国资参股与民营企业高质量发展：基于绿色创新视角的研究

王彩萍姜彦君任金洋李婧

(1.中山大学国际金融学院，广东 珠海 519000；2.中山大学高级金融研究院，广东 广州 510000)

一、引言

绿色创新与绿色发展作为我国实现高质量发展的内在要求，近年来在国内外实践与研究中得到广泛关注(解学梅和韩宇航，2022)[31]。在我国经济转型发展的背景下，绿色创新已成为实现“碳达峰、碳中和”绿色发展战略目标和推进经济高质量发展的重要途径，是建设美丽中国的核心力量和重要支撑。2012年党的十八大首次提出“大力推进生态文明建设”的战略决策，标志着我国在绿色发展征程上开启了新篇章；2022年12月国家发展改革委、科技部联合印发《关于进一步完善市场导向的绿色技术创新体系实施方案(2023—2025年)》，强调应加快构建市场导向的绿色技术创新体系和构筑有效的政策支持体系，推动我国绿色创新发展迈入新格局。

作为新兴市场的重要参与者，民营企业为我国创新发展战略提供重要支撑(毛宁等，2023)[44]。然而，受限于投资成本回收期较长、后期收益不确定性高，以及绿色创新主体意识缺位、动力不足等多种因素，民营企业在绿色创新发展中也往往陷入动力不足与能力不足的双重困境(刘剑民等，2022；王营和冯佳浩，2022)[39][56]。虽然环境规制政策和市场竞争压力能够在一定程度上倒逼民营企业进行绿色创新(曹洪军和陈泽文，2017；于连超等，2019)[23][62]，但如何提高民营企业绿色创新意愿和绿色创新能力是影响绿色创新的关键因素。国有资本参股为帮助民营企业摆脱绿色创新困境提供了良好机遇。在国家“鼓励国有资本以多种方式入股非国有企业”的方针指引下，国有资本参股民营企业现象已愈发普遍。国有资本常被用于服务国家重大战略目标，兼具保值增值的基本经济目标和推动企业绿色发展的生态治理目标。因此，国有资本在运作过程中可能会重点考虑绿色发展与绿色治理问题，尤其在参股民营企业的过程中可能会表现出绿色治理的倾向。例如，2018年以来，国有资本入股东方园林、神雾集团等环保领域民营企业，在实现优势互补及纾困的基础上，也表现出对于绿色发展的考虑。那么，国有资本参股民营企业是否能够将国家的绿色发展逻辑融入企业的投资决策中，以及如何发挥国有资本参股绿色的职能价值，从而提高民营企业绿色创新水平，亟须更多的研究关注。因此，本文基于国有资本职能体现，探究国有资本参股对民营企业绿色创新的影响及作用机理，为促进民营企业绿色发展和国家生态文明建设提供理论依据和经验借鉴。

本文的研究贡献主要体现在以下三个方面：第一，以国资参股民营企业为背景，丰富了企业绿色创新影响因素领域的研究。现有文献多从公司客户、证券分析师、媒体监督与公众监督等利益相关者的视角分析影响企业绿色创新的因素(He et al.，2022；李万利等，2023；罗进辉和巫奕龙，2023)[11][35][43]，却鲜有文献关注国资参股对民营企业绿色创新的潜在影响。国有股东同样是公司重要的利益相关者，在引导民营企业实现绿色发展方面具有更强的激励与优势。因此，本文以国资参股现象为研究视角，讨论了国资参股对民营企业绿色创新的影响，丰富了我国民营企业绿色创新影响因素的相关研究。

第二，以经济高质量发展背景下如何引导民营企业绿色创新为研究视角，拓展了对国有资本功能价值的认知。现有文献发现，国有资本能够发挥金融稳定器功能(Rosa and Pérard，2010)[18]，缓解民营企业委托代理问题，提升公司内部治理水平(Boubakri et al.，2016；郝阳和龚六堂，2017；罗宏和秦际栋，2019)[4][28][42]，但鲜有文献关注国有资本在引导外部监督和改善公司内部治理方面的外部性作用。本文发现，国资参股的公司往往会受到更多证券分析师的关注，促使企业受到更多外部的监督，倒逼企业进行绿色创新。本文的发现增进了对国有资本特性的认知，为未来更好促进国资功能价值发挥提供新的思路。

第三，从国资参股民营企业的实践出发，在理论层面进一步明确了新时期国有资本的功能和定位。目前，我国仍处于转型发展关键阶段，企业高质量发展需要完善的内外部制度环境保障。然而，企业内外部监督机制的不完善与金融发展的不充分导致企业仍然难以有效实现绿色转型。而国有资本的存在则弥补了制度发展不完善条件下的治理缺失问题，发挥了替代性制度的作用，为国家绿色发展战略理念在民营企业中落地生根找到一条新的路径。同时，本文的研究结论也进一步印证了国有资本能够成为国家经济治理体系的重要政策工具，为经济高质量转型发展提供支撑。

二、文献回顾与研究假设

(一)企业绿色创新文献回顾

企业绿色发展是实现经济高质量发展的重要方向，推进企业绿色创新是促进企业绿色发展的重要基础。绿色创新不仅有利于经济发展与环境保护的和谐共进(王培鑫和吕长江，2023)[53]，还有利于提升企业的竞争力(Chen，2008)[9]、增强企业应对危机的能力(Aristei and Gallo，2023)[2]，最终实现企业的价值创造(方先明和那晋领，2020)[27]。然而，如何有效提升企业的绿色创新水平成为当前亟待解决的难题。现有文献主要从企业外部治理、企业内部治理与资源环境等视角对企业绿色创新的影响因素展开讨论。

首先，外部治理观主要从政策驱动、市场驱动与其他利益相关者约束等多个角度出发，对影响企业绿色创新的外部因素进行讨论。其一，在政策驱动方面，政府补贴、环保补助和降低税负及其他金融支持政策等从正向激励企业进行绿色创新(Xu et al.，2023；Tan et al.，2022；Xiang et al.，2022；丁杰等，2022；王馨和王营，2021；王永贵和李霞，2023)[21][19][20][26][54][57]；而政府制定的相关外部环境规制政策，能够通过对企业施加污染处罚的压力，倒逼企业进行绿色创新(代昀昊等，2023；唐礼智等，2022；邓玉萍等，2021；陶锋等，2021)[24][49][25][50]。其二，在市场驱动方面，ESG评级发布冲击、二氧化硫排放交易试点及环境标志认证(ELC)等为代表的软监管环境的提升，会通过企业的市场迎合偏好等效应间接促进企业的绿色创新(史丹和李少林，2020；齐绍洲等，2018；Peng et al.，2021；Ren et al.，2022；刘柏等，2022)[47][45][16][17][37]；另外，企业也会因行业内同群效应，出于趋利避害的压力而提高绿色创新水平。在利益相关者约束方面，客户压力、投资者关注、媒体监督与公众监督都能作为一种正式制度的辅助影响企业的绿色行为，促进企业的绿色创新(He et al.，2022；李万利等，2023；罗进辉和巫奕龙，2023)[11][35][43]。在当前互联网高度发达的时代，利益相关者的外部关注与监督在影响企业绿色治理与绿色创新决策方面的作用愈发凸显，证券分析师的关注与报道更是成为约束公司行为的重要外部力量。

其次，内部治理观则主要从企业内部的委托代理关系与企业文化等角度出发，对影响企业绿色创新的内部因素进行讨论。绿色创新是一种兼具经济性和社会性的创新活动，需要公司良好的内部治理环境支撑(徐建中等，2017；王永贵和李霞，2023)[60][57]，现有研究多从企业特征和高管特征等角度分析企业绿色创新的微观影响因素。一方面，基于代理理论，由于企业所有权和经营权的分离，企业在技术创新决策中可能受到机会主义行为和管理者短视行为的阻碍(周杰和薛有志，2008)[64]。较高的公司内部治理水平能有效缓解代理问题对企业战略决策的干扰(尤其是企业选择长期可持续发展的绿色创新决策时)，提高企业绿色创新效率(Amore and Bennedsen，2016)[1]。另一方面，良好的绿色企业文化与高管的环保意识对于增强企业的绿色创新意愿至关重要，企业环境伦理更是对绿色创新产生正向影响(Chang，2011)[7]，尤其在公司社会责任承担方面，企业文化发挥了积极的指导和约束作用，提高了公司的社会意识(靳小翠，2017)[33]。

最后，现有研究表明，企业的内外部资源对企业提升绿色创新水平具有积极影响(Hua et al.，2023；Cecere et al.，2020；王旭和褚旭，2019)[13][6][55]，资源丰富的企业更愿意在绿色创新活动方面投入更多的人力、物力和资金(Berrone et al.，2013)[3]，并且规模越大、外部融资能力越强的企业绿色技术创新水平也往往越高(王旭和褚旭，2019)[55]。部分研究则重点关注了外部经济金融环境对企业绿色创新的影响，如绿色金融的发展通过对企业融资约束、信息不对称的缓解以强化对企业的环境创新的影响(Zhou et al.，2023)[22]。

综上，关于企业绿色创新影响的文献多集中于对外部治理环境、企业内部治理环境及对企业融资约束和风险的讨论。然而，在我国制度背景下，国有股权网络作为一种特殊的制度安排，在企业绿色创新行为这一重要公司治理领域的作用却鲜少得到关注。

(二)国有资本参股与民营企业绿色创新

民营企业是经济发展和环境治理的重要微观主体，激励民营企业绿色创新行为成为政府实现环境治理和经济高质量发展的重要方式。然而，在民营企业绿色创新决策时，缺乏绿色创新意愿和绿色创新能力不足成为制约民营企业绿色创新行为的关键因素。首先，尽管绿色创新现在已经成为企业可持续发展的必要手段之一，但在实践中民营企业还是更加偏重于短期内实现业务的增长和利润的提高，民营企业缺乏绿色创新动力(Amore and Bennedsen，2016)[1]。这与民营企业公司治理机制不完善、绿色创新理念不足以及外部监管环境发展不充分有关。其次，绿色创新需要依托先进的技术和专业的知识体系，而大多数民营企业缺乏这方面的能力和资源，在绿色创新方面的效果并不理想(Berrone et al.，2013)[3]。虽然现有文献也指出，可通过外部惩罚型环境规制倒逼企业绿色创新(Berrone et al.，2013；李青原和肖泽华，2020；刘金科和肖翊阳，2022)[3][34][40]，或通过绿色创新补贴等支持性政策缓解企业绿色创新融资难等问题(Hu et al.，2023；Xiang et al.，2022；解学梅等，2020；杨晓辉和游达明，2022)[12][20][32][61]，但由于代理问题和投资风险问题的存在，在实践中民营企业绿色创新水平仍然较低。此时，国有资本参股可以成为一种有效的手段，推动民营企业在绿色创新方面取得更好发展。

国有产权是一种具有非经济属性的特殊产权存在形式(Rosa and Pérard，2010)[18]，是政府实现经济治理的重要政策工具，运用国有资本股权来实现政府发展目标已逐渐成为国家经济治理体系中的重要方式。此外，随着环境绩效逐渐被纳入政府绩效考核范畴(王红建等，2017)[52]，并且直接影响到地方官员的政治晋升(罗党论和赖再洪，2016)[41]，地方政府也有动机通过国有资本等政策工具实现经济绿色高质量发展。因此，从国有资本的功能性质看，促进绿色治理属于国有资本运作的重要目标之一；从国有资本的运作者政府的角度看，也具有运用国有资本工具实现绿色治理的激励与潜在可能性。国有资本参股民营企业是一种政府引导民营企业发展的方式，在国有资本参股民营企业后，一方面能够通过影响企业的内外部监督治理环境，引导其加大对绿色创新的投入；另一方面也可以通过资源支持效应，使民营企业获得更多资源来进行绿色创新，最终促使民营企业绿色创新水平得到提升。

国有资本参股能够通过有效发挥内部治理作用以提升民营企业绿色创新意愿。一方面，国有资产管理部门不仅能够参与所参股企业的公司治理过程，而且能够定期对国有权益进行清查，提高民营企业所面临的监督强度，促进民营企业规范自身行为。政府持股有助于加强公司的信息披露和公司透明度，有效提升公司治理水平(Cannizzaro and Weiner，2018；Chen et al.，2018)[5][8]。另一方面，公司文化也是内部治理的一种体现，国资参股是两种性质产权公司文化协调交融的过程。国资参股有助于把国有企业的文化理念带入民营企业，尤其在政府环境激励目标影响下，更有可能通过国有资本将环保意识和绿色文化引入民营企业的发展，这将有效提升民营企业的绿色创新理念和意识。

国有资本参股也能够通过增强民营企业所面临的外部监督压力以增强民营企业绿色创新意愿。国有资本作为政府形象的代表，天然受到更多社会公众的关注，国有资本参股民营企业的混合所有制改革项目作为资本市场上的重大事件之一，会吸引更多分析师对其进行跟踪(何德旭等，2022)[29]。并且国有资本的参股事件多与民营企业内部治理出现问题、环境保护等重要经济与社会问题紧密联系。因此，国有资本参股民营企业会引起证券分析师等对企业绿色治理的关注，强化外部投资者及公众关注压力，促进民营企业的绿色创新。

国有资本参股对民营企业的“信誉背书”有助于民营企业获得更多绿色创新资源支持，从而提升民营企业绿色创新能力。民营企业普遍面临着更为突出的融资约束(魏志华等，2014)[58]，财务资金的约束导致民营企业可能陷入不能绿色创新、也不敢实施绿色创新的困境。国有资本参股能够有效缓解民营企业的融资约束及风险承担问题。国有资本参股可以助力民营企业获取更多的社会资源和政策福利，如信贷资金支持、政府补贴和限制性行业的准入资格(强皓凡等，2021；周亚拿等，2022)[46][66]，有助于减轻民营企业在研发创新时的资金投入压力。此外，国有资本参股相当于为民营企业提供了一项声誉担保或信用背书，可以向外界传递积极信号，吸引更多外部投资者的加入，在一定程度上缓解民营企业因产权性质而遭遇的信贷歧视和融资约束(Khwaja and Mian，2005)[14]。

国有资本参股能够通过缓释企业绿色创新投资风险，进而提高民营企业绿色创新能力。财务资源约束条件下民营企业的高风险厌恶特性会阻碍民营企业绿色创新动力。在企业面临较高经营不确定性和风险承担水平时，民营企业往往会选择减少创新等风险性投资活动的支出。国有资本参股能够有效缓释企业面临的绿色创新不确定投资风险。一方面，政府通过国有资本使得民营企业更好地理解政策、更有效地向企业传递外部经济风险信号，从而帮助民营企业减少外部环境不确定性带来的风险，为民营企业绿色创新决策提供支持；另一方面，当外部环境对民营企业绿色创新产生不利冲击时，国有资本能够使民营企业更容易得到政府的救助(Faccio et al.，2006)[10]，降低企业的风险水平和所面临的财务困境成本，增加民营企业对绿色创新的风险容忍度。因此，国有资本参股能够缓释民营企业绿色创新投资的不确定性风险冲击，提高绿色创新投资的风险承担能力，进而促进民营企业加大绿色创新投入。基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：国有资本参股能够促进民营企业绿色创新。

基于本文理论分析，国有资本参股影响民营企业绿色创新的作用机制如图1所示。

三、研究设计

(一)数据来源与样本处理

鉴于我国在2007年开始实施新的企业会计准则，为保证各年度数据统计方法的可比性和一致性，本文选取2007—2021年沪深A股民营上市公司作为研究对象。本文对样本的主要筛选规则如下：(1)由于行业的特殊性，剔除属于金融行业的公司(以证监会一级行业指标为准)；(2)剔除ST、ST*和PT的公司；(3)剔除资产负债率高于1的公司；(4)剔除2007—2021年模型所需数据存在缺失值的公司；(5)剔除单个国有股东持股比例大于50%的公司。本文的数据来源主要有：(1)上市公司实际控制人、股东性质和持股比例、财务数据以及其他与公司治理相关的数据均来源于国泰安(CSMAR)数据库；(2)绿色专利相关数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库。最终，本文得到来自2,136家民营企业的16,427个观测值。为消除极端值的影响，本文对所有的连续型变量都进行了上下1%的缩尾处理，以避免极端值对研究结果的影响。

(二)模型构建与变量选取

为了检验国有资本参股对民营企业绿色创新的影响，本文建立实证模型如下：

其中，各变量的下标i和t分别代表样本公司和所处年份，μi和γt分别表示公司固定效应和年份固定效应，εi,t为随机扰动项。考虑到民营企业进行绿色创新过程中获取绿色专利存在一定的时滞性，以及潜在的内生性问题，本文将解释变量和所有控制变量做滞后一期处理。具体的变量说明如下：

1.被解释变量

本文采用绿色专利申请数量加1后取自然对数来表示民营企业的绿色创新(Gin)，数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库。对绿色专利的具体识别方法为：从国家知识产权局获得A股民营上市公司相关专利的国际专利分类号信息，并将其与2010年WIPO发布的“国际专利分类绿色清单”进行匹配，如果专利分类号在该范围内，那么就将其认定为绿色专利，反之则为非绿色专利。绿色创新衡量指标和绿色专利的识别在已有文献中得到广泛应用(李青原和肖泽华，2020；陶锋等，2021)[34][50]。

2.解释变量

参考王彩萍等(2022)[51]的做法，本文将民营企业前十大股东中国有股东的持股比例之和作为国有资本参股水平(Stater)的衡量指标。具体做法如下：手工收集民营企业前十大股东的性质和持股比例，并将其中股东性质为“国家”和“国有法人”的股东定义为国有股东，计算前十大股东中国有股东的持股比例，以此衡量国有资本参股水平。

3.控制变量

参考现有文献的做法(王馨和王营，2021)[54]，本文将在实证检验中引入以下三类控制变量：一是基本特征控制变量，包括公司规模(Size)、公司年龄(Age)、公司成长性(Mb)；二是财务特征控制变量，包括资产负债率(Lev)、资产回报率(Roa)、现金比率(Cash)；三是治理特征控制变量，包括股权集中度(Top1)、两职合一(Dual)、女性董事(FD)。另外，本文还进一步控制了年份固定效应和公司固定效应。

具体变量定义见表1。

表1 主要变量定义

表2是主要变量的描述性统计结果。绿色创新(Gin)平均值为0.828，标准差为1.105，表明民营企业的绿色创新水平存在较大差异，且整体的绿色创新水平较低。国有资本参股水平(Stater)的平均值为2%，标准差为0.04，说明民营企业大股东中国有资本参股比重并不高，国有资本参股民营企业的总体程度较低。

表2 变量的描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)基准回归

表3报告了国有资本参股对民营企业绿色创新影响的回归结果。第(1)～(3)列依次控制不同层级的固定效应，并加入相关控制变量，国有资本参股水平(Stater)的回归系数均在1%水平下显著为正，表明国有资本参股能够显著促进民营企业的绿色创新水平。经济意义方面，在第(3)列中，国有资本参股比例每增加1%，民营企业绿色创新专利申请数增加比例为1.77%。综上假设H1得到了证明。

表3 基准回归结果

(二)机制检验

基于前文理论分析，民营企业的绿色创新意愿是推进绿色创新行为的关键所在，国有资本参股能够通过提升民营企业的绿色创新意愿，进而显著提高民营企业的绿色创新水平。民营企业的内部治理和外部监督压力能够很好地反映出民营企业的绿色创新意愿。内部治理能够降低委托代理问题对绿色创新决策的负向影响，例如企业内部设有绿色创新相关的岗位职责和激励机制，管理层更加关注企业长期社会责任承担目标等等。国有资本参股可以完善企业内部治理方式，缓解委托代理问题，特别是对绿色创新方面的内部治理机制架构的改善，将绿色创新纳入民营企业经营决策战略。国有企业的参股投资受到社会和市场的关注和监督，增加了民营企业外部监督压力，促使民营企业更加关注环境责任承担，从而在绿色创新方面做出更多的投入和努力。另外，外部监督压力也使得民营企业为树立起良好的企业形象和支撑品牌形象，提高绿色创新意愿、推动绿色创新行为。因此，本文分别从企业内部治理和外部监督压力两个方面，探讨国有资本参股的绿色创新意愿作用机制。

参考周茜等(2020)[65]的研究，本文使用激励机制、监督机制和总经理决策权三个维度的7个因素进行主成分分析，构建了公司内部治理指数(Govidx)作为企业内部治理的代理变量进行检验。参考黄志宏等(2022)[30]的研究，采用当年内对上市公司发布过盈余预测的分析师人数加1取自然对数，得到民营企业分析师关注度(Analyst)，来衡量民营企业所面临的外部监督压力。

表4报告了绿色创新意愿机制的检验结果。第(1)(2)列为民营企业内部治理的中介机制检验结果，第(3)(4)列为外部监督压力的中介机制检验结果。第(1)(2)列表明，国有资本参股能够显著提高民营企业的内部治理水平，将国有资本参股水平和公司内部治理同时纳入回归，国有资本参股水平的回归系数仍显著为正，但相较于基准回归有所下降。这表明国有资本参股通过提高民营企业的公司治理水平，缓解代理问题，从而促进民营企业绿色创新。第(3)(4)列表明，国有资本参股能够显著增加民营企业的外部监督压力，将国有资本参股水平和外部监督压力同时纳入回归，国有资本参股水平的回归系数仍显著为正，但相较于基准回归有所下降。这表明国有资本参股通过吸引更多的分析师关注，增加民营企业所面临的外部监督压力，从而倒逼其加大在绿色创新方面的投入力度。以上结果显示，国有资本参股能够提高民营企业内部治理水平和外部监督压力，增加民营企业绿色创新意愿，进而促进民营企业绿色创新。

表4 提高绿色创新意愿机制检验

在前文理论分析中，民营企业在绿色创新过程中缺乏足够的资金和风险管理措施，面临着资金不足、投资周期长和不确定性风险大等问题，从而制约了企业的绿色创新能力。本文进一步检验了国有资本参股能够有效的缓解民营企业融资约束和增加民营企业风险缓释能力，提高民营企业绿色创新能力。本文使用SA指数来衡量民营企业所面临的融资约束(SA)；参考谭劲松等(2022)[48]的研究，使用民营企业在观测时间段内(t至t+2年)的ROA波动率来衡量企业投资风险(Risk)。

表5报告了绿色创新能力机制的检验结果，第(1)(2)列为民营企业融资约束的中介机制检验结果，第(3)(4)列为风险缓释的中介机制检验结果。第(1)(2)列表明，国有资本参股能够显著降低民营企业的融资约束，从而促进民营绿色创新。第(3)(4)列表明，国有资本参股能够显著降低民营企业的投资风险，从而促进民营企业绿色创新。以上结果显示，国有资本参股降低了民营企业的融资约束和投资风险，为民营企业提供良好的资源保障，帮助民营企业摆脱绿色创新能力不足的困境，促进民营企业绿色创新。

表5 提高绿色创新能力机制检验

此外，考虑到对中介效应的因果估计过程中，估计方程模型间的误差不相关假设和外生性假设条件(Lennox and Payne-Mann，2023)[15]，本文进一步使用通径分析估计作为计量估计方法，以此解决OLS回归分析中无法进行多中介变量检验等相关问题。在通径分析中，解释变量和因变量之间的因果效应包括两个变量间的直接因果效应，以及通过中介变量的间接因果效应。本文采用Stata软件中的结构方程模型命令SEM，并使用最大似然估计法进行估计参数迭代，从而得到通径模型估计系数。在结构方程检验(SEM)前，本文对模型本身的合理性进行了评价。首先，平均概率误根系数(RMSEA)为0.067，接近0.05，表明模型不受样本量与模型复杂度的影响；其次，标准化残差(SRMR)为0.011，小于临界值0.08，符合标准化模型整体残差的特征描述；最后，相对拟合指数(CFI)为0.979，大于0.95，说明模型可改善的空间较小。

表6为通径分析的结构化方程估计结果。其中，Panel B首先报告了解释变量对各中介变量的影响，各系数值均在5%水平下显著，表明解释变量(Stater)对各中介变量均有显著性影响；Panel A报告了各中介变量的通径系数和解释变量的直接效应系数，各系数值均在5%水平下显著，表明解释变量(Stater)通过中介变量作用路径影响因变量(Gin)均存在实质性作用。

表6 中介效应的通径分析

(三)稳健性检验

1.替换关键性变量的衡量指标

本文参考李青原和肖泽华(2020)[34]的研究，采用t-1期的绿色专利数加1后的自然对数(Gin2)来衡量民营企业绿色创新(解释变量和被解释变量为同期，均为t-1期)，并对基准回归模型重新进行检验，结果如表7第(1)列所示。在更改被解释变量后，国有资本参股水平(Stater)对民营企业绿色创新(Gin2)的影响系数仍显著为正。

表7 替换被解释变量与更改样本区间

更进一步地，考虑到绿色创新的时间敏感性，本文将基准回归中第t期的绿色专利申请量替换为第t+1期的绿色专利申请量重新进行检验(解释变量为t-1期，被解释变量为t+1期)，回归结果如表7第(2)列所示。国有资本参股水平(Stater)对民营企业第t+1期绿色创新(F.Gin)的影响系数在1%水平下显著为正，说明国有资本参股对民营企业绿色创新的影响在时间上具有持续性。

参考刘惠好和焦文妞(2022)[38]的研究，本文使用国有资本制衡度作为国有资本参股的代理变量，重新对基准回归模型进行检验。其中，国有资本制衡度(Stateb)为民营企业前十大股东中国有股东持股数量与控股股东持股数量的比值。回归结果如表7第(3)列所示，国有资本制衡度(Stateb)对民营企业绿色创新(Gin)的影响系数显著为正，研究结论依然稳健。

2.更改样本区间

2013年随着国企改革进入新的发展阶段，国有资本的目标与任务也随之发生了新的变化，因此，本文将剔除2013年以前的样本，以检验在外部制度环境得到改善的情况下，国有资本参股对民营企业绿色创新的促进作用是否仍然存在。表7第(4)(5)列的回归结果显示，无论是否引入控制变量，国有资本参股水平(Stater)对民营企业绿色创新(Gin)的影响系数均显著为正，表明本文的结论具有稳健性。

3.内生性检验

(1)倾向得分匹配(PSM)

国有资本是否参股民营企业可能由企业某些具体的可观测特征所决定。对数据实证研究过程中可能出现选择性偏差问题(selection effect)，本文使用邻域匹配方法(K=4，半径为0.05)进行倾向得分匹配(PSM)稳健性检验，以此克服国有资本参股的民营企业与未参股的民营企业之间的系统性差异对企业绿色创新的影响偏误。

使用PSM重新估计回归结果前，本文首先报告了根据协变量的匹配效果。如图2所示，匹配前代表变量的点远离标准误为0的竖线，表明协变量之间存在较大差异，匹配后的大多数点靠近竖线，表明协变量之间不存在显著差异，使用PSM重新检验实证结果是合理的。

图2 实验组和处理组匹配前后的标准偏误(%)

表8第(1)(2)列报告了PSM检验的回归结果。对协变量重新匹配后，无论是否加入控制变量，国有资本参股水平(Stater)对民营企业绿色创新(Gin)的影响系数均在1%水平下显著为正，说明国有资本参股促进民营企业绿色创新的结论仍然成立，与基准检验的结果保持一致。

表8 内生性检验

(2)工具变量法(IV)

为进一步缓解可能存在反向因果的问题，本文借鉴罗宏和秦际栋(2019)[42]的研究，选择样本公司同一地区和行业的国有资本参股平均值(Ave_Stater)作为工具变量，其合理性在于：同地区和同行业内的国有资本参股水平与该民营企业的国有资本参股水平可能相关，但其不会直接影响民营企业在绿色创新投入方面的决策。工具变量和两阶段最小二乘法(2SLS)的回归结果如表8第(3)(4)列所示：第一阶段的F值为123.97，大于经验值10，且工具变量(Ave_Stater)的系数在1%水平下显著为正，说明本文选取的工具变量是有效的。此外，第二阶段的回归结果显示，重新估计的国有资本参股水平(Stater)会显著提高民营企业绿色创新(Gin)，与前文的结论保持一致。

(3)Heckman两步法

国有资本参股民营企业可能并不是随机产生的结果，而是在综合考虑民营企业的多重特征或国有资本自身实际需求后的一种自选择行为。本文采用Heckman两步法将样本选择偏差的调整项纳入回归模型中，以控制由于自选择效应所引起的估计偏误。在第一阶段，选择样本年度民营企业同地区同行业的国有股东持股比例平均值(Ave_Stater)作为排他性约束变量。表8第(5)列的Probit回归结果显示，工具变量(Ave_Stater)对国有资本参股水平(Stater)的影响系数在1%水平下显著为正。在第二阶段，将样本选择偏差的调整项逆米尔斯比率纳入回归模型中，表8第(6)列显示，逆米尔斯比率(IMR)对民营企业绿色创新(Gin)没有显著的影响，表明本文所选取的样本不存在严重的自选择问题；同时国有资本参股水平(Stater)对民营企业绿色创新(Gin)的影响系数显著为正，表明在控制了样本自选择偏误的情况下，本文的结论依旧是稳健的。

(4)多期双重差分模型

此外，本文还参考郑建明等(2018)[63]的研究，选择多期双重差分模型(DID)来进一步克服内生性问题：通过实验组(treatment group)和对照组(control group)对国有资本参股民营企业战略前后进行两次差分，有效地消除个体之间的内在差异以及与实验组无关的时间趋势导致的偏误，可得到国有资本参股对民营企业绿色创新的“净效应”。据此，本文构建如下双重差分模型来检验国有资本参股如何影响民营企业绿色创新：

其中，du为个体虚拟变量，du=1表示样本期间内进行国有资本参股的企业的组别，du=0表示一直未进行国有资本参股的组别。进一步设置时期虚拟变量dt，如果公司当年和之后年份发生国有资本参股则将dt赋值为1，否则为0。其中，β2体现了国有资本参股前后民营企业绿色创新的变化，是本文关键变量的待估参数。本文还控制了企业层面的财务变量、年份固定效应和企业固定效应。

采用多期DID模型重新估计前，本文采用事件研究法对平行趋势进行检验，从统计意义上准确判断国有资本是否参股的事前和事后趋势变化是否存在显著差异。本文以国有资本参股的前一期作为基期，民营企业绿色创新的平行趋势检验结果(见图3)表明，在国有资本参股后，民营企业绿色创新显著上升，并且在国有资本参股后3年中依旧显著区别于0，国有资本参股对民营企业绿色创新具有动态效应和持续性的促进作用。

图3 国资参股对民营企业绿色创新影响的平行趋势

表9报告了基于双重差分法检验的实证结果。本文以国有资本参数比重Stater＞0和Stater＞10%分别定义国有资本是否参股的虚拟变量du1和du2。第(1)(2)列分别报告了对两种国有资本参股虚拟变量定义下的回归结果，du1×dt和du2×dt的回归系数都显著为正，表明国有资本参股民营企业后，民营企业的绿色创新水平有显著提升。上述的回归结果表明，进一步采用双重差分克服可能存在的内生性问题后，国有资本参股所带来的民营企业绿色创新水平增加。由此可以发现，经过多重的稳健性检验和内生性处理，本文的核心结论依旧保持着高度一致性。

表9 多期双重差分模型检验

五、异质性分析

前文的回归结果为国有资本参股提高民营企业绿色创新水平提供了诸多经验证据，并且检验了通过绿色创新意愿和绿色创新能力渠道的影响机制。但对于在不同的内外部环境下的影响是否存在差异仍需进一步讨论。鉴于此，本文从国有资本参股动机和激励两个维度，对国有资本来源地、国有控制层级、区域环境规制强度和高管薪酬潜力四个方面进行异质性分析。

(一)国有资本来源地异质性

国有资本参股对民营企业绿色创新的促进作用，可能受到参股双方来源地异同的影响。首先，相比于异地国有资本，本地国有资本会将更多的资源向当地的民营企业倾斜，国有资本能够更好地帮助民营企业拓宽融资渠道，降低资金成本。其次，本地国有资本与民营企业之间的交流成本更低、沟通更加便捷，且本地国有资本能更好地参与到企业的投资决策中，在监督控股股东、强化环保意识和传递发展理念等方面发挥的作用也更为凸显(王彩萍等，2022)[51]。另外，本地国有资本与民营企业之间往往具有相似的文化背景，这有利于增进双方间的信任并形成紧密联系，从而促使民营企业在制定投资决策时兼顾当地的环境发展目标，提高绿色创新意愿。因此，本文认为，相比于异地国有资本，来源于本地的国有资本推动民营企业绿色创新的动机较强，对民营企业绿色创新的促进作用可能更加显著。

本文按照参股双方所在省份来区分国有资本的来源地，如果民营企业当年的国有股东中至少有一家与该民营企业来源于同一省份，则将其定义为本地国有资本组，否则定义为异地国有资本组。分组回归的结果如表10第(1)(2)列所示：异地国有资本参股和本地国有资本参股的回归系数都显著为正。同时，比较系数的组间差异发现，两组样本中国有资本参股水平的系数在1%水平下存在显著差异(p=0.000)。相比于异地的国有资本，来源于本地的国有资本对民营企业的绿色创新促进作用更加显著，验证了上文的理论分析。

表10 异质性分组检验

(二)区域环境规制强度异质性

政府作为区域环境规制政策的制定者和执行者，直接或间接地参与企业环保行为，推动并监督着企业绿色转型。国有资本作为政府与企业之间的关联纽带，在推动民营企业绿色行为的动机上也会存在差异。在环境规制越强的地区，政府部门对企业绿色行为的关注度也会越大，在“政企关联”的传导链下，国有资本帮助政府部门推动民营企业绿色创新的动机会越强。因此，本文认为在环境规制较强的地区，国有资本推动民营企业绿色创新的动机较强，对民营企业绿色创新水平的促进作用更加显著。

本文参考肖仁桥等(2022)[59]的研究，采用各地区排污费与工业GDP的比值来衡量环境规制强度。由于我国自2018年开始征收环保税，因此2007—2017年的数据是基于各省份缴纳的排污费，而2018—2021年的数据则用环保税替代各省份的排污费，数据来自《中国环境统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。本文以各地区排污费与工业GDP比值的中位数为基准，将样本分为环境规制较弱组和环境规制较强组，表10第(3)(4)列显示了该分组回归的结果。在环境规制较强和较弱的地区，国有资本参股都显著提升了民营企业绿色创新水平。比较系数的组间差异发现，国有资本参股水平的系数在1%水平下存在显著差异(p=0.000)。在环境规制较强的地区，国有资本有更强的动机去推动民营企业绿色发展，国有资本参股能够更好地推动民营企业开展绿色创新活动，验证了上文的理论分析。

(三)国有资本控制层级异质性

已有研究发现民营企业的相关表现会受到国有资本控制层级的差异化影响(王彩萍等, 2022)[51]。相比于中央国有资本，政府会更加依赖于地方国有资本来推进地区经济增长、承担社会责任和实现相关的政策性目标，因此地方国有资本能够更好地凭借政府隐性担保而发挥资源优势，增加民营企业绿色创新的可用资源。此外，相比于中央国有资本，地方国有资本的控制链条相对更短，控制能力更强，因此其更容易也更愿意参与民营企业的内部治理。地方国有资本通过委派国有高管董事、设置决策否决权等方式对民营企业的治理结构进行优化，抑制大股东的自利行为，使民营企业更加注重自身的可持续发展，从而促进民营绿色创新。因此，本文认为，相比于中央国有资本，地方国有资本对民营企业绿色发展的激励会更强，对民营企业绿色创新的促进作用更大。

本文参考王彩萍等(2022)[51]的研究，利用国有资本最终实际控制人的相关信息来定义其所属的控制层级，若民营企业当年的国有股东中至少存在一家中央企业，则将国有资本控制层级定义为中央国有资本组，否则将其定义为地方国有资本组。分组回归的结果如表10第(5)(6)列所示：在中央国有资本组中，国有资本参股水平对民营企业绿色创新并没有显著影响；而在地方国有资本组中，国有资本参股水平的回归系数显著为正。同时，比较系数的组间差异发现，两组样本中国有资本参股水平的系数在5%水平下存在显著差异(p=0.000)，地方国有资本在提高民营企业绿色创新能力方面发挥了主要作用，与上文的理论分析一致。

(四)高管薪酬异质性

薪酬激励被视为影响企业高管战略经营决策的重要因素，高额的薪酬水平意味着员工将获得更高的回报，并且更有动力投入到工作尤其是创造性和创新性的工作中。因此，当企业高管团队认为绿色创新有助于实现个人和组织目标时，民营企业更有动力在绿色创新方面展现出更高的表现。两权分离制度下，企业高管成为企业绿色创新投资决策的主要决策者，强化管理层薪酬激励能够提高企业战略投资风险承担意愿。国有资本参股后的“政府背书”能够强化民营企业高管薪酬激励(李鑫等，2022)[36]，提高民营企业绿色创新意愿。因此，本文以行业高级管理人员薪酬总额的均值为基准，将高于该均值的行业划分为薪酬激励较高组，低于该均值的行业划分为薪酬激励较低组，表10第(7)(8)列显示了该分组回归的结果。两组国有资本参股均显著促进了民营企业绿色创新水平提升，但比较系数的组间差异发现，两组样本中国有资本参股水平的系数在1%水平下存在显著差异(p=0.000)。其中薪酬激励高的企业中，国有资本参股更好地激发民营企业管理层的绿色创新意愿，更大程度促进了企业绿色创新活动，验证了上文的理论分析。

六、结论与启示

随着生态文明建设与绿色发展理念的不断深化，如何促进企业提高绿色创新水平成为实现新时代高质量发展的关键问题。本文以2007—2021年沪深两市的A股民营上市公司为研究样本，研究了国资参股对民营企业绿色创新的影响。研究发现：(1)国有资本参股显著提高了民营企业绿色创新水平。这一结论在经过一系列敏感性测试，以及倾向得分匹配法PSM、工具变量法、Heckman两步法及多时期DID等内生性检验后仍然成立。(2)作用机制的检验结果表明，国有资本参股通过提高民营企业绿色创新意愿和绿色创新能力，进而提高民营企业绿色创新水平。具体而言，国有资本参股通过改善民营企业的内部治理水平和增加外部市场监督，进而提高民营企业绿色创新发展意愿；国有资本通过缓解企业的融资约束和增加企业的风险承担水平，进而提升民营企业的绿色创新能力。(3)进一步分析中，本文分别从国有资本参股动机及民营企业薪酬激励两个方面分析了国资参股的异质性影响。对前者而言，来源于本地以及环境规制较强地区的国资参股对促进民营企业绿色创新的提升程度更大。对后者而言，地方国资参股对民营企业绿色创新所产生的提升程度更大；国资参股的民企中，高管薪酬激励程度越大，绿色创新水平越高。

基于前述结论，本文提出以下政策启示：

第一，通过国有资本参股的方式引导民营企业特别是重污染企业推进绿色创新、实现绿色发展转型。民营企业绿色创新发展是我国高质量发展的不可或缺的重要组成部分。本文发现，国有资本参股能够成为联结政府与市场的重要纽带，有效实现政府绿色治理逻辑的嵌入，促进民营企业的绿色创新。因此，在我国推进高质量发展过程中，建议引导鼓励民营企业，以混合所有制改革为契机，引进国有资本助力企业转型、实现绿色可持续发展。

第二，在引进国资参股推进绿色创新过程中，民营企业应充分考虑参股主体和自身特征的差异性。本文发现，不同来源地和行政级别的国有资本参股对民营企业绿色创新呈现差异化影响，并且对不同环境规制强度区域和薪酬激励水平的民营企业绿色创新的作用效果也存在不同。鉴于此，民营企业在引进国有资本推进绿色创新过程中，一方面应重点关注本地和地方层级国有资本股东，以减少混改过程中的交易成本，提高国有资本配置效率，更好地推动绿色创新发展；另一方面要重点关注所处区域环境规制发展导向，促使国有资本参股，与其形成共同促进企业绿色创新发展的合力，并鼓励国有资本从形式上的参股，走向深度混改，以推动民营企业薪酬激励等措施进一步深化为其绿色创新提供内生动力。

第三，应当重视国有资本在不完善制度环境下的作用，放大国有资本参股投资民营企业的功能效应。本文发现，国有资本参股能显著提高民营企业的内外部治理效应和降低融资约束与投资风险。国有资本作为政府政策工具之一，兼具经济与非经济二元目标，在民营企业公司治理、战略决策中发挥积极作用，不仅促进了民营企业绿色创新发展，同时充分演绎替代性制度逻辑，形成推进民营企业全方面实现高质量发展的重要引力和动力，有效放大国有资本功能。■