推廣銷售渠道,達到相互促進、合作雙贏的目的。

其次,非國有股東與國有股東相比,在運營模式、業績回報和股東價值實現等方面有明確的要求,這使得他們有動力和能力去監督和制衡國有股東代表可能產生的怠惰行為,克服長期以來存在的所有者缺位、產權不清等代理問題,并通過多元化股東提供更豐富的資源渠道、信息網絡和人才需求,有效制衡政府干預對國企市場化資源的擠占,理順國企責任意識、緩解道德風險和改善國企治理水平[12],從而有利于企業樹立綠色創新發展戰略。而且非國有企業向國有企業派駐董監高等管理人員能夠加強對管理層的監督,緩解委托代理問題[26]。一方面,非國有董監高為了企業未來價值增長而不斷完善企業治理結構,形成對原國企管理層的強有力監督,抑制其機會主義與道德風險[27],并將企業的資源更多地配置給綠色創新項目,增強企業核心競爭力;另一方面,非國有股東更偏好采取市場化的激勵相容手段對國企高管進行有效的評估、激勵和管控,使國有企業管理層與股東之間的利益協調一致,使委托代理問題得以緩解,降低投資風險[28],提高企業創新資源利用效率,進而推動企業綠色技術創新。

最后,國企混改引進社會創新資源和優化治理來促進自身綠色技術創新也向市場傳達了積極的信號,可以吸引更多的市場分析師與媒體的關注。專業分析師所提供的市場信息不僅能有效降低企業與投資者之間的信息不對稱程度,而且能夠對企業管理層形成強有力的約束監督作用,抑制管理層為逃避風險而不愿意投資于周期長、不確定性高的創新活動。同時,媒體對企業的正向報道能夠給企業帶來良好的聲譽,增加供應商和環保消費者對企業的好感度,幫助企業獲得新的商業機遇,開拓新的細分市場[29],這有利于增強企業進行綠色技術創新的意愿,對提升企業長期績效亦有裨益。由此,本文提出如下假設:

H1:國企混改對企業綠色技術創新有顯著的正向促進作用

(二)國企混改、綠色金融與綠色技術創新

綠色技術創新作為一項長期高投入、高風險的活動,融資問題是制約企業提升綠色創新能力的主要瓶頸,雖然國有企業通過混合所有制改革引入了社會資本,但混改過程中國有持股和政策性負擔的減少可能在一定程度上降低國有股權相伴而生的政府補助、稅收優惠等資源效應,混改企業依然面臨融資約束問題[30]。同時,國有混改的企業可能將各種資源用于運營或者其他非綠色技術創新投資,從而對綠色技術創新的投資產生擠出效應。因此,提升企業綠色創新水平還需國家綠色金融政策的支持與規制。

從金融支持的角度看,綠色金融政策通過設立一套識別標準,增加企業綠色技術創新項目的資金可得性,促進資源從高耗能、高污染產業流向綠色領域,提高資金配置效率。具體而言,融資階段,混改企業治理水平的提高、綠色創新動力的增強以及社會責任承擔等均向外界傳遞出混改企業兼顧經濟績效與綠色發展的信號,綠色金融通過銀行等金融機構信貸體系和互聯網平臺等迅速精確識別這種綠色企業,并通過綠色信貸、綠色債券、綠色基金、綠色保險等金融工具,拓寬綠色技術創新主體的融資渠道、降低融資成本。企業生產過程中,更具市場敏銳度的非國有股東參與治理更能夠高效配置綠色金融資源,讓有利于企業長期發展的綠色技術創新活動能夠獲取資金支持,促進生產流程與工藝綠色化。生產階段完成之后,政府和金融機構通常要求企業披露環境信息或進行綠色審計、動態授信等[31],以確保企業將資金用于提高綠色創新途徑。從政策規制的角度看,綠色金融將企業環保情況作為貸款發放的準入門檻,提高污染型企業的融資門檻與交易成本,從而倒逼企業綠色技術創新。對于重污染和高耗能企業,綠色金融體系將嚴格限制貸款數量、貸款審批和發放甚至是“一票否決”貸款要求。即使是已經獲取貸款資格的企業也將接受綠色金融機構的全周期動態監管,若是企業為迎合短期市場需求進行“漂綠”行為而犧牲長期綠色技術創新項目投資,綠色金融機構也將會停貸、緩貸或是收回貸款,這將會使理性的企業管理層更加注重環境績效和資金的配置使用,通過不斷提高綠色技術創新方式實現企業綠色轉型。由此,本文提出如下假設:

H2:綠色金融正向調節國企混改和企業綠色技術創新的關系,地區綠色金融發展水平越高,國企混改對企業綠色技術創新的驅動作用越強

二、研究設計

(一)數據來源

本文選取A股上市國有企業2008—2021年14年樣本數據。2007年底股權分置改革基本完成,在此之后非國有資本才普遍進入國有上市公司,故選擇2008年作為樣本起點。根據本文研究問題的需要,對所選樣本進行以下處理和篩選:(1)剔除*ST、ST及金融業等公司;(2)剔除存在缺失值或異常值的企業;(3)考慮到結果的穩健性,企業樣本數據的連續變量進行1%和99%百分位上的Winsorize縮尾處理。經過以上數據處理,最終獲得1 253家國有上市公司共計11 995個樣本觀測值。綠色專利申請數據來自中國知識產權局官方網站,依據WIPO(世界產權組織)發布的IPC(國際專利綠色分類清單)分類號檢索方法手工收集而成;前十大股東性質和非國有股東委派董監高數據根據企業年報手工收集整理而成;其余國有上市公司數據來自CSMAR數據庫。

(二)變量設定

1.被解釋變量:綠色技術創新(Pat、Invpat、Genpat)

借鑒齊紹洲等(2018)[32]的研究,本文選取綠色專利申請總數加1后的自然對數(Pat)、綠色發明專利申請數加1后的自然對數(Invpat)和綠色實用新型專利申請數加1后的自然對數(Genpat)作為綠色技術創新的衡量指標。原因如下:第一,企業綠色專利申請數相較于研發投入(R&D)指標,可以有效克服企業研發投入在轉化為創新產出過程中帶來的高風險問題,避免高估企業綠色技術創新能力。第二,采用綠色專利申請數而非綠色專利授權數的原因在于,綠色專利技術授權因要檢測和繳納年費等原因往往需要較長時間,并且專利授權容易受到很多外在因素的影響,不確定性較強。因此,采用綠色專利申請數更能反映企業真實的綠色技術創新能力,并且本文將綠色專利申請細分為綠色發明專利申請(Invpat)和綠色實用新型專利申請(Genpat),以衡量企業實質性的綠色核心技術創新能力和綠色外延技術創新能力。

2.解釋變量:國企混改(Mix1、Mix2)

本文的解釋變量為國企混改(Mix1、Mix2),參考蔡貴龍等(2018)[33]的研究,分別從股權結構和高層治理兩個維度進行刻畫。股權結構(Mix1)采用混改企業前十大股東中非國有股東持股比例之和衡量,該指標越大,表明非國有資本的制衡作用越強,國企混改程度越深;高層治理(Mix2)采用非國有股東委派董監高人數占企業董監高人員總數的比值衡量,該指標越大,表明非國有股東參與國企經營決策的程度越高,國企混改程度也越深。值得注意的是,當非國有股東為自然人性質時,若該自然人在上市國企擔任董事、高管或監事,則認為非國有股東委派董監高;當非國有股東為法人性質時,若上市國企的董事、高管或監事在該法人股東單位任職,則認為非國有股東委派董監高。

3.調節變量

借鑒謝婷婷和劉錦華(2019)[34]的研究,從綠色信貸、綠色投資、綠色保險和政府支持四個維度出發,采用熵值法綜合構建各地區綠色金融指數。綠色信貸方面,采用各地區六大高耗能工業產業利息支出與工業利息總支出的比值來衡量綠色信貸,該指標數值越小,表明該地區綠色信貸水平越高;綠色投資方面,采用地區環境污染治理投資與該地區GDP的比值來衡量綠色投資,該指標數值越大,表明該地區綠色投資水平越高;綠色保險方面,采用農業保險收入占農業總產值的比值來衡量綠色保險,該指標數值越大,表明該地區綠色保險水平越高。政府支持方面,采用地區財政環境保護支出與財政一般預算支出的比值來衡量政府支持,該指標數值越小,表明該地區綠色經濟發展水平越高。最后采用熵值法測算各省份綠色金融指數,綠色金融指數越大,表明該地區綠色金融發展水平越高。

4.控制變量

參考已有研究,為控制其他公司特征和治理結構等因素對國企混改與企業綠色技術創新的影響,本文選取如下控制變量:企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、企業上市年限(Firmage)、獨立董事規模(Indep)、總資產收益率(Roa)、企業成長性(Growth)、賬面市值比(BM)、固定資產占比(Fixed)、控制年度(Year)和行業(Indu)虛擬變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

(三)研究模型

為驗證國企混改與綠色技術創新之間的關系及綠色金融的調節作用,本文建立如下回歸模型:

PATi,t=α0+α1Mixi,t+∑α2CVi,t+ε

(1)

PATi,t=α0+α1Mixi,t+α2Mixi,t×Gfii,t+α3Gfii,t+∑α4CVi,t+ε

(2)

其中,PATi,t分別代表Pati,t、Invpati,t和Genpati,t,表示企業i在t年的綠色申請專利總數、綠色發明專利申請數和綠色實用新型專利申請數,并進行數值加一后取自然對數處理;Mixi,t分別表示從股權結構和高層治理維度衡量的國企混改水平Mix1i,t和Mix2i,t;Gfii,t為企業i所在地區在t年的綠色金融發展水平;CVi,t表示一系列控制變量,ε為殘差項。

三、實證結果分析

(一)描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果如表2所示。由表2可以看出,代表國有企業綠色技術創新的Pat (Invpat/ Genpat)最大值為7.386(7.231/6.565),最小值為0.693 (0.000/0.000),均值為2.135(1.526/1.494),這說明不同企業間的綠色技術創新水平差異較大,且創新水平普遍偏低,我國國有企業綠色技術創新水平存在較大提升空間。股權結構(Mix1)的均值為0.130,中位數為0.077,標準差為0.134,表明前十大股東中非國有股東持股比例總和平均為13%,非國有資本在國有企業中占比較低,且不同國有企業中非國有資本的進入情況存在較大差異。高層治理(Mix2)的均值為0.018,最大值為0.171,即非國有股東委派董監高人員數量的占比均值為1.8%,最大值僅為17.1%,遠低于非國有股東持股比例,說明非國有股東向國有企業委派董監高參與治理的權利沒有與相應的持股比例完全匹配,“同股不同權”的現象在我國國有企業中仍然存在,國企混改仍需進一步深化。

表2 主要變量的描述性統計

(二)相關性分析

表3是列示了相關變量的Pearson相關系數。從中可見,Pat和Invpat的相關系數為0.915,和Genpat的相關系數為0.850,Invpat和Genpat的系數為0.611,且均在1%的水平上顯著,說明通過用Pat、Invpat和Genpat衡量企業綠色技術創新能力具有較高的內部有效性。并且,Mix1和Mix2對Pat、Invpat和Genpat的相關系數顯著為正,國企混改(Mix1、Mix2)正向促進綠色專利申請,國企混改的股權結構(Mix1)和高層治理(Mix2)兩個維度均有利于提高企業的綠色技術創新水平。此外,其余控制變量之間的相關系數均小于0.4,VIF檢驗結果均小于2,故不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量的相關系數

(三)回歸結果分析

1.國企混改與綠色技術創新

表4報告了國企混改對綠色技術創新的基準回歸結果。由表4可知,國企混改(Mix1、Mix2)對國有企業總體綠色專利創新水平(Pat)、實質性綠色專利創新水平(Invpat)和綠色實用新型專利創新水平(Genpat)的系數分別為0.010、0.014、0.010和0.151、0.190、0.115,且均在1%的水平上顯著為正,表明國有企業綠色技術創新水平隨著國企混改程度的加深而顯著提高。這說明,非國有資本的進入不僅給國有企業綠色技術創新帶來了充裕的資金與技術支持,而且企業通過國企混改引進社會資源和優化治理來促進自身綠色技術創新也向市場傳達出了顯著積極的信號,進一步為企業綠色創新創造了良好的外部條件。值得注意的是,國企混改(Mix1、Mix2)對實質性綠色專利創新水平(Invpat)的回歸系數高于總體綠色專利創新水平(Pat)和綠色實用新型專利創新水平(Genpat)的系數,這意味著混合股權結構和非國有股東委派董監高參與國企經營管理能為國企帶來充裕資源的同時還有效提高國企治理水平,將企業的資源更多地配置在實質性綠色技術創新活動之中,提高企業核心綠色創新能力。上述結果揭示了國企混改能夠顯著促進國有企業綠色技術創新水平升高,假設H1得到驗證。

表4 國企混改與綠色技術創新基本回歸結果

2.國企混改、綠色金融與綠色技術創新

表5的回歸結果展示了國企混改、綠色金融與綠色技術創新之間的關系。國企混改和綠色金融的交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)對國企三種層次的綠色技術創新的回歸系數分別為0.056、0.055、0.083和0.675、0.514、0.364,且均通過1%的顯著性水平檢驗,說明綠色金融正向調節國企混改與綠色技術創新之間的關系,企業所在地區綠色金融發展水平越高,國企混改對綠色技術創新的促進作用顯著增強。國企混改與綠色金融有良好的互補性,致力于綠色創新的混改企業將更會受到綠色金融支持,綠色金融為企業綠色技術活動提供了資金保障,降低投資風險。同時,綠色金融的規制屬性提高了污染型企業的融資門檻,倒逼企業進行綠色技術創新以促進企業生產工藝綠色轉型。

表5 國企混改、綠色金融與綠色技術創新回歸結果

3.穩健性檢驗

為了更好地考察國企混改對綠色技術創新的促進效應和綠色金融的調節作用,本文進一步從內生性、替換變量、替換模型等三個方面進行穩健性檢驗。由于綠色技術創新三個變量的回歸結果保持一致,后文回歸結果將統一顯示綠色專利申請總數(Pat)作為綠色技術創新變量的替代變量,其余回歸結果備索。

(1)兩階段最小二乘法(2SLS)。國企混改有效地提升了企業綠色技術創新水平的提高,但綠色創新水平的提高也可能激勵更多的國企進行混合式股權改革,因此,兩者之間可能存在一定的互為因果關系。本文采用兩階段最小二乘法重新檢驗國企混改對綠色技術創新的影響,以此來排除潛在的反向因果的內生性問題。借鑒杜勇等(2019)[35]選擇工具變量的思路,本文選取解釋變量Mix1和Mix2的年度行業均值作為工具變量,其與解釋變量高度相關,與誤差項無關,弱工具變量問題也通過相關檢驗,滿足工具變量的相關性與外生性的要求。表6列(1)-(4)的回歸結果顯示,國企混改(Mix1、Mix2)以及交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系數均顯著為正,這說明在2SLS方法緩解潛在的內生性問題之后,國企混改對綠色技術創新的提升作用以及綠色金融的調節作用依然顯著存在,前文研究結論穩健可靠。

表6 兩階段最小二乘法(2SLS)回歸結果

(2)雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)。對于可能存在的樣本選擇性偏誤而導致的內生性問題,本文使用PSM-DID方法,參照Laeven and Levin(2008)[36]、郝陽和龔六堂(2017)[10]的研究,以10%作為分界點,若非國有股東持股比例超過10%,說明國企存在顯著的混合股權結構,將存在顯著混合股權結構的國企作為處理組、不存在顯著混合股權結構的國企作為對照組進行一對一匹配,并將匹配后的變量設為Treated,當存在顯著的混合股權結構設為1,不存在則為0。2015年1月1日正式實行的被稱為史上最嚴的修訂后《中華人民共和國環境保護法》,首次以法律的形式定義生態保護紅線,對企業的綠色發展戰略有著重大影響。本文以修訂后的《環境保護法》發布時間為限,2015年之前令time=0,2015年之后令time=1,加入交互項Treated×time后,對模型再次進行回歸分析。表6列(5)的回歸結果表明,在利用PSM-DID方法之后,Treated×Time顯著為正,說明存在顯著混合股權結構的國企在2015年以后顯著提升了企業綠色技術創新水平,進一步支持了本文結論。

(3)替換變量。為了保持結果的穩健性,采用非國有持股比例與國有股東持股比例的比值(Mixrate)來重新定義混合股權制衡度,回歸結果如表7列(1)(2)所示。同時,本文將國有企業綠色專利授權數量的自然對數值(Pat_G)作為企業綠色技術創新的代理變量用原模型重新進行回歸,回歸結果如表7列(3)-(6)所示?；貧w結果與前述保持一致。

表7 替換變量回歸結果

(4)回歸模型更替法。由于早期較多企業不公布專利申請情況或專利申請數為零,使得數據結構在大致正值連續分布的基礎上,也包含一部分取值為零的觀察值,故采用面板Tobit回歸進行檢驗?；貧w結果如表8顯示,國企混改依舊對企業綠色技術創新水平展現出了顯著的驅動效應,綠色金融的正向調節作用仍然顯著存在。

表8 面板Tobit模型回歸結果

四、異質性分析

國企混改通過增加創新資源、強化公司治理和提高信息傳導等作用,使企業更好地趨于市場化運營和加大綠色技術創新水平,最終實現長期可持續發展。但綠色技術創新由于股權屬性、層級屬性、技術屬性和環境規制強度等異質性差異而產生不同的效果。為更好地厘清這些異質性對國企混改、綠色金融與企業綠色技術創新的影響,我們選擇非國有股東參與程度、國有企業層級屬性、技術屬性和環境規制強度來衡量微觀和宏觀層面異質性對三者的影響。

(一)非國有股東參與程度

非國有股東的參與能顯著促進國有企業綠色技術創新以及綠色金融的調節作用,隨著非國有股東參與度逐漸增大,一方面,按照資源效應理論,非國有股東帶來的創新技術與資金能夠顯著增加企業資金與內部知識存量;另一方面,按照治理效應理論,非國有股東可以優化完善企業內部治理,能夠通過“用手投票”積極參與企業管理活動,為企業提高核心創新競爭力作出正確的決策,使企業內部資源盡可能配置給實質性綠色創新活動,而不是消耗在低效的投資活動中。非國有股東帶來的國企治理水平的提高以及致力于綠色技術創新而更易獲得綠色金融的青睞,綠色金融也將為綠色技術活動提供資金支持,促進企業綠色轉型。為進一步考察非國有股東參與程度的高低對混改企業綠色創新水平的影響,本文參照郝陽和龔六堂(2017)[10]的研究,以10%作為分界點,若非國有股東持股比例超過10%,則視為非國有股東參與程度高,非國有股東持股比例小于或等于10%,則為非國有股東參與程度低,以此進行分組回歸。表9匯報了具體的分組回歸結果。結果顯示,在非國有股東參與度高的企業,國企混改(Mix1、 Mix2)對綠色技術創新能力(Pat)表現出顯著的正向促進作用,且回歸系數均大于非國有股東參與度低的企業,回歸系數差異性檢驗結果至少在5%的水平上顯著。對比兩組調節效應,非國有股東參與度高的企業,交互項系數(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)均在5%的水平上顯著為正,但國有股東參與度低的企業不顯著。這說明,得益于非國有股東帶來的資源效應和治理效應,隨著非國有股東參與度的提高,企業綠色技術創新能力也隨之提高,綠色金融的正向調節作用得到強化。

表9 國有企業非國有股東參與度分組回歸結果

(二)國有企業層級屬性

國有企業的隸屬層級不同,對資源的調配能力以及技術研發基礎也存在差異,從而影響國企混改對企業綠色技術創新的促進效果以及綠色金融的調節作用。為了進一步研究國企隸屬層級的異質性,本文按照中央國有企業和地方國有企業的標準對樣本國有企業做進一步細分,分組回歸結果如表10所示?？梢钥吹?在中央國有企業中,國企混改(Mix1、Mix2)以及交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系數為正且至少通過5%的顯著性水平檢驗;在地方國有企業中,國企混改(Mix1、Mix2)以及交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系數至少在10%的水平上顯著為正,略有不同的是,回歸系數均小于中央國有企業,且回歸結果均通過回歸系數差異性檢驗。說明國企混改在中央國有企業和地方國有企業中對綠色技術創新都展現出了一定的促進效果,綠色金融的調節作用也得到強化,但上述效應在中央國有企業中稍強。究其原因在于,中央國有企業規模體量大,擁有著更豐厚的創新資源積淀、基礎綠色研發技術與市場份額,國企混改為企業帶來的資源、治理的優化等可與之相結合,全面提升企業的綠色創新能力。同時,央企在追求經濟利益的同時也更加注重承擔如增加就業、改善公共服務等社會責任,更易從綠色金融體系中獲得資金支持,進而徹底釋放企業的綠色創新能力。而且非國有股東的進入以及綠色金融為中央國有企業注入了多樣化的創新資源和知識資本,也強化了對管理層的監督和重大投資決策的影響,促使企業將資源更多地配置于能提升企業核心競爭力的綠色創新項目,但是地方國有企業終究存在一定的資源限制和更嚴重的管理層短視情況,因此國企混改對綠色技術創新的促進效應以及綠色金融的正向調節作用在中央國有企業中更加顯著。

表10 國有企業隸屬層級分組回歸結果

(三)國有企業技術屬性

企業的技術屬性決定了企業開展綠色技術創新的基礎和能力。通常來說,企業技術創新能力越高,其創新意識、長遠發展意識就越強,也越可能推動綠色技術創新。表11展示了國有企業分行業回歸的結果。結果顯示,在高新技術企業組別中,國企混改(Mix1、Mix2)和交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)系數均在1%水平上顯著為正,而在非高新技術企業組別中,無論是國企混改(Mix1、Mix2)還是交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的回歸系數和顯著度都比高新技術企業組別弱,且均通過回歸系數差異性檢驗,總體來說,高新技術國企混改對綠色技術創新提升以及綠色金融的調節作用均顯著高于非高新技術企業。這是因為,高新技術企業是國家大力扶持的企業,不僅能夠憑借自身認定資質的優勢得到國家更多的資源(稅收減免、政府補貼等),而且較強的創新能力也奠定了企業開展綠色創新的能力,綠色金融也更加青睞這種類型企業,加上非國有股東進入帶來的長期發展愿景和市場運營導向,資源效應和公司治理效應的雙重推動,使得企業有動力和能力去積極開展綠色技術創新。

表11 國有企業行業分組回歸結果

(四)環境規制強度

企業所在地區的環境規制強度可能決定企業開展綠色技術創新的意愿。一般而言,處于高環境規制強度地區的企業末端治理成本較高,企業更傾向于通過綠色技術創新路徑實現綠色轉型。因此,本文參考董直慶和王輝(2019)[37]的研究,采用基于各地區各類污染物排放量計算得出的熵指數綜合衡量環境規制強度。

表12展示了環境規制強度的回歸結果?；貧w結果均顯示,在高環境規制強度組別,國企混改(Mix1、Mix2)與交互項(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系數均顯著為正,且回歸系數和t值均大于低環境規制強度組別,回歸結果均通過回歸系數差異性檢驗,這說明處于高環境規制強度地區的企業國企混改對綠色技術創新促進效應更加顯著,綠色金融的正向調節作用也得到進一步強化。當環境規制強度較高時,企業末端治理的成本較高,更具長遠發展視角的非國有股東更傾向于提高企業綠色技術創新水平來降低環境規制帶來的合規成本。與此同時,綠色金融能引導資本流向綠色領域,為企業綠色技術創新活動提供充沛的現金流,進而實現綠色技術創新水平的提升。因此,處于較高環境規制強度地區的企業有更強烈的意愿和客觀條件提高企業綠色創新水平。相比之下,相較于高投入長周期的綠色技術創新,處于低環境規制強度地區的企業更易選擇成本更低的末端治理方式來滿足非國有股東的逐利目標,進行綠色技術創新的意愿和對于綠色金融的吸收利用能力較弱,所以該地區企業國企混改對綠色技術創新的提升作用與綠色金融的正向調節作用相對較弱。

表12 環境規制程度分組回歸結果

五、結論與建議

本文基于2008—2021年國有企業上市公司樣本數據,實證分析了國企混改與綠色技術創新之間的關系及綠色金融的調節作用,主要得到以下結論:(1)國企混改有利于提高國有企業綠色技術創新水平。(2)綠色金融正向調節國企混改和綠色技術創新之間的關系,地區綠色金融發展水平越高,國企混改對綠色技術創新的促進作用越強。(3)異質性分析表明,在不同的非國有股東參與程度、國有企業隸屬層級、國有企業技術特征和環境規制程度的組別中,國企混改對企業綠色技術創新的影響有著明顯的差異,即在非國有股東參與程度高、中央國有企業、高新技術企業以及處于高環境規制程度地區的企業中,國企混改的綠色技術創新效應表現更好,綠色金融的調節作用也得到進一步強化。

基于上述研究結論,本文得到以下政策啟示:(1)國有企業可以適當降低非國有資本進入門檻,鼓勵更多樣化的股東進入企業并參與企業的治理中,在改善自身股權結構的同時優化企業治理環境,從內部為企業的綠色技術創新創造必要的條件。(2)國企混改的推進應與時俱進、因地制宜,充分考慮股東結構、股權性質、行業特征和層級差異等制定相應的混改方案,以便更有效地推進國企發揮市場引領作用。(3)政府應完善綠色金融體系構建,大力推動綠色金融發展,對融資約束強但綠色創新潛力大的混改企業給予足夠的綠色金融支持,有效引導混改企業將資金落實到綠色研發項目當中,以降低技術研發的成本與風險,切實提高國有企業的綠色可持續發展能力。