碳中和目标下绿色投资与企业环境治理——基于技术创新的中介效应检验

李晓梅，李曼曼

(辽宁工程技术大学营销管理学院，辽宁 葫芦岛 125105)

0 引言

中国一直高度重视生态文明建设和绿色发展。 “十四五”期间，中国致力建设制造强国、推动传统产业绿色化发展，环境治理绩效的提高成为企业目标。中国力争2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和。中国是全球最大的工业商品生产国，处在碳排放上升阶段，且碳达峰、碳中和时间窗口偏紧，在相对较低发展水平下实现 “碳中和”目标面临多重挑战。2021年10月，国务院发布 《2030年前碳达峰行动方案》，指出工业领域要加快绿色低碳转型和高质量发展，力争率先实现碳达峰[1]。2021年12月，工信部发布 《 “十四五”工业绿色发展规划》，提出构建绿色低碳技术体系，加快关键共性技术攻关突破[2]。企业是社会生产的最大主体，其环境治理行为直接影响社会经济可持续发展，对经济增长向绿色转型至关重要。

碳中和目标下，绿色投资和技术创新对于企业发展尤为重要。虽然中国创新能力正稳步上升，中国科学技术发展战略研究院发布的 《国家创新指数报告2020》显示，中国创新指数排名第14位[3]。然而，中国制造业企业自主创新能力与世界先进水平相比仍差距明显。2022年1月，工信部、科技部及生态环境部联合发布 《环保装备制造业高质量发展行动计划 (2022—2025年)》，指出要强化科技创新支撑，加快形成创新驱动的产业生态[4]。 “双碳”背景下，制造业企业技术创新是否有助于改善其转型发展中的环境治理是亟待解决的重要问题。从现有研究看，在应对气候变化、减少碳排放的过程中，诸多学者表明绿色投资和技术创新是影响环境治理的关键因素。绿色投资作为一种将财务手段和环境目标相结合的新型混合实践，在碳减排方面发挥着重要作用[5-6]。另外，推动经济保持低碳发展的关键在于科技创新[7]，化石燃料的燃烧导致大气中CO2排放快速增长，技术创新被认为是减少CO2排放的关键因素。

对比现有研究，受限于微观企业层面数据的可获取性，少有研究绿色投资影响企业环境治理的内在机理，本文有以下边际贡献：①丰富技术创新对企业绿色投资与环境治理的作用机理。在 “碳中和”目标下，从微观企业层面展开研究，探讨了绿色投资对企业环境治理的影响机理，提出并验证了技术创新在 “绿色投资—企业环境治理”框架中的中介作用，揭示了重要的潜在内部作用机理，更好地解释了企业绿色投资活动的价值，丰富了绿色发展相关理论研究，为企业改善自身环境治理水平提供借鉴。②拓展企业环境治理的研究指标体系。以往研究由于数据的可得性，仅选取部分环境指标，本文从政府监管、污染物排放信息、环境污染治理、披露载体以及环境管理五个方面构建了一套较为完善的企业环境治理指标体系，通过相关报告中有关COD排放量、SO2排放量、CO2排放量、污染物排放达标、三同时制度执行情况等指标的披露情况，多维度衡量企业环境治理，使检验结果更为有效。

1 文献回顾与研究假设

在实现 “碳中和”目标愿景下，环境治理问题是目前学者关注的热点，企业作为环境治理的责任主体，厘清环境治理的相关理论及驱动因素有助于探索 “碳中和”目标的实现路径。

1.1 企业环境治理内涵、特征及驱动机制研究

(1)企业环境治理内涵、特征研究。我国生态文明制度建设起步较晚，企业环境治理 (Gorporate Environmental Governance，CEG)作为实现碳减排目标的关键指标，目前还没有清晰的界定，通过文献梳理发现，现有研究较多采用环境绩效这一概念。两者区别在于，环境绩效更接近环境治理的结果[8]，环境治理强调的是以环境绩效改进为目标的多主体持续互动[9]。从广义概念上理解，环境治理包括环境绩效相关概念，其构成要素主要包括治理主体、治理过程以及治理效果等，是环境管理绩效评价基础上的一种新的绩效评价范式。企业环境治理具有明显的外部性特征。目前，生态环境成本并未纳入工业增长核算体系，制造业发展造成的环境污染属于负外部性问题，通过一定的手段，将外部成本内部化可以促使生产者参与到环境治理过程[10]，比如通过排污收费规范企业行为[11]，从而降低污染物排放水平。

(2)企业环境治理驱动机制研究。国内外学者对提升企业环境治理机制进行了诸多探索，既有研究主要从外部动因和内部动因展开。外部动因主要有政府行政手段、非行政手段及以市场为基础解决环境问题的相关实践。①政府行政手段。陈晓艳等[12]将环境治理划分为环境治理过程和环境治理结果，验证了环境处罚对环境治理具有正向影响。②非行政手段。徐丽萍等[13]研究表明媒体关注正向影响前瞻型环境基调，从而提高企业环境绩效。③以市场为基础解决环境问题的相关实践，主要包括自愿准则和标准[14]。相关学者从不同视角对影响企业环境治理的内部动因展开研究。从研发投入视角，Alam等[15]研究表明研发投资可以降低能源消耗和碳排放强度，提高环境绩效。李涛等[16]验证了创新投入与企业环境绩效之间存在显著的U形关系。从企业内部非正式制度视角，胡珺等[17]、徐莉萍等[18]分别探究高管家乡认同、技术型连锁独立董事对企业环境绩效的影响。从环境战略视角，Kraus等[19]研究表明企业社会责任与环境战略、绿色创新正相关，进而提高了环境绩效。绿色投资是企业环境战略的一部分，陈宇峰等[20]证实了绿色投资有助于改善环境绩效。综上，目前研究对企业环境治理的驱动因素展开了诸多探索，区别于以往研究，本文尝试从技术创新视角，阐明绿色投资影响企业环境治理的理论机制，并从实证分析角度进行经验研究。

1.2 绿色投资对企业环境治理的影响机理研究

1989年经济学家皮尔斯在 《绿色经济蓝皮书》中最初提出 “绿色经济”。与绿色经济相适应，对绿色经济发展的投入称为绿色投资 (Green Investing，GI)[21]。绿色投资是在可持续发展战略背景下提出的，是以提升环境绩效为目标，以及降低环境成本的内部投资[22]。利益相关者理论将企业内部管理实践与利益相关者施加的外部需求联系起来，企业的绿色投资活动涉及较多的利益相关者，如政府、金融机构及相关企业等[23]。其中，政府方面的环境规制对企业行为有着强制性约束[24]，企业为了应对规制的压力进行战略调整，绿色投资在一定程度上反映企业对环境的重视程度，促使企业承担相应的环境责任，提高环境声誉和绩效，注重自身环境治理水平改善。

为了应对利益相关者的压力，企业有强烈的动机增加环保支出，更好满足利益相关者的诉求。企业将部分资源用于环境保护，有助于增强企业的绿色竞争力。Giovanni等[25]指出，企业实施绿色生产实践将提高环境绩效，从而得到利益相关者的认可。陈宇峰等[20]证实企业增加绿色投资能够降低环境违规概率，从而改善环境绩效，且企业研发投入对两者关系的调节作用不显著。赵领娣等[26]研究表明，绿色投资通过生产性资本投向、技术创新的中介效应影响企业经营绩效。Yan等[5]验证绿色投资基金在金融部门的比例可以有效改善企业环境绩效，且两者关系受股东保护政策和环境保护政策的调节。综上，绿色投资有助于企业的可持续发展，是企业提升自身环境治理水平的重要驱动力。因此，提出研究假设H1：绿色投资可以显著改善企业环境治理水平。

1.3 技术创新对企业环境治理的影响机理研究

1912年熊彼特提出创新理论，考察技术创新对经济社会的影响。我国须在科技创新支撑下，才能有望如期实现 “双碳”目标[27]，技术创新与环境治理的关系已经在文献中从不同角度进行讨论。Jiang等[28]发现研发强度可以减少中国制造业企业的污染物排放。邢新朋等[29]研究表明，企业的可持续探索创新与可持续利用创新对制造业企业环境绩效存在正向影响。张兆国等[30]以重污染行业为样本，发现企业工艺创新对环境绩效没有显著影响，产品创新可以提高环境绩效。陈阳等[31]以我国285个城市为样本，证实了技术创新可以减少环境污染，但这种影响存在一个门槛值。综上所述，对于技术创新与环境治理的关系，大多数学者认为技术创新对环境治理具有正向促进作用。

1995年Hart在资源基础观的基础上提出了自然资源基础观 (Natural Resource-Based View，NRBV)，认为企业的亲环境行为可以为企业带来可持续的竞争优势，企业通过技术创新获得环境可持续发展能力，进而形成自己的绿色竞争优势。另外，技术创新在很大程度上取决于R&D投资水平[32]，R&D投入对企业环境治理的影响可以从两个方面考虑。①R&D投入使得企业在最低能耗的情况下提高资源利用效率，减少CO2排放，从而有助于提高环境绩效[33]。②R&D投入有助于改进清洁能源技术，这些新技术有助于提高能源效率[15]。以上研究表明，R&D 投入助于能源的有效消耗，提高了生产效率，是企业改善环境治理的重要工具。因此，提出研究假设H2：技术创新可以显著改善企业环境治理水平。

1.4 技术创新在绿色投资与企业环境治理之间的中介作用

“十四五”规划强调 “绿色生态”指标约束下，企业将开展绿色生产实践。 “波特假说”认为，合理的环境规制有利于企业技术创新,相关学者也证实了环境规制对技术创新的促进作用[34]。一些学者研究表明环保投入会促使企业进行技术创新。王鹏等[35]研究发现，与技术创新的前端预防相比，污染治理投资的末端治理效果更好。邓玲等[36]研究表明环保投资可以通过技术进步提高绿色全要素生产率的配置效应。综上所述，大多数学者肯定了环保投入对技术创新的促进作用。

在 “碳中和”目标下，随着政府对企业环境行为的重视不断加深，企业战略定位会发生变化。一方面，企业被动应对环境规制的行为将不利于企业的长期生存发展，因此企业需要改变经营策略，积极进行绿色投资，增加研发投入生产环境友好型产品，提高自身的环境绩效。良好的环境绩效可有效降低利益相关者通过法律行为或客户抵制来干扰公司运行的可能性[37]，从而使企业获得长期竞争优势；另一方面，从事研发活动可提高生产效率，有助于降低环境成本。绿色投资是企业经营资金支出的一部分，加重了企业的成本负担，企业为了抵消环保活动带来的成本增长，应积极进行技术创新，进而缓解环境成本增加给企业经营带来的不利影响。综上所述，绿色投资会触发企业进行技术创新来生产新的产品和改进生产工艺，而产品和工艺上的创新对企业环境治理具有正向影响。因此，提出研究假设H3：技术创新在绿色投资与企业环境治理之间起中介作用。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文结合数据的可获得性，确定研究区间为2012—2019年。以我国沪深A股制造业上市公司为样本，行业分类主要依据2012年证监会 《上市行业分类指引》。遵循以往研究惯例，对样本做如下处理：①剔除金融保险类样本；②剔除ST样本、*ST样本；③剔除数据缺失的样本，最终得到涉及23个细分行业的110家制造业企业的平衡面板数据。数据来源方面，通过搜集整理上市公司年报、社会责任报告以及可持续发展报告获得企业环境治理信息相关披露内容；绿色投资数据通过查询企业财务报表附注获得；其他数据来源于国泰安数据库和WIND数据库。

2.2 变量定义

(1)被解释变量：企业环境治理 (CEG)。现有研究主要从定性和定量两个维度衡量企业环境治理，定量方法对环境治理的衡量维度比较单一，在定性方面，很多学者采用内容分析法对环境治理情况进行评价[5,8]。本文借鉴杨广青等[38]、于连超等[39]、张国清等[8]、Lu等[40]、于连超等[39]、王丽萍等[41]的研究，通过收集整理上市公司相关披露报告，从政府监管、污染物排放信息、环境污染治理、披露载体、环境管理5个方面构建包含26项披露项目的评价体系，用以全面反映企业环境治理水平，见表1。参照杨广青等[38]的研究，将所有数值相加获得企业环境治理评价值，企业环境治理水平的取值范围为 (0，38)，值越大表明环境治理效果越好。具体规则为：定量描述为2分、定性描述为1分、没有任何描述为0分。

表1 企业环境治理指标体系

(2)解释变量：绿色投资 (GI)。受限于企业微观层面环境相关数据难以获取，现有研究对绿色投资的衡量尚未形成统一标准。为了完善企业绿色投资数据，本文对样本企业财务报表附注 “管理费用”中与环保有关的费用支出进行整理，并取自然对数衡量绿色投资。

(3)中介变量。本文选取技术创新 (R&D)为中介变量。技术创新是一个经济投入产出的复杂过程，可以从投入和产出两个角度来衡量。投入角度主要包括研发投入、研发人员投入等指标，产出角度主要包括专利数量等指标。相对于从产出角度衡量技术创新，R&D经费支出更能体现企业对科技创新的重视程度，因此本文采用企业研发投入的自然对数衡量技术创新。

表1中，重点污染监控单位为披露公司为重点监控单位、环保教育与培训为披露公司参与的环保相关教育与培训、三同时制度为披露公司执行 “三同时”制度情况。

(4)控制变量。通过分析以往研究成果，本文借鉴李强等[42]，杨广青等[38]，王丽萍等[41]的研究，选取总资产净利润率、产权性质、资产负债率、董事会人数、上市年限、机构投资者持股比例控制对企业环境治理的影响，并控制样本企业的行业和年份固定效应，所有变量说明见表2。

表2 各变量定义及说明

2.3 中介效应检验方法

若解释变量X通过变量M对被解释变量Y产生影响，则变量M为中介变量。本研究中，技术创新为中介变量M，绿色投资为解释变量X，企业环境治理水平为被解释变量Y。研究技术创新的中介效应，是为了更好理解企业在环境保护方面的支出对环境治理的内在影响机理。Bollen提出的逐步回归检验系数法是中介效应检验的经典方法，可用计量模型 (1)～ (3)检验变量间的关系。

Y=αX+e1(α不为0)

(1)

M=βX+e2(β不为0)

(2)

Y=α′X+γM+e3(α′不为0;γ不为0)

(3)

式 (1)的系数α为解释变量对被解释变量的总效应；式 (2)的系数β为解释变量X对中介变量M的效应；式 (3)中系数α′是在控制了中介变量M对被解释变量Y的影响后，解释变量X对被解释变量Y的直接影响，e1，e2，e3为回归残差。

中介效应为系数乘积βγ，中介效应、直接效应与总效应的关系如下：

α=α′+βγ

(4)

2.4 模型设定

为了验证前文提出的假设，构建模型 (5)～ (8)如下：

CEGi,t=β0+β1GIi,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(5)

CEGi,t=β0+β1R&Di,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(6)

R&Di,t=β0+β1GIi,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(7)

CEGi,t=β0+β1GIi,t+β2R&Di,t+γ×∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(8)

式 (5)～ (8)中，i代表企业，t代表年份，ControlVari,t为控制变量，εi,t为随机扰动项，被解释变量CEP为企业环境治理，核心解释变量GI为绿色投资，中介变量R&D为技术创新。其中，模型 (5) (6)分别检验绿色投资GI、技术创新R&D对企业环境治理CEG的影响。采用逐步回归法构建模型 (5) (7) (8)对技术创新在绿色投资与企业环境治理之间的中介效应进行检验，具体步骤如下：①模型 (5)中绿色投资对企业环境治理的影响显著；②模型 (6)绿色投资对技术创新的影响显著；③模型 (8)中若技术创新通过显著性检验，则存在中介效应。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

由表3可以看出，通过内容分析法测算出的企业环境治理CEG标准差为8.075，和其他变量相比该值明显偏大，说明数据波动性较强，不同企业间环境治理水平参差不齐；均值、最小值、最大值分别为11.222、1、35，表明整体上制造业企业环境治理水平有待提高。绿色投资GI标准差为1.655大于1，说明制造业企业绿色投资水平存在较大差异，多数企业在环境保护方面的投入还有待加强。技术创新R&D标准差1.386，说明不同制造业企业技术创新程度存在一定差异。

表3 描述性统计

对样本企业2012—2019年的企业环境治理水平的描述性统计结果见表4。由表4可以看出，企业环境治理水平平均值整体上呈递增趋势，在2014年稍有下降，说明制造业企业环境治理整体水平在不断改善。近年来，随着政府对环境问题管控力度的不断加强，企业对环境治理的重视程度日益加深。企业环境治理水平极小值为1，极大值为35，说明我国制造业企业环境治理水平发展较不平衡，未来仍需要提高企业参与环境治理的积极性，提高制造业企业的环境治理水平。

表4 企业环境治理水平的年度描述性统计

3.2 相关性分析

为了初步验证变量间的关系，进行Pearson相关系数检验，结果见表5。变量间相关系数绝对值最大为0.590，表明本文选取的各变量间不存在多重共线性问题。绿色投资GI与企业环境治理CEG之间的正向关系在1%水平上显著，初步表明绿色投资能够对企业环境治理产生正向影响，为研究其内在影响机理提供了契机。技术创新R&D与企业环境治理CEG在1%的水平上显著为正，表明技术创新有助于提高企业环境治理水平。以上分析初步证实了假设H1和假设H2。

表5 变量相关系数矩阵

3.3 回归分析

计算方差膨胀因子得到VIFmax=2.02，说明不存在多重共线性问题。本文用混合OLS回归对计量模型 (5)～ (8)展开分析，见表6。第1列为绿色投资GI对企业环境治理CEG的回归分析结果，绿色投资与企业环境治理的回归值为0.806，且两者在1%水平上关系显著，表明绿色投资水平越高，企业环境治理效果越好，假设H1成立。可见，企业加大在环境保护方面的投入对环境治理产生正向影响，这与陈宇峰等[20]的结果一致。

表6 绿色投资、技术创新与企业环境治理

模型 (5)中绿色投资GI对企业环境治理CEG的回归系数为0.806，且在1%的显著性水平上高度显著；模型 (6)的回归结果显示，技术创新R&D与企业环境治理CEG的回归值为0.868，两者的关系显著水平为1%，表明技术创新可以有效改善企业环境治理效果，假设H2成立，这与现有文献的整体结论基本一致；模型 (7)中绿色投资GI与技术创新R&D的回归系数在1%的水平上显著且大于零，说明绿色投资可以促使企业进行技术创新；模型 (8)中，将技术创新R&D放入基本回归模型中，和模型 (5)相比，绿色投资GI的回归系数在1%的显著性水平上降低为0.646，同时技

术创新R&D的回归系数在5%的水平上显著，表明技术创新在绿色投资与企业环境治理之间存在部分中介效应，假设H3成立。根据中介效应的检验流程，部分中介效应的大小为19.89%，即绿色投资通过技术创新对企业环境治理产生影响的程度为19.89%，再次验证了假设H3。对此可能的解释是，企业环保支出会提高企业的当期环境成本，这种额外成本负担也会促使企业提高生产效率，降低企业CO2减排成本，进而部分或完全抵消环保支出带来的额外成本，提高污染治理技术，进一步提升企业环境治理水平。

3.4 稳健性检验

(1)控制内生性。考虑到绿色投资、技术创新对企业环境治理可能存在时滞效应，参照张兆国等[43]的研究，对解释变量、中介变量和控制变量作滞后1期处理，以减轻反向因果偏误，结论与前文一致，进一步验证了本文研究结论的可靠性，结果见表7 (Ⅰ～Ⅳ列)。

(2)因变量替换。为了减少测量误差偏误带来的不利影响，将企业环境治理的衡量指标由内容分析法总得分替换为企业当年是否获得环保荣誉或奖励，并用Probit模型进行回归，检验结果见表7 (Ⅴ～Ⅵ列)。绿色投资、技术创新均可正向影响企业环境治理，假设H1和假设H2再次得到验证。

表7 稳健性分析结果

(3)对中介效应的再检验。鉴于逐步回归检验力弱的问题进行Bootstrap检验，该方法通过置信水平的临界值判断中介效应是否存在。设置重复取样次数为5000，结果见表8，绿色投资间接效应区间[0.042，0.278]和直接效应区间[0.312，0.980]都未包含零，进一步说明技术创新在绿色投资和企业环境治理的关系中发挥部分中介作用，假设H3再次得到验证。

表8 中介效应

4 结论与启示

本文以2012—2019年我国制造业企业相关数据为基础，通过构建面板数据模型，实证分析了绿色投资、技术创新与企业环境治理之间的关系，在控制了影响企业环境治理的潜在关键因素后，得出以下研究结果。

(1)绿色投资对企业环境治理的显著性影响系数为0.806，说明企业开展绿色投资活动能够有效提高企业环境治理水平。绿色投资作为一种亲社会行为，是企业改善自身环境治理水平的有效途径，由于制造业企业技术、规模等存在差异，可能导致企业绿色投资差异较大。

(2)技术创新在绿色投资影响企业环境治理过程中起部分中介作用，中介效应水平为19.89%，仍存在较大提升空间。其原因是：①制造业企业研发经费支出差距较大，科技创新成果转化率低。②高端技术人才是制造业企业核心竞争力的重要来源，研发人才匮乏导致技术创新水平提升缓慢，进而对环境治理水平的作用较小。

(3)绿色投资可以通过技术创新路径改善企业环境治理效果，企业将部分资金用于环境污染治理，在一定程度上可能对技术转化和应用具有挤出效应，不利于技术创新水平的提高，但整体看，绿色投资会促进技术进步，是企业提升技术创新水平的重要影响因素。

根据上述研究结论，本文提出以下政策建议。

(1)碳中和目标下推进企业绿色投资力度，以发挥其改善环境治理效果的促进作用。随着环境规制力度及社会公众对环境问题的重视，企业被视为 “环境污染源头”，作为社会的重要组成部分，制造业企业应注重履行环保责任，加大绿色投资力度，有助于改善企业环境治理。绿色投资虽然占用企业一定的财务资金，但能够在一定程度上改善环境质量，是制造业绿色转型的必要举措，经营者应加强环境保护意识，提高公司治理质量，在追求利润最大化的同时，企业应注重提高环境效益，激励和引导企业承担环境治理责任。

(2)提升企业技术创新水平，以发挥其推进环境治理过程中的中介效应。碳中和目标实现的任务极其艰巨，亟需科技有力支撑，技术吸收能力、研发投入的增加有助于提高企业环境治理水平。绿色投资会增加企业成本投入，而技术创新是引领发展的第一动力，技术创新是绿色投资与企业环境治理之间的重要中介传导机制，企业应重视自身技术创新水平的提升，协同推进环境保护与创新能力，提高污染治理技术，加强能源技术、节能技术研发，突破减污降碳关键核心技术攻关，从而发挥技术创新的传导机制，推进技术创新对环境治理的正向影响。

(3)完善碳中和政策保障机制，建立健全企业碳排放权交易市场。碳中和目标的提出将会带来大规模的绿色投资需求，而目前制造业企业环境治理水平较低，企业对实现绿色转型的认识存在不足、企业自身力量进行绿色投资缺乏内生动力。实施碳排放权交易，有利于约束企业CO2排放，特别针对主要高耗能工业行业以及交通和建筑领域等，扩大碳市场参与行业、企业规模、交易主体和交易品种，给予率先实现碳达峰的企业一定的市场竞争优势，以市场化手段推进节能和低碳创新型企业发展，出台一系列强化低碳、零碳的政策，强化各部门、地方政府和金融机构之间的协调配合，力求为碳中和目标的实现提供制度保障。