國有資本參股影響民營企業綠色創新的偏向性
——促進實質性創新還是策略性創新?

湯義成

(西南財經大學 金融學院,四川 成都 611130)

一、引言

面對日益趨緊的資源環境約束,我國政府制定了一系列綠色可持續發展目標,然而從政策指引到目標實現,最終還取決于微觀經濟主體的具體行為。技術進步是驅動經濟發展的根本動力,實現綠色可持續發展離不開企業的綠色創新。民營經濟是推進中國式現代化的生力軍,是高質量發展的重要基礎,是推動我國全面建成社會主義現代化強國、實現第二個百年奮斗目標的重要力量。促進民營企業綠色創新不僅是發展壯大民營經濟的需要,也是新時代實現綠色可持續發展的條件之一。因此,深入探討影響民營企業綠色創新的各種因素具有重要的現實意義。在中國特色社會主義市場經濟體制下,民營經濟應與國有經濟協同發展,通過發展混合所有制經濟融合民營資本與國有資本的優勢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民營企業綠色創新是一項值得研究的課題。

近年來,國有資本參股對民營企業技術創新的影響日益受到國內學者的關注。盡管有少數研究認為,國有資本參股民營企業后并未發揮資源優勢,反而加劇了民營企業的融資約束和委托代理問題,并削弱了管理層創新意愿,最終抑制了民營企業的技術創新(白俊 等,2018;張根林 等,2020)[5-6],但絕大多數經驗分析證明了國有資本參股顯著促進了民營企業技術創新。羅宏和秦際棟(2019)分析發現,國有股權參股增加了家族企業的創新資源,提高了家族企業的創新意愿,從而促進了家族企業的創新投入[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、提升創新意愿兩條路徑促進民營企業創新[8];竺李樂等(2021)、龔政等(2023)也認為,民營企業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)有效促進了創新能力提升[9-10];李慧聰等(2021)研究發現,國有股權參股有助于家族企業獲取政府補貼和提升創新管理能力,進而顯著促進了家族企業的創新投入、創新產出和創新效率[11];高杰等(2022)分析認為,國有股治理權不僅能夠通過配置更多的研發人員來提升民營企業技術創新能力,還能通過增強高管激勵的有效性來增加民營企業技術創新投入[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了民營企業研發投入的能力,并提升了民營控股股東進行研發投入的意愿,從而促進了民營企業創新投入和創新產出的雙提升[13]。此外,劉寧和張洪烈(2023)分析發現,參股性國有股權對民營企業雙元創新(漸進式創新和顛覆式創新)均具有促進作用,而控股性國有股權不利于民營企業雙元創新[14]。最新的研究則聚焦于國有資本參股對民營企業綠色創新的影響。毛志宏和魏延鵬(2023)研究發現,國有資本參股顯著地提升了民營企業綠色創新能力[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民營企業綠色技術創新[16];趙鑫等(2023)、宋婷婷和熊愛華(2023)研究認為,國有資本參股可以通過提高民營企業的吸收能力和動態能力顯著促進民營企業綠色創新[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制促進了民營企業綠色創新[19];王金等(2023)分析認為,國有股權參與能夠通過優化外部資源配置、改善內部治理結構來提升民營重污染企業的綠色技術創新水平[20]。

總體上看,已有文獻在探討企業的綠色創新行為時大多以綠色創新的整體水平為研究對象(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],未對不同類型的綠色創新加以區分,僅有少部分研究區分了不同類型的綠色創新(申明浩 等,2022;張澤南 等,2023)[28-29]。在關于國有資本參股影響民營企業綠色創新的研究中也是如此,僅有個別文獻在拓展性研究中進行了綠色創新的分類分析,雖然得出了國有資本參股對民營企業發明型綠色專利增長的促進作用比非發明型綠色專利更大的結論,但未進行原因分析和深入討論(李春霞 等,2023)[19]。實際上,在不同的行為動機下,企業綠色創新的內容不盡相同。比如,企業出于提高綠色競爭力和改善環境治理效果的目的而進行的綠色創新可以有效推動自身的綠色技術進步,這種綠色創新通常被稱為實質性綠色創新;企業也可能為了獲取政府的環保補助或完成政府的環境治理任務而進行表面上的綠色創新,這種單純為迎合政府政策的綠色創新可能并不能帶來有效的綠色技術進步,對綠色競爭力的提升作用也較小,通常稱之為策略性綠色創新。策略性綠色創新往往只是有助于企業提升短期財務績效,對于企業的長遠發展而言,只有實質性的創新才能有效提升其市場價值或者競爭力(黎文靖 等,2016)[30],因而有必要對綠色創新進行分類比較分析,以便更有效地推動企業的實質性創新。

具體到國有資本參股對民營企業綠色創新的影響,一方面,國有資本參股有助于民營企業獲得更多的以政府補貼為代表的綠色創新資源,從而對策略性綠色創新和實質性綠色創新都產生促進作用;另一方面,國有資本參股同時也會改變民營企業的治理結構,從而對民營企業使用政府補貼等綠色創新資源的方向產生影響。由于政府與民營企業在環境治理上存在委托代理關系(Hoskisson et al.,2002;李青原 等,2020;王永貴 等,2023)[31-33],當民營企業的盈利目標與政府的環境治理要求之間存在利益沖突,或者民營企業管理層存在短視自利傾向時,民營企業通常會選擇更多地進行“短、平、快”的策略性綠色創新。而國有資本參股會改善民營企業與政府之間的關系,并有助于提高民營企業的內部治理水平,這會對民營企業的策略性綠色創新活動產生約束,促使民營企業更多地進行更具長遠價值的實質性綠色創新,進而導致國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用具有策略性創新的偏向性。那么,在具體的經濟實踐中,國有資本參股對民營企業綠色創新的影響是否具有顯著的偏向性?其對實質性綠色創新的促進作用更大,還是對策略性綠色創新的促進作用更大,抑或兩者并無顯著差異?對此,本文將在理論分析的基礎上,以2009—2022年滬深A股非金融行業民營上市公司為樣本進行實證檢驗。

相較于已有文獻,本文的邊際貢獻主要在于:一是基于資源基礎理論和委托代理理論,從實質性創新與策略性創新的維度探討了國有資本參股影響民營企業綠色創新的偏向性,深化和拓展了國有資本參股民營企業的經濟效應研究,也為技術創新的分類比較研究提供了新的思路;二是通過實證分析為國有資本參股促進民營企業綠色創新的實質性創新偏向提供了經驗證據,有助于深入認識發展混合所有制經濟的積極作用;三是進一步分析了國有資本參股影響民營企業綠色創新及其偏向性的若干異質性,為充分發揮國有資本參股的積極作用,促進各類企業的實質性綠色創新提供了有益的策略啟示。

二、理論分析與研究假設

1.國有資本參股影響民營企業綠色創新的偏向性

(1)國有資本參股的資源獲取效應

根據資源基礎理論的觀點,企業有價值的、稀有的、不可模仿和替代的資源都是其持續競爭優勢的來源(Barney,1991)[34]。創新需要大量的資源投入,包括資本、人力、材料和技術知識等,而創新的回報通常需要較長的時間才能實現,同時還往往伴隨著高風險(Yang et al.,2019)[35],因而創新行為需要有充足的資源支持和有效的利益激勵(Manso,2011;Wei et al.,2022)[36-37]。在眾多資源中,政府直接補貼對企業綠色創新的激勵作用較為顯著(Bai et al.,2019;Liu et al.,2020)[38-39],且相比其他資金來源(如股權融資或債務融資),政府政策補貼對企業綠色創新的激勵作用更高(Xiang et al.,2022)[40]。對于民營企業而言,相比國有企業,其在政府資源的獲取方面存在明顯劣勢,而國有資本參股有助于民營企業獲得以政府補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,國有資本參股能夠對民營企業產生資源獲取效應,通過增加獲得政府補貼的概率和規模等方式緩解民營企業綠色創新面臨的資源約束(Wang et al.,2021)[23],從而促進民營企業的綠色創新。

(2)國有資本參股的治理改善效應

創新資源增加對企業綠色創新的激勵是總體性的,可以促進實質性綠色創新,也可以促進策略性綠色創新。那么,企業是更多地進行實質性綠色創新,還是更多地進行策略性綠色創新?在不同的治理情景下企業可能有不同的選擇。實質性綠色創新是以實現綠色技術進步、獲取綠色競爭優勢以及提升環境治理效果為目的,更多的是追求根本性的綠色技術革新;而策略性綠色創新則是以迎合政府環境規制要求或者獲得外部媒體、投資者關注為目的,更多的只是對已有產品或者技術進行簡單地改造升級(王永貴 等,2023)[33]。因此,策略性綠色創新投入的成本較低、風險較小,而實質性綠色創新投入的成本更高,需要承擔更高的不確定性風險。由于政府是環境治理的委托人,企業是環境治理具體實施的代理者,在這種委托代理關系下,政府環境規制目標與企業利潤目標之間的利益沖突會導致企業的短視行為。具體來講,當民營企業缺乏有效的外部監督時,會傾向于將獲得的政府補貼投入到策略性綠色創新中,以減少綠色創新活動對其他經營活動的資金擠占(Chen et al.,2012)[41]。此外,當民營企業內部治理約束較弱時,管理層出于自身職業生涯及聲譽考慮而存在較大的短視自利行為傾向,同樣會導致政府補貼被更多地投入到策略性綠色創新中,以規避實質性綠色創新帶來的不確定風險(王永貴 等,2023)[33]。

國有資本參股不僅能為民營企業帶來更多的政府補貼等綠色創新資源,而且可以促使民營企業將更多的政府補貼用于實質性綠色創新。具體而言,從外部監督來看,國有資本參股后政府與民營企業間的聯系變得更加緊密,降低了政府和民營企業間的信息不對稱程度(姜付秀 等,2016)[42],使得政府能夠更有效地監督企業的綠色發展行為。一方面,能夠防止民營企業將政策補貼挪用到其他經營活動中;另一方面,也能夠監督和引導民營企業將政策補貼投入實質性綠色創新活動中,遏制“濫竽充數”的策略性綠色創新行為。從企業內部治理來看,作為民營企業長期的戰略投資者而非短期的財務投資者,國有股東往往會更加重視企業的長期發展目標(高杰 等,2022)[12]。當民營企業管理層出現過度追求短期利潤而進行較多的策略性綠色創新投入時,國有股東出于自身利益的考慮會通過參與民營企業內部治理的方式約束管理層的短視自利行為,引導管理層將政策補貼更多地投入實質性綠色創新中。因此,國有股東的持股有助于緩解民營企業綠色創新活動中所面臨的委托代理問題,通過影響政策補貼的使用方向來促進民營企業的實質性綠色創新。

綜上所述,基于資源基礎理論,國有資本參股能夠為民營企業帶來更多的政策補貼等稀缺資源,有助于緩解企業綠色創新的資源約束,從而通過資源獲取效應促進民營企業的綠色創新;基于委托代理理論,國有股東持股能夠加強民營企業的外部監督和提高民營企業的內部治理的水平,有助于民營企業更加合理地使用政策補貼,從而通過治理改善效應促進民營企業的實質性綠色創新,并對民營企業的策略性綠色創新產生一定抑制作用。在這兩種效應的共同作用下,國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用會表現出偏向實質性創新的偏向性,即會有效促進民營企業實質性綠色創新,而對民營企業策略性綠色創新的影響可能不顯著甚至具有負向影響(參見圖1)。

據此,提出本文的核心假說H0:國有資本參股對民營企業綠色創新的促進具有明顯的偏向性,即顯著促進實質性綠色創新,而對策略性綠色創新的影響不顯著。

同時,對其作用機制提出假說H1:國有資本參股具有資源獲取效應,即國有資本參股程度提高有助于民營企業獲得更多的政府補貼(H1a);政府補貼具有綠色創新促進效應,即民營企業獲得的政府補貼增加會促進其實質性和策略性綠色創新水平提升(H1b);國有資本參股具有治理改善效應,即國有資本參股程度提高會強化政府補貼增加對民營企業實質性綠色創新的促進作用、弱化政府補貼增加對民營企業策略性綠色創新的促進作用(H1c)。

2.異質性分析

一方面,不同的民營企業具有不同的綠色創新水平,進行實質性綠色創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并不僅僅在于影響民營企業使用政府補貼進行綠色創新的方向,還可以緩解一些因素對民營企業實質性綠色創新的約束,進一步強化國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性。因此,對于不同的民營企業,國有資本參股對實質性綠色創新和策略性綠色創新的影響及其偏向性可能具有明顯的異質性。對此,本文主要從企業特征、行業屬性和發展環境3個層面進行簡要探討。

從民營企業自身發展戰略來看,較弱的綠色發展意愿不利于其實質性綠色創新。當綠色發展被視為重要的發展戰略時,企業會更為積極地開展實質性綠色創新活動以獲取更強的綠色競爭優勢。當企業的綠色發展意愿較弱時,通過實質性綠色創新來提升綠色競爭力的動機較弱,為迎合政府或者外部利益相關者而進行策略性綠色創新的動機較強?？傮w上看,綠色發展意愿較弱的企業通常實質性綠色創新水平較低,具有較大的提升空間;同時,委托代理問題在綠色發展意愿較弱企業中更加突出,其管理層在綠色創新活動中的短視自利傾向較為嚴重,國有資本參股帶來的治理改善效應也較大。此外,國有股東參與內部治理還會在一定程度上提高企業的綠色發展意愿。因此,相比綠色發展意愿較強的民營企業,國有資本參股對綠色發展意愿較弱的民營企業具有較強的實質性綠色創新促進作用和策略性綠色創新約束作用,從而表現出更強的偏向性。

從民營企業的行業屬性來看,污染程度是影響其綠色創新行為的重要因素。重污染企業受到政府環境規制政策的嚴格要求,重污染行業的上市公司還需要定期發布環境信息披露報告。因此,對于重污染行業的企業而言,來自政府的環境規制壓力和社會的環境監督壓力較大,為了能夠持續、長久地達到政府環境規制的要求,其會自發地進行實質性綠色創新。相比之下,非重污染行業的企業面臨的環境治理要求和關注相對較弱,政府與民營企業間的委托代理問題則更為突出,更容易為了應對當下環境政策而進行成本較低的“短、平、快”的策略性綠色創新。因此,非重污染行業的民營企業通常比重污染行業的民營企業具有較高的策略性綠色創新水平和較低的實質性綠色創新水平,同時國有資本參股的治理改善效應會更強,從而促使國有資本參股對其綠色創新的影響具有更強的偏向性。

從民營企業的發展環境來看,地區環境規制會對其綠色創新行為產生直接影響。在環境規制強度較大的地區,政府對于企業的環境治理要求較高,僅進行策略性綠色創新難以幫助企業持久、低成本地達到政府的環境治理要求,這將倒逼企業進行更多的實質性綠色創新。相反,在環境規制強度較小的地區,政府對于企業的環境治理要求和監督較弱,企業通過策略性綠色創新就可以應付政府的環境治理要求,加劇了綠色創新的委托代理問題(李青原 等,2020)[32]。因此,相比,環境規制強度較大地區的民營企業,環境規制強度較小地區的民營企業實質性綠色創新水平較低,策略性綠色創新水平較高,國有資本參股可以產生更強的實質性綠色創新促進作用和策略性綠色創新約束作用。

基于上述分析,本文提出假說H2:相對來講,國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性,在綠色發展意愿較低的民營企業(H2a)、非重污染行業的民營企業(H2b)、環境規制強度較小地區的民營企業(H2c)中更為顯著。

三、研究設計

1.模型構建與變量定義

為檢驗國有資本參股對民營企業實質性和策略性綠色創新的影響,本文構建如下基準模型:

GreePi,t=β0+β1SOEi,t-1+β∑Controli,t-1+∑Ind+∑Year+εi,t

其中,i和t分別代表企業和年度,Ind和Year分別表示行業固定效應和年份固定效應,εi,t為殘差項。為了減少解釋變量與被解釋變量雙向影響導致的內生性問題,本文對核心解釋變量和控制變量均進行滯后一期處理。

根據理論分析,本文的被解釋變量(GreenP)有兩個,分別為“實質性綠色創新”和“策略性綠色創新”。參照李青原和肖澤華(2020)、王永貴和李霞(2023)的方法[32-33],分別采用企業當年的“綠色發明專利申請數量”和“綠色實用新型和外觀設計專利申請數量”來衡量“實質性綠色創新”和“策略性綠色創新”。通過以下方法識別綠色專利:根據世界知識產權組織(WIPO)推出的“國際專利綠色分類清單”中的IPC分類號,對國家知識產權局(SIPO)中檢索到的企業專利進行分類,將替代能源生產類、廢棄物品管理類以及能源節約類的專利作為綠色專利,并將上述三個項目的專利數相加。

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,采用兩個指標來反映民營企業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個企業層面的控制變量:(1)“財務杠桿”,采用企業總負債與總資產之比來衡量;(2)“資產規?！?采用總資產的自然對數值來衡量;(3)“資產收益率”,采用凈利潤與總資產的比值來衡量;(4)“現金流水平”,采用企業經營性現金流凈額與總資產的比值來衡量;(5)“成長性”,采用本年度與上年度營業收入之差與上年度營業收入的比值來衡量;(6)“上市年齡”,采用觀測年份與上市年份之差來衡量;(7)“物質資本密度”,采用固定資產總額與員工人數之比的自然對數值來衡量;(8)“研發投入水平”,采用研發支出總額與營業收入總額之比來衡量;(9)“股權集中度”,采用第一大股東持股比例來衡量;(10)“董事會規?！?采用董事會人數的自然對數值來衡量;(11)“管理層持股”,采用管理層持股數占總股數的比例來衡量;(12)“高管公職背景”,為高管是否具有公職部門任職經歷的虛擬變量,如果董事長或者總經理曾在政府部門任職,取值為1,否則取值為0。

2.樣本選擇與數據處理

本文選擇以滬深A股非金融行業的民營上市公司為研究樣本,樣本期間為2009—2022年。對初始樣本進行以下篩選:剔除樣本期間內處于特殊狀態(ST和PT)的樣本,剔除資產負債率大于1的樣本,剔除國有股權超過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轉讓而成為民營企業的樣本(這些民營企業很有可能在股權轉讓之前就與國有資本產生了聯系)。最終得到包含2211家企業的14 275個“企業—年份”層面的觀測值,并對所有連續變量在1%和99%分位處進行Winsor縮尾處理。本文使用的企業前十大股東持股比例以及財務數據主要來自國泰安(CSMAR)和瑞思(RESSET)數據庫,企業綠色專利的數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)和國家知識產權局(SIPO),并通過樣本企業的年報以及天眼查等網站進一步核查判別企業股東的實際控制人性質。

表1匯報了本文主要變量的描述性統計結果。樣本民營企業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)計算的該變量均值(2.5%)基本一致[44]。此外,“實質性綠色創新”的平均值為1.994、最大值為468、標準差為10.631,“策略性綠色創新”的平均值為1.913、最大值為238、標準差為7.438,表明樣本民營企業的綠色創新(無論是實質性綠色創新還是策略性綠色創新)水平較低,并且企業之間的差異較大?？刂谱兞恐?“高管公職背景”的均值為0.243,說明樣本民營企業中大約有24%的企業具有非正式的政治關聯。

表1 主要變量描述性統計結果

四、實證結果分析

1.基準模型回歸與穩健性檢驗

本文的被解釋變量為企業的綠色專利申請數,屬于非負且離散的整數型數據,且“實質性綠色創新”和“策略性綠色創新”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],采用負二項回歸方法進行基準模型檢驗,回歸結果見表2?！皣匈Y本參股1”和“國有資本參股2”對“實質性綠色創新”的回歸系數均在5%的水平上顯著為正,而對“策略性綠色創新”回歸系數為正但均不顯著,表明國有資本參股程度的提高顯著地提升了民營企業實質性綠色創新水平,但對民營企業策略性綠色創新水平的影響不顯著。由此可知,國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用具有實質性創新的偏向性,即顯著促進實質性綠色創新,而對策略性綠色創新的影響不顯著,本文提出的核心假說H0得到驗證。

為驗證基準模型分析結果的可靠性,進行以下穩健性檢驗:(1)替換被解釋變量。用專利授權數量代替專利申請數量作為被解釋變量(“實質性綠色創新1”和“策略性綠色創新1”),重新進行模型檢驗,回歸結果見表3的Panel A。(2)替換核心解釋變量。一是構建“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個虛擬變量,分別作為核心解釋變量進行模型檢驗;二是考慮到國有股東需要其切實參與經營才能有效影響企業的綠色創新行為,參照蔡貴龍等(2018)的做法[45],采用“委派董監高”(國有股東委派的董監高人數占董監高總人數的比例)和“委派董事”(國有股東委派的董事人數占董事會總人數的比例)分別作為核心解釋變量進行模型檢驗(1)本文通過手工整理得到國有股東對樣本民營企業委派董事等高級管理人員的數據,即根據企業披露的董監高等管理人員簡歷進行篩選,如果管理人員同時也在國有股東單位任職,則認為其是國有股東委派的管理人員。;回歸結果見表3的Panel B。(3)刪除特殊樣本。一是考慮到2017年我國企業專利申請規則發生了變化,剔除2017年及以后的樣本重新進行檢驗,回歸結果見表3的Panel C;二是考慮到2015年我國股票市場發生大幅震蕩,剔除2015年的樣本重新進行檢驗,回歸結果見表3的Panel D。(4)Probit模型檢驗。構建“實質性綠色創新2”(企業當年有實質性綠色創新取值為1,否則取值為0)和“策略性綠色創新2”(企業當年有策略性綠色創新取值為1,否則取值為0)2個虛擬變量,分別作為被解釋變量進行Probit模型檢驗,回歸結果見見表3的Panel E。上述穩健性檢驗的結果均與基準模型一致,表明本文的核心結論具有較好的穩健性。

表3 穩健性檢驗結果(負二項回歸,Panel E除外)

2.內生性處理

為緩解樣本選擇偏差、遺漏變量及反向因果關系等內生性問題的影響,進一步采用PSM-DID模型、Heckman兩階段模型進行以及控制個體固定效應等方法進行內生性處理。由于本部分采用線性固定效應模型進行回歸,為了避免估計結果偏誤,對被解釋變量進行對數化處理,即分別以“企業當年綠色發明專利申請數量加1的自然對數值”和“企業當年綠色實用新型和外觀設計專利申請數量加1的自然對數值”作為被解釋變量“實質性綠色創新3”和“策略性綠色創新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生性問題。參照Li 和Yamada(2015)的方法[46],選取企業辦公地與北京的距離作為“國有資本參股”(企業是否有國有資本參股的虛擬變量)的外生工具變量,工具變量的計算方法為“企業總部辦公地距離北京的公里數除以10 000”,模型檢驗結果見表4。第一階段的回歸結果顯示工具變量的系數顯著為負,與預期一致;第二階段的回歸結果顯示,逆米爾斯比率的估計系數顯著為正,國有資本參股對民營企業實質性綠色創新的影響依然顯著為正,而對策略性綠色創新的影響依舊不顯著,再次驗證了核心假說H0。

表4 Heckman兩階段模型檢驗結果

(2)雙重差分檢驗。將樣本期內始終沒有國有資本參股的樣本企業作為控制組(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進出以及樣本期不足3年的樣本,最終獲得6 483個觀測值,其中處理組3 493個,控制組2 990個。設置國有資本參股時點的虛擬變量Posti,t(參股年份及后續年份取值為1),進而構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模型估計造成的偏誤,進一步進行PSM-DID檢驗。參考于瑤和祁懷錦(2022)以及李文貴和余明桂(2017)的研究[43][47],選取同時影響企業綠色創新水平和國有資本參股概率的變量作為協變量(包括“財務杠桿”“資產規?！薄百Y產收益率”“現金流水平”“成長性”“上市年齡”“股權集中度”“董事會規?！薄肮芾韺映止伞?,采用傾向得分匹配方法(PSM)對處理組和控制組樣本進行一對一匹配,剔除匹配不成功的樣本后最終得到4 632個觀測值(處理組與控制組各2 316個),對匹配后樣本的平衡性檢驗結果顯示匹配效果良好(限于篇幅,具體結果略,備索)。DID檢驗和PSM-DID檢驗的結果見表5的Panel A,均表明國有資本參股顯著促進了民營企業的實質性綠色創新,而對策略性綠色創新的影響不顯著。

表5 雙重差分和控制個體固定效應檢驗結果(固定效應模型)

(3)控制個體固定效應。在控制行業和年份固定效應的同時,進一步加入企業固定效應以控制個體層面不隨時間變化的不可觀測因素的影響,檢驗結果見5的Panel B,還是與基準模型的分析結果一致。綜合來看,在緩解內生性問題后,本文的核心結論依然成立。

3.作用機制分析

(1)資源獲取效應檢驗

為檢驗國有資本參股是否有助于民營企業獲取政府資源,考慮到環保補助對企業的綠色創新具有直接影響,分別以民營企業獲得的環保補助和政府補貼為被解釋變量進行模型檢驗,回歸結果見表6。其中,“環保補助”和“環保補助1”變量分別采用企業當年獲得的環保補助額與總資產和凈資產的比值來衡量,“政府補貼”和“政府補貼1”變量分別采用企業當年獲得的政府補貼總額與總資產和凈資產的比值來衡量,控制變量與基準模型一致。分析表明,隨著國有資本參股程度的提高,民營企業獲得的環保補助和政府補貼均顯著增加,這一結論與潘越等(2009)以及姚梅潔等(2019)的研究結果一致[2-3]?？梢?國有資本參股確實對民營企業產生了顯著資源獲取效應,有助于民營企業獲得更多的包括環保補助在內的政府補貼,假說H1a得到驗證。

表6 國有資本參股的資源獲取效應檢驗結果(OLS回歸)

(2)治理改善效應檢驗

為檢驗民營企業獲得的環保補助和政府補貼增加能否顯著促進其實質性綠色創新和策略性綠色創新水平提高,以及國有資本參股能否對政府補貼增加引致的民營企業實質性綠色創新和策略性綠色創新產生不同的調節作用,本文以“實質性綠色創新”和“策略性綠色創新”為被解釋變量、“環保補助”和“政府補貼”為核心解釋變量、“國有資本參股1”和“國有資本參股2”為調節變量進行調節效應模型分析,控制變量與基準模型一致。首先從環保補助來看(見表7的Panel A):政府環保補助的增加同時促進了民營企業實質性綠色創新和策略性綠色創新水平的提升,假說H1b得到驗證。值得注意的是,“環保補助”對“策略性綠色創新”的回歸系數大于對“實質性綠色創新”的回歸系數,表明委托代理問題的存在使得民營企業更傾向于進行成本較低、風險較小的策略性綠色創新?！碍h保補助×國有資本參股1”和“環保補助×國有資本參股2”對“實質性綠色創新”的回歸系數均在1%的水平上顯著為正,而對“策略性綠色創新”的回歸系數均在1%的水平上顯著為負,表明國有資本參股程度的提高對環保補助增加促進民營企業實質性綠色創新具有顯著的正向調節作用(增強促進作用),對環保補助增加促進民營企業策略性綠色創新具有顯著的負向調節作用(減弱促進作用),假說H1c得到驗證。政府補貼的分析結果(見表7的Panel B)與環保補助類似,只是政府補貼增加對民營企業實質性綠色創新的影響不顯著,進一步表明委托代理問題對民營企業的實質性綠色創新產生了較大的阻礙。上述結果說明,政府補貼增加顯著促進了民營企業的實質性綠色創新和策略性綠色創新,且對策略性綠色創新的促進作用更為明顯;國有資本參股一方面會引導和督促民營企業將獲得的政府補貼投入實質性綠色創新中,另一方面會約束民營企業將獲得的政府補貼投入策略性綠色創新中,從而產生了治理改善效應,促使民營企業更多地進行實質性綠色創新。

表7 國有資本參股的治理改善效應檢驗結果(負二項回歸)

綜合表6和表7的結果,在國有資本參股的資源獲取效應和治理改善效應以及政府補貼的創新促進效應共同作用下,國有資本參股有助于民營企業獲得更多的政策補貼,通過緩解民營企業綠色創新的資源約束促進其綠色創新,同時也會促使民營企業將所獲得的政策補貼更多地用于實質性綠色創新,最終使得國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用表現出偏向實質性創新的偏向性。

4.異質性分析

(1)企業綠色發展意愿異質性

本文采用虛擬變量的調節效應模型進行異質性分析。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環境管理認證作為反映企業綠色發展意愿強弱的代理指標(2)ISO14001環境管理認證是國際標準的環境管理認證,無論是在國際市場還是在國內市場,該認證均有助于提升企業的綠色競爭力和市場份額(Rao et al.,2005)[49],為企業產品和服務帶來綠色溢價。因此,具有ISO14001環境管理認證的企業通常將綠色發展視為重要的發展戰略,而不具有ISO14001環境管理認證的企業往往綠色發展意愿較弱。,根據樣本企業是否具有ISO14001環境管理認證設置虛擬“綠色發展意愿弱”:不具有ISO14001環境管理認證的企業取值為1,否則取值為0。模型檢驗結果見表8的Panel A?！熬G色發展意愿弱”對“實質性綠色創新”的回歸系數顯著為負,而“國有資本參股1×綠色發展意愿弱”和“國有資本參股2×綠色發展意愿弱”對“實質性綠色創新”的回歸系數顯著為正,表明相對于綠色發展意愿較強的民營企業,綠色發展意愿較弱的民營企業雖然實質性綠色創新水平較低,但國有資本參股對其實質性綠色創新的促進作用較強;“綠色發展意愿弱”對“策略性綠色創新”的回歸系數為正但不顯著,而“國有資本參股1×綠色發展意愿弱”和“國有資本參股2×綠色發展意愿弱”對“策略性綠色創新”的回歸系數顯著為負,表明相對于綠色發展意愿較強的民營企業,國有資本參股對綠色發展意愿較弱的民營企業策略性綠色創新的促進作用較弱。綜合來看,國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性在綠色發展意愿較弱的企業中更為明顯,假說H2a得到驗證。

表8 異質性分析結果(負二項回歸)

(2)行業污染程度異質性

參照李青原和肖澤華(2020)的做法[32],根據企業所屬行業是否重污染行業(3)本文的重污染行業包括:煤炭開采和洗選業、石油和天然氣開采業、黑色金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、紡織業、皮革毛皮羽毛及其制品和制鞋業、造紙及紙制品業、石油加工煉焦及核燃料加工業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業。設置虛擬變量“非重污染行業”:企業所屬行業為非重污染行業取值為1,否則取值為0。模型檢驗結果見表8的Panel B?！胺侵匚廴拘袠I”對“實質性綠色創新”的回歸系數顯著為負,而“國有資本參股1×非重污染行業”和“國有資本參股2×非重污染行業”對“實質性綠色創新”的回歸系數顯著為正,表明相對于重污染行業的民營企業,非重污染行業的民營企業雖然實質性綠色創新水平較低,但國有資本參股對其實質性綠色創新的促進作用較強;“非重污染行業”對“策略性綠色創新”的回歸系數顯著為正,而“國有資本參股1×非重污染行業”和“國有資本參股2×非重污染行業”對“策略性綠色創新”的回歸系數不顯著,表明相對于重污染行業的民營企業,非重污染行業的策略性綠色創新水平較高。綜合來看,國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性在非重污染行業的企業中更為明顯,假說H2b得到驗證。

(3)地區環境規制異質性

參照王永貴和李霞(2023)的做法[33],將企業所在省份污染治理投資額與工業產值之比作為衡量地區環境規制強度的代理變量,以其年度中位數為標準設置虛擬變量“環境規制強度小”:企業所在省份的環境規制強度在中位數以下取值1,否則取值為0。模型檢驗結果見表8的Panel C?！碍h境規制強度小”對“實質性綠色創新”的回歸系數為負但不顯著,而“國有資本參股1×環境規制強度小”和“國有資本參股2×環境規制強度小”對“實質性綠色創新”的回歸系數顯著為正,表明相對于環境規制強度較大地區的民營企業,國有資本參股對環境規制強度較小地區的民營企業實質性綠色創新的促進作用較強;“環境規制強度小”對“策略性綠色創新”的回歸系數顯著為正,而“國有資本參股1×環境規制強度小”和“國有資本參股2×環境規制強度小”對“策略性綠色創新”的回歸系數顯著為負,表明相對于環境規制強度較大地區的民營企業,環境規制強度較小地區的民營企業策略性綠色創新水平較高,但國有資本參股負向調節了這種相關性。綜合來看,國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性在環境規制強度較小地區的企業中更為明顯,假說H2c得到驗證。

五、結論與啟示

近年來,企業面臨的環境約束日益趨緊,實現綠色可持續發展的重要性愈發凸顯,而綠色創新是企業參與環境治理、提升綠色競爭力的重要方式。政府與民營企業在綠色創新中存在委托代理關系,導致民營企業可能會更多地選擇進行策略性綠色創新,不利于民營企業綠色創新質量提升。一方面,國有資本參股可以通過國有股東為民營企業帶來更多的政府資源,政府補貼的創新激勵效應則會促進民營企業綠色創新規模增長;另一方面,國有資本參股可以產生治理改善效應,促使民營企業將更多的創新資源投向實質性綠色創新,從而提高民營企業綠色創新質量。本文采用滬深A股非金融類民營上市公司2009—2022年的數據,實證分析發現:(1)國有資本參股顯著提升了民營企業實質性綠色創新水平,但對策略性綠色創新的影響不顯著,表明國有資本參股對民營企業綠色創新的促進作用具有明顯的實質性創新偏向;(2)國有資本參股程度提高有助于民營企業獲得更多的環保補助和政府補貼,表明國有資本參股具有資源獲取效應;(3)環保補助和政府補貼的增加可以顯著促進民營企業的實質性綠色創新和策略性綠色創新,且對策略性綠色創新的促進作用更大,表明政府補貼具有綠色創新促進效應,但委托代理問題導致民營企業偏好策略性綠色創新;(4)國有資本參股程度提高會強化環保補助和政府補貼增加對民營企業實質性綠色創新的促進作用,并弱化環保補助和政府補貼增加對民營企業策略性綠色創新的促進作用,表明國有資本參股具有治理改善效應,可以通過緩解委托代理問題促使民營企業進行更多的實質性綠色創新;(5)國有資本參股促進民營企業綠色創新的偏向性在綠色發展意愿較弱、非重污染行業、環境規制強度較小地區的民營企業中更為明顯,表明國有資本參股可以緩解綠色發展意愿弱、污染程度輕、環境規制弱等對民營企業實質性綠色創新的約束,進一步促進這些民營企業的實質性綠色創新。

基于上述結論,提出以下啟示:第一,通過國有資本參股能夠有效促進民營企業綠色創新的規模增長和質量提升,尤其是能夠顯著提高更有價值的實質性綠色創新水平,進而實現提升企業環境治理效益與促進企業價值增長的雙贏。因此,應當持續推進企業混合所有制改革,并且不僅要“混”更要“改”,讓國有股東能夠參與到民營企業的經營管理中,充分發揮對企業內部治理的改善作用,進而有效促進民營企業的實質性綠色創新。第二,根據作用機制分析,國有資本參股會改善政府補貼促進民營企業綠色創新的邊界條件,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可能的解決方案[33]。政府在制定與實施綠色創新激勵政策時,應當考慮企業的委托代理問題。對于委托代理問題較為突出的企業,一方面要主動加強對此類企業的外部監督,約束其在綠色創新活動中所進行的“濫竽充數”的機會主義行為;另一方面,也可以通過混合所有制的方式提升企業的內外部治理水平,進而與相關政策工具形成合力,共同促進企業綠色創新的質量提升。第三,民營企業應提高綠色發展意識,充分認識到綠色發展既是企業應當肩負的使命,也是企業發展的重大機遇,主動克服自身的短視行為,積極增加對實質性綠色創新的投入和產出,加快建立綠色競爭優勢,進而有效提升自身的綠色產品溢價與市場份額,實現高質量的綠色可持續發展。