混合所有制改革能促進國有企業綠色創新嗎？

倪國愛 牛怡琳，2

（ 1.銅陵學院會計學院，安徽 銅陵 244061; 2.安徽財經大學會計學院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

黨的二十大報告指出：“深化國資國企改革，加快國有經濟布局優化和結構調整， 推動國有資本和國有企業做強做優做大，提升企業核心競爭力。 ”習近平總書記在《求是》發表的《當前經濟工作的幾個重大問題》文章，也對深化國資國企改革、優化國有企業布局以及提高國有企業資源配置效率和核心競爭力作出了重大部署。 國有企業將全面貫徹黨的二十大精神和中央工作部署， 以增強企業活力和核心競爭力為重點，深入實施新一輪國企改革深化行動。

以國企改革三年行動為標志的新時代國企改革取得重大成果， 目前國企改革的主要實施路徑是引入非國有資本進行混合所有制改革。 習近平總書記在黨的二十大報告中指出，“加快發展方式綠色轉型，發展綠色低碳產業，倡導綠色消費，推動形成綠色低碳的生產方式和生活方式”。 同時，綠色創新可以通過提升企業財務績效和改善環境績效， 對企業可持續發展績效產生積極影響[1]。 作為肩負國家核心安全以及關乎國計民生的重要經濟體的國有企業，要積極完成國家高質量發展的要求， 就必須在綠色創新水平上有所突破。 因此，文章研究混合所有制改革對國有企業綠色創新之間的關系，具有現實意義。

為了驗證上文提出的問題， 文章以2008—2020年全部A 股國有上市公司作為觀測樣本， 引入混合股權結構這一概念， 將國企前十大股東中非國有股東持股比例之和超過10%的國有企業定義為存在混合股權結構， 實證分析了混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進作用以及內部控制質量和政府補助在兩者關系中發揮的中介效應。

文章可能的貢獻在于：第一，研究豐富了混合所有制改革經濟后果的研究， 為國有企業進行綠色創新提供了新的路徑；第二，從非國有資本能否在混合所有制改革國企中擁有話語權的角度來研究混合所有制改革對國企綠色創新的促進作用， 具有現實意義；第三，在國企改革背景下，研究混合所有制改革對國企綠色創新的促進作用以推動經濟高質量發展，為深化國有企業改革提供了經驗支持，為新一輪國企改革及時調整改革重點給出了相關建議。

二、文獻綜述

（一）國有企業混合所有制改革的經濟后果

現有關于國企混合所有制改革經濟后果的研究主要集中于經營效率與治理效率兩個層面。經營效率維度的研究主要從企業價值、資產運轉效率、企業績效等方面展開。 劉莉等的研究結果表明，實行了混合所有制改革的國有企業， 其企業價值會顯著提高[2]。此外， 非國有股東參與國有企業的治理能顯著降低過度投資行為，并且提高經營資產運轉效率[3]。 其他學者也已發現非國有股權會正向影響企業績效[4]。 治理效率維度的研究主要從代理成本、治理水平、內部控制質量、創新能力等方面展開。 李壽喜指出，混合所有制改革形成的混合產權企業相較于國有產權企業，其代理成本更低[5]。 后續有學者發現混合所有制改革可以完善高管薪酬契約， 提升國企高管薪酬業績敏感性，從而提高國有企業的治理水平[6]。 同時，曹越提出， 當混合所以制改革國企形成一定的股權制衡時，對內部控制質量有顯著的促進作用[7]。 最終，混合所以制改革通過獲得政府補貼、降低管理成本，在整體上有利于國企創新[8]。

（二）綠色創新的影響因素

已有關于企業綠色創新影響因素的研究可大致分為兩個方面：一是企業內部影響因素，一部分學者從高管特征角度出發，研究了高管環保認知[9]、高管海外經歷[10]、CEO 綠色經歷[11]等對綠色創新的促進作用。 也有一部分學者從企業內部創新環境入手，證實企業環境能力有利于企業實現環境管理和綠色創新[12]，企業履行社會責任能為企業綠色創新提供積極的創新氛圍[13]。二是外部環境的影響因素，主要從利益相關者視角和政府層面展開研究。 從利益相關者視角來看，環境法規和客戶、供應商、競爭者等不同的利益相關者對企業綠色創新活動產生差異化影響[14]。從政府層面來看，財政補貼和稅收優惠等政府補助均能促進企業進行綠色創新[15]。

綜上所述， 已有文獻對國企混合所有制改革和綠色創新的研究頗為豐富。 非國有資本健全的治理結構、 先進的管理經驗能夠加強國有企業內部控制建設，為國有企業綠色創新創造良好的內部環境。 同時， 非國有資本的引入能夠調整國有企業和政府之間的關系，政府減少對國有企業的“行政干預”轉而通過資源配置和政府補助等經濟手段來支持國有企業，有利于國有企業進行綠色創新。 基于此，文章從混合所有制改革參與程度的角度研究其對國有企業綠色創新的影響。

三、理論分析與研究假設

（一）混合所有制改革與國有企業綠色創新

《國企改革三年行動方案（2020—2022 年）》要求國有企業在創新引領方面發揮更大作用， 在關鍵核心技術攻關等方面有更大作為[16]。國有資本作為中國特色社會主義經濟的支柱力量， 既要符合其自身性質的逐利性，執行國民經濟任務；又要履行其特有的國有職責，肩負政府的政治目標[17]。 已有研究表明法規標準、經濟利益驅動、技術進步推動等均為綠色創新的開展動力。 馬延柏指出，綠色創新作為可持續發展的主路徑， 可以通過增加綠色投資來改善生產經營環境[18]。因此，從理論上來講，國有企業更善于引入新發展思想， 利用國家對宏觀經濟政策的扶持進行綠色創新發展，以推動高質量發展。

國有企業在綠色創新方面具有天然的優勢。 資源依賴理論認為， 組織發展離不開掌握在其他組織手中的外部資源[19]。 企業在進行綠色創新時，單靠自身的力量并不足以支撐高投入、 長回報期的綠色創新活動。 由于國有企業與政府的緊密關聯，其在進行綠色創新時能得到更多政府補助和技術支持。 相較于非國有企業， 國有企業能夠在綠色創新中投入更多創新成本和技術，抵御更多創新風險，從而促進綠色創新。 但實際上國有企業自身對綠色創新并不太積極。 雖然大多數國企在2007 年已完成了上市公司股份分置改革， 但國有企業的資源配置效率并沒有顯著提高[20]，綠色創新能力較為低下。 這可能源于國企內部存在的委托代理問題， 由于國有企業的領導層大多由政府直接任命， 缺少對經理人的有效監督管理，增加了國企的代理成本[21]，導致國有企業綠色創新能力不足。

綜上，基于資源依賴理論和委托代理理論分別說明了國有企業自身綠色創新的優勢以及不足，文章認為國有企業需要進行混合所有制改革，以提升自身的綠色創新水平。 一方面，非國有資本在決策效率與經營靈活性方面的優勢有助于國企形成權責明晰的治理結構，提高國企資源配置效率[22]。 另一方面，非國有資本的引進使得國有企業的自主決策能力加強，能夠減輕政府對國企的干預力度[23]。同時，政府會對迎合政策參與混合所有制改革的國有企業進行支持，緩解國企的創新壓力， 降低企業開展創新研發活動的風險，有助于國有企業進行綠色創新。 基于此，提出假設：

H1:在其他條件不變的情況下，混合所有制改革能夠促進國有企業進行綠色創新。

（二）混合所有制改革、內部控制質量與國有企業綠色創新

由于國有企業“所有人缺位”和“內部人控制”等現實問題的存在，國有企業委托代理問題嚴重[24]。國有企業通過混合所有制改革能夠學習非國有企業先進的管理經驗，加強企業治理體系建設，提升國有企業內部控制質量，從而為企業開展綠色創新提供穩定的內部環境。 具體來講：一方面，曹越等提出混合所有制改革能夠緩解國企內部委托代理問題[7]，顯著提升企業績效，調動國企管理層對綠色創新投資的積極性；另一方面，國有企業引入非國有資本能夠利用其在管理方面的優勢，有利于建立健全的治理結構，加強企業內部控制，完善企業內部創新管理體系[22]，避免因管理不善而對國有企業綠色創新產生消極影響。 基于此，提出假設：

H2：在其他條件不變的情況下，混合所有制改革通過提升內部控制質量促進國有企業綠色創新。

（三）混合所有制改革、政府補助與國有企業綠色創新

國有企業由于其國有性質需要承擔部分政策壓力，其經營管理會受到政府干預的影響，導致自主創新能力不足。隨著我國混合所有制改革的持續推進，政府為了提高混合所有制改革企業的經營績效和生產效率調整其對國有企業的管理方式，將管理方式從“直接控制”轉為“資源配置”[23]，減少對國有企業的直接干預，轉而通過資源配置和政府補助等經濟手段來支持國有企業參與混合所有制改革。 國企混合所有制改革具有顯著的資源外溢效應，有助于混合所有制改革國企獲取政策資源以及優化技術短板。 Ishibashi 和Matsumur 研究發現混合所有制企業會獲得較多的政府創新補貼[25]，而且政府創新補貼對混合所有制企業的創新具有積極影響。 基于此，提出假設：

H3：在其他條件不變的情況下，混合所有制改革通過增加政府補助促進國有企業綠色創新。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

文章以2008—2020 年全部A 股國有上市公司作為研究樣本進行觀測， 內部控制質量數據來自迪博數據庫內部控制指數， 其他財務數據均來自國泰安數據庫。對初始樣本做以下處理：（1）剔除ST 類、金融保險類上市公司；（2） 剔除關鍵變量數據值缺失的樣本，對連續變量進行1%和99%縮尾處理，剔除異常數據。 最終，得到了8 713 個非平衡樣本數據。

（二）變量定義

1．被解釋變量

綠色創新（GI）。 借鑒肖小虹等的研究，采用綠色發明專利申請數和綠色實用新型專利申請數之和加1 取對數（GI）作為衡量綠色創新的變量[13]。

2．解釋變量

混合所有制改革（Mix）。借鑒曹越等的研究思路，引入混合股權結構來衡量國企混合所有制改革的“深度”[7]， 即國企混合所有制改革能否發揮實質性作用?！豆痉ā访鞔_規定，持股超過10%的股東在混合所有制改革公司中享有實質性的話語權，能夠在混合所有制改革過程中發揮相對較大的作用。 因此，將國企前十大股東中非國有股東持股比例之和超過10%的混合所有制改革國企定義為存在混合股權結構，設置混合所有制改革啞變量，Mix 取值為1，否則取值為0。

3．中介變量

（1）政府補助Sub

參照楊運杰等的研究， 使用政府補助收入加1取對數來衡量中介變量政府補助[8]。

（2）內部控制質量IC

借鑒逯東等的做法，文章采用內控控制指數/100來定義內部控制質量[26]。

4．控制變量

參考張增田等的做法，文章考慮到其他因素對企業綠色創新的可能影響，選取了如下控制變量：股權集中度、公司成長性、兩職合一、公司成立年限、現金流比率、管理層持股比例、市場勢力、資本密集度[10]。變量具體定義及說明見表1。

表1 變量定義與描述性統計

（三）模型構建

1.多元回歸模型

根據以上分析，為驗證假設H1 混合所有制改革與國有企業綠色創新的關系，構建如下回歸模型：

2.中介效應模型

為驗證假設H2 中，構建的模型如下：

為驗證假設H3，構建以下模型：

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

由描述性統計結果可知： 企業綠色創新的最大值3.784，最小值0，均值為0.352，說明國有企業的綠色創新水平存在較大差異。 混合所有制改革這一虛擬變量的均值為0.415， 說明在參與混合所有制改革的國有企業中有41.5%左右的國有企業擁有混合股權結構。 控制變量結果與已有研究基本一致。

（二）基準回歸分析

回歸結果所列示的內容如表2 所示， 表2 列（1）為未加入控制變量、未控制行業、年份固定效應的基準回歸；列（2）在（1）的基礎上加入控制變量；列（3）在（2）的基礎上又控制了行業、年度固定效應，調整R2隨之逐漸變大，表明模型的擬合優度較好，驗證了研究的合理性。列（3）結果顯示： 混合所有制改革回歸系數為0.090 7，在1%的水平上顯著， 說明隨著國有企業混合所有制改革程度的提高，國有企業綠色創新能力發生了顯著提升，H1 得到驗證。

表2 混合所有制改革與綠色創新的回歸分析

（三）機制檢驗

1．混合所有制改革、內部控制質量與國企綠色創新

機制檢驗結果如表3 所示。列（2）反映了混合所有制改革與內部控制質量顯著正相關，列（3）反映了在加入內部控制質量中介變量后，內部控制質量與綠色創新顯著正相關，表明混合所有制改革通過提升國有企業內部控制質量，從而促進國有企業綠色創新，H2 得到了驗證。

表3 中介機制檢驗

2．混合所有制改革、政府補助與國企綠色創新

中介機制檢驗回歸結果如表3 所示。 列（5）反映了混合所有制改革與政府補助顯著正相關，列（6）表明在加入政府補助中介變量后， 政府補助與綠色創新顯著正相關， 說明混合所有制改革通過增加政府補助，從而促進國有企業進行綠色創新，驗證了H3。

（四）穩健性檢驗

1．改變被解釋變量定義

采用綠色發明專利獲得數量與綠色實用新型專利獲得數量之和加1 取對數作為綠色創新的替換變量。 替換綠色創新度量方式后重新進行回歸，結果如表4 列（1）所示，回歸結果與前文的研究一致。

表4 穩健性檢驗

2．解釋變量滯后一期

考慮到改革對綠色創新的促進作用可能具有一定的滯后性， 文章將是否存在混合股權結構滯后一期作為解釋變量進行回歸。 回歸結果如表4 列（2）所示，亦支持了上文結論。

3．PSM 傾向得分匹配法

國有企業進行混合所有制改革并非是隨機性的，朱克朋等的研究表示，效率高的國有企業更愿意通過民營化改制這種退出機制， 由此能說明發展效率高的國企會更積極迎合政策， 從而其進行混合所有制改革的力度更大[27]。 因此，為緩解混合所有制改革與國有企業綠色創新之間的自選擇問題， 文章使用無放回的1:1 近鄰匹配法，對匹配成功的樣本進行回歸，表4 列（3）回歸結果顯示，混合所有制改革的系數在1%的水平上顯著為正，表明在控制了樣本自選擇問題后，回歸結果仍與主回歸一致。

4．工具變量法

文章參考已有文獻的做法， 采用混合所有制改革的年度行業均值作為工具變量[23]，弱工具變量問題已通過相關檢驗，表4 列（4）的回歸結果表明混合股權結構顯著提升了國有企業綠色創新水平。

六、進一步分析

（一）規模異質性

考慮到混合所有制改革對不同規模國有企業綠色創新的影響可能不同，參照竇笑晨的研究，以國有企業規模的行業年度均值為基準劃分大規模企業和小規模企業[24]。 回歸結果如表5 所示，列（1）（2）表明混合所有制改革對大規模國有企業綠色創新有顯著促進作用，對小規模企業則沒有顯著影響。 同時鄒檢驗結果顯示組間存在顯著差異。 原因可能是，大規模企業往往發展成熟、制度完善，具有豐富的創新經驗且內部創新資源較充沛， 引入非國有資本進行混合所有制改革進一步強化了大規模企業綠色創新的優勢地位。

表5 異質性分析

（二）區域異質性

我國不同地區的經濟發展水平具有較大的差異。 文章參照肖小虹的研究以樣本公司注冊地所在省份為基準將樣本分為東部地區企業和其他地區企業兩個子樣本進行異質性分析[13]。 結果如表5 所示，列（3）（4）表明混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進作用僅在東部地區顯著，且為正。 同時鄒檢驗結果顯示組間存在顯著差異。 其原因可能是，東部地區的企業，擁有的資源較豐富，且發展相對成熟，企業股東更關注可持續發展。 因此，東部地區企業更傾向于通過混合所有制改革提升企業內部控制質量、增加政府補貼， 使企業開展符合可持續發展戰略的綠色創新活動。

七、研究結論與啟示

以混合所有制改革國企中是否存在混合股權結構作為衡量混合所有制改革的變量，文章實證研究了混合所有制改革對國有企業綠色創新的促進作用。

實證結果表明， 當混合所有制改革國企形成混合股權結構， 非國有資本在國有企業中擁有話語權和制衡效應時， 混合所有制改革對國有企業綠色創新有顯著的促進作用， 且這一結論經過一系列內生性檢驗和穩健性檢驗后依然成立； 機制檢驗結果發現，混合所有制改革通過提升企業內部控制質量、增加政府補助顯著促進了企業綠色創新水平； 進一步分析表示， 混合所有制改革僅在大規模和東部地區對國有企業綠色創新發揮促進作用。

文章的研究啟示如下。 第一，堅持混合所有制改革的國企改革方向，提升國有企業綠色創新水平。 國有企業要想成為更具備競爭實力的企業， 推動國有經濟實現高質量發展， 就必須通過改革提升其自身綠色創新能力。 第二，在推進國有企業混合所有制改革的同時，還應更好地借用政府的力量。 政府應減少行政干預， 轉而通過經濟調節來規范和引導國有企業發展， 為國有企業進行綠色創新創造良好的外部環境。