绿色创新缓解企业融资约束的效应研究——基于中国上市公司的经验证据

李琪琦

（中国人民银行四川省分行，四川 成都 610041）

一、引言

《巴黎协定》提出各方将努力实现温室气体排放达峰、温室气体净零排放，为了实现这些长期气候目标，许多国家都在努力推动绿色发展。作为世界上主要的能源消费国和碳排放国（Tolliver et al.，2020），中国承诺“力争2030 年前二氧化碳排放达到峰值，2060 年前实现碳中和”。2021 年，“碳中和、碳达峰”的目标被写入《政府工作报告》，“十四五”时期大力推动产业的绿色转型和升级，绿色转型成为中国经济实现高质量发展的必由之路；同时，企业也在积极实现更优环境绩效的绿色转型。因此，中国企业绿色创新迎来重大发展机遇，这需要社会各界的共同努力。

绿色创新被定义为一种能够有效降低环境风险、减少污染以及降低能源使用负面影响的创新（OECD，2008），其是实现企业可持续发展、促进节能减排、推进生态文明建设、推动经济高质量发展的重要支撑。近年来，随着绿色经济发展，企业绿色创新的经济问题受到了学者们的高度关注。目前绿色创新的研究文献主要聚焦于企业业绩（耿云江和赵欣欣，2022）、高管激励策略选择（王旭和王非，2019）、绿色要素生产率（胡天杨，2022）等领域，而从企业融资约束视角进行研究的文献较少。因此，绿色创新能否助力企业缓解融资约束，哪些因素会影响绿色创新与融资约束之间的关联性，影响程度如何等一系列问题值得进一步研究。有鉴于此，本文以沪深A股上市公司为研究样本，运用2014—2021 年数据实证检验企业绿色创新与融资约束之间的关系，同时还考察了产权性质和企业污染程度在两者关系中的调节作用。

本文的贡献如下：首先，本文的研究发现企业绿色创新有利于缓解企业融资约束，这一结论丰富了绿色创新的文献研究；其次，通过分析产权性质和企业污染程度的调节效应，本文为绿色创新和融资约束提供了一个新的研究视角，这一结论有利于深化认识绿色创新缓解企业融资约束的影响机制。

二、文献回顾与假设提出

Banerjee（2011）指出，绿色创新战略能够使企业改进生产流程、开发环保产品，从而降低运营成本、提升经营业绩。企业注重绿色创新有利于提高企业的环境合法性、改善企业形象（Xie et al.，2019）和优化财务表现（Turulja &Bajgoric，2018）。同时，推动绿色创新有利于降低企业的信用风险，从而使债权人更倾向于为企业提供更多的资金和更加优惠、便利的融资条件。2012 年，金融监管机构出台《绿色信贷指引》，在该指引下，绿色创新企业能够获得更优惠的贷款利率和更高的贷款额度。政府决策与商业银行之间存在着紧密的关系（Hou et al.，2018），向绿色创新企业提供贷款符合政府引导银行支持绿色信贷的系统性规划。综上所述，绿色创新有助于通过树立企业绿色形象获取各类资源，促进经营绩效提升，并向外部传递出企业具有可持续发展能力的正向信号，进而降低企业信用风险，这必然会拓展企业的融资渠道，缓解融资约束问题。因此，本文提出假设H1：

假设H1：绿色创新能够显著缓解企业融资约束。

产权性质是影响企业获取资源能力的重要因素。不同于发达国家，我国企业的融资约束与经济干预有着紧密联系（邓可斌和曾海舰，2014），从而导致绿色创新对不同所有制企业融资约束的影响不同。在有限的资源总量中，国有企业因先天的优势而有机会获得更多经济资源和政策优惠，如优惠利率贷款、税收减免、财政补贴等，这必然对非国有企业的生存和发展空间产生一定的挤压（Allen et al.，2005）。相反，大部分非国有企业存在一定的竞争劣势，加之存在信贷限制和信息不对称问题，其融资成本相对较高，易陷入融资困境，即非国有企业面临的融资约束通常较高（余明桂和潘红波，2008）。企业的绿色创新行为可以助力其获得来自利益相关者的各类资源和资金，以解决融资方面的困难和问题。因此，本文提出假设H2：

假设H2：与国有企业相比，非国有企业的绿色创新对融资约束的缓解作用更为显著。

环境规制对重污染企业和环保企业的执行效果往往存在很大的差异，从而导致不同污染程度企业的绿色创新对融资约束产生的影响不同。重污染行业可能会面临外界对其是否关注环境问题、履行社会责任的质疑（Hudson，2008），更容易受到媒体的负面报道和较差的社会评价（Vergne，2011）。为此，我国针对重污染企业颁布了一系列环境监管制度规定，要求其进行相关披露，这使得其在合法合规性方面承压较大。正因为面对来自各界的压力，重污染企业对其社会形象更为重视和敏感。Chen（2008）认为，企业通过开展绿色创新来适应环境保护的要求，有助于降低污染惩罚成本和不合规成本。重污染企业主动承担社会责任，通过增加绿色创新投入，积极响应众多利益相关者的环保诉求（李彬等，2011），这无疑有助于塑造良好的声誉，建立有利的外部关系，获取更多资源（顾雷雷等，2020）。因此，本文提出假设H3：

假设H3：与非重污染企业相比，重污染企业的绿色创新对融资约束的缓解作用更为显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取中国沪深A 股上市公司为研究样本。2014年，《中华人民共和国环境保护法》修订通过，此后我国企业对于绿色创新的重视程度大幅提升。本文选取2014—2021 年为样本期，并依次对研究样本做了以下剔除：ST、*ST 和PT 公司；金融行业公司；缺乏关键变量数据的样本。另外，为了避免极端值的影响，对所有连续变量进行1%的缩尾（Winsorize）处理。本文绿色专利数据来源为世界知识产权组织于2010年发布的《绿色专利清单》和国家统计局发布的《专利清单》，其他研究数据的主要来源为中国经济金融研究数据库（CSMAR）。

（二）变量定义与模型构建。

1.被解释变量。本文使用KZ指数来衡量企业融资约束。KZ指数的构建参考Lamont et al.（2001）的做法，选取经营活动净现金流量、股利支付率、现金及现金等价物持有量、资产负债率和托宾Q等5个变量进行分组赋值，并采用逻辑回归方法得到每个公司的拟合KZ指数。KZ值的估计值越大意味着上市公司面临的融资约束程度越高。

2.解释变量。绿色创新（GI）。由于绿色专利申请可被视为企业绿色行为能力最直接的体现，因此该指标通常被用于衡量企业的绿色创新水平（Cai et al.，2020）。本文将联合或独立申请的绿色发明和实用新型专利数量之和作为企业绿色创新的衡量指标。

3.其他变量。借鉴现有研究（Farza et al.，2021），本文选取公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、经营现金流（CF）、股权集中度（Fshare）、两职合一（Dual）、董事会规模（Bsize）、董事会独立性（InB）、资产收益率（Roa）作为控制变量，将产权性质（NSoe）、污染程度（Pollut）作为调节变量，同时控制年度固定效应（Year）和行业固定效应（Industry）。具体变量描述见表1。

表1 变量定义

4.模型构建。为了检验假设H1，考察绿色创新对企业融资约束的影响，建立模型（1）如下：

为了检验假设H2，考察产权性质对绿色创新与企业融资约束之间关系的调节效应，建立模型（2）如下：

为了检验假设H3，考察污染程度对绿色创新与企业融资约束之间关系的调节效应，建立模型（3）如下：

四、实证检验结果与分析

（一）描述性统计

从表2可以看出，KZ指数均值为0.721，最大值为14.191，最小值为-12.601，标准差为2.199，表明企业间融资约束差异较大；GI中位数和最小值均为0，即说明一半以上的样本值为0，均值为0.393，最大值为3.784，表明我国上市公司绿色创新水平整体较低，不同企业之间绿色创新水平存在较大差异。

表2 主要变量描述性统计

（二）回归结果与分析

1.绿色创新对企业融资约束的影响。绿色创新对企业融资约束影响的多元回归结果如表3所示，其中，在列（1）中没有控制年度和行业因素，在列（2）中则控制了全部控制变量。列（1）显示，绿色创新（GI）与企业融资约束（KZ）在1%的显著水平下负相关，系数值为-0.061；列（2）显示，绿色创新（GI）与企业融资约束（KZ）在1%的显著水平下负相关，系数值为-0.060。这说明，绿色创新降低了企业融资约束，假设H1得到验证。由此可见，提高绿色创新水平，有助于缓解企业融资约束。

表3 绿色创新对企业融资约束的影响

在控制变量方面，公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、董事会独立性（InB）均与企业融资约束（KZ）显著正相关；经营现金流（CF）、资产收益率（Roa）、董事会规模（Bsize）、两职合一（Dual）、股权集中度（Fshare）均与企业融资约束（KZ）显著负相关。

2.调节效应检验。调节效应检验的多元回归结果如表4所示，其中，列（1）为检验产权性质对绿色创新与企业融资约束之间关系的调节效应，列（2）为检验污染程度对绿色创新与企业融资约束之间关系的调节效应。在列（1）中，绿色创新与产权性质的交互项（GI*NSoe）的回归系数为-0.102，且在1%水平下显著，表明绿色创新降低融资约束的影响作用在非国有企业中更为显著，假设H2得到验证。在列（2）中，绿色创新与污染程度的交互项（GI*Pollut）的回归系数为-0.152，且在1%水平下显著，表明绿色创新降低融资约束的影响作用在重污染企业中更为显著，假设H3得到验证。

表4 调节效应影响检验结果

（三）稳健性检验

1.融资约束的替代变量。本文参照姜付秀等（2016）的研究方法，使用投资现金流敏感性模型作为衡量企业融资约束的基准模型，为进一步检验绿色创新对企业融资约束（Inv）的影响，将在基准模型的基础上进一步引入现金流（CF）与绿色创新（GI）的交互项，得到如下扩展模型：

表5 报告了以投资现金流敏感性模型作为衡量企业融资约束指标后的多元回归结果。可以发现，列（1）基准模型中CF的系数在1%统计水平下显著为正，表明企业存在明显的融资约束。模型（4）的回归结果在列（2）显示，可以看到，GI*CF的估计系数在10%统计水平下显著为负，表明绿色创新的发展能够有效缓解企业融资约束，证明前文的研究结论是稳健的。

表5 融资约束替代衡量检验结果

2.绿色创新替代衡量。本文将绿色专利申请数量改为虚拟变量（GIdumy），进一步研究绿色创新对企业融资约束的影响。如果一个公司至少拥有1 件绿色专利，GIdumy设置为1，否则为0，代入模型（1）重新进行回归，回归结果如表6所示。表6中列（1）、列（2）的回归结果显示，GIdumy的系数显著为负，进一步说明绿色创新能够显著缓解企业融资约束，表明前文的研究结论是稳健的。

表6 绿色创新替代衡量检验结果

3.调节效应的分组检验。为了进一步考察调节效应，按照产权性质和污染程度进行分组对假设H2、假设H3重新进行回归分析，结果如表7所示。表7的列（1）和列（2）是产权性质的分组检验结果，其中国有企业GI的系数不显著，非国有企业GI的系数显著为负，表明绿色创新降低融资约束的作用在非国有企业更为显著，假设H2进一步得到验证。表7 的列（3）和列（4）是污染程度的分组检验结果，其中非重污染企业GI的系数不显著，重污染企业GI的系数显著为负，表明绿色创新降低融资约束的作用在重污染企业更为显著，假设H3进一步得到验证。

表7 调节效应的分组检验结果

（四）内生性问题

1.滞后效应。考虑到绿色创新存在滞后效应和研究中存在的内生性问题，本文将绿色创新滞后一期，代入模型（1）重新进行回归分析，结果如表8 所示。表8 的列（1）和列（2）中滞后一期的绿色创新（LagGI）的系数在1%水平下显著为负，进一步说明绿色创新能够显著缓解企业融资约束。这表明，在考虑绿色创新滞后效应的情况下，本文主要研究结论仍然成立。

表8 考虑滞后效应的检验结果

2.工具变量法。为了缓解内生性问题并与现有文献保持一致，本文以同行业中其他企业申请绿色专利的平均比例（MGI）作为绿色创新的工具变量，主要原因是：如果样本企业申请更多的绿色专利，其他行业的企业也可能会通过申请绿色专利跟上绿色转型的步伐；申请绿色专利的企业在行业中所占比例不会直接影响融资约束。

表9中的列（1）显示了第一阶段回归的结果，MGI的系数在1%的水平下显著为正，弱工具变量检验的Cragg-Donald 统计量为21.907，大于10%偏差下的临界值为16.38，这意味着弱工具变量的假设被拒绝，证明工具变量是有效的。表9中的列（2）显示了第二阶段的回归结果，GI系数为-1.104，在1%的水平下对融资约束起到显著的缓解作用，这表明互为因果导致的内生性问题对本文研究结果的影响有限。

表9 工具变量法检验结果

3.PSM 匹配法。研究结果可能会受到样本选择带来的内生性问题的影响，为此，本文采用倾向得分匹配法（PSM）来解决这一内生性问题。本文通过逐步回归方法确定企业规模（Size）、股权集中度（Fshare）、两职合一（Dual）和经营现金流（CF）为匹配变量，利用Probit 模型对企业是否申请绿色专利进行有放回的1：1 近邻匹配，结果显示，所有匹配变量的标准化偏差小于10%且不存在显著差异，满足平衡假定。匹配后的回归结果如表10 所示，企业绿色创新（GI-dumy）对融资约束（KZ）的影响仍显著为负。这表明，考虑样本选择问题后，研究结论均未发生实质性变化。

表10 PSM后检验结果

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文以2014—2021 年沪深A 股公司为研究样本，实证检验企业绿色创新与融资约束之间的关系，并将产权性质和企业污染程度纳入模型，考察其调节效应。主要得到以下结论：绿色创新对企业融资约束具有显著的负向影响，即绿色创新水平能够缓解企业融资约束；产权性质负向调节绿色创新与企业融资约束之间的关系，即相对于国有企业，非国有企业中绿色创新对企业融资约束的负向影响关系更为显著；污染程度负向调节绿色创新与企业融资约束之间的关系，即相对于非重污染企业，重污染企业中企业绿色创新对融资约束的负向影响关系更为显著。

（二）政策建议

首先，进一步加强完善企业绿色创新政策制度。政府部门应进一步完善政策制度，加大对企业绿色研发和技术创新的支持力度，充分调动企业进行绿色创新活动的积极性，同时出台相应金融支持政策，缓解企业融资约束。其次，企业应高度重视绿色创新。企业应充分认识绿色创新在公司发展战略中的重要性，加大对企业绿色创新研发费用的投入，为员工的绿色创新活动提供良好的外部环境，从而缓解企业面临的融资约束的问题。再次，产权性质和污染程度对绿色创新与企业融资约束之间关系的影响表明，政府在制定环境监管政策时，针对不同产权性质的企业、不同污染程度的企业应制定差异化的监管政策，发挥监管的灵活性，更好地服务于资本市场，提高资源配置效率。最后，商业银行应严格落实绿色信贷政策，缓解企业融资约束。商业银行应对于创新能力强的企业，简化绿色创新项目贷款审批程序，增加贷款额度和期限，推动企业绿色发展。