国企混改、绿色金融与企业绿色技术创新

韩忠雪,何 露

(湖北工业大学 a.经济与管理学院;b.湖北循环经济发展研究中心,武汉 430068)

引 言

实现低碳发展、绿色发展是国家的重大战略决策,而绿色技术创新是实现低碳经济和绿色可持续发展的关键。绿色技术创新以技术进步为驱动力,通过降低生产过程中有害物质排放,生产出绿色产品来实现保护环境与经济增长的双重目的。关于绿色技术创新的研究,众多学者取得了一系列研究成果,他们主要从宏观层面的环境规制[1-2]、环境政策[3],中观层面的市场化程度[4]、行业竞争[5],微观层面的企业研发投入[6]、融资约束[7]和管理层特质[8]等方面对绿色技术创新的影响因素进行了研究,但缺乏国有企业混改(国有企业混合所有制改革)对企业绿色技术创新影响方面的系统研究。

关于国企混改,许多学者对国企混改的实施过程、影响因素及治理效果进行了不同程度的研究,就国企混改效果而言,以往学者的研究主要在企业创新[9]、公司绩效[10]、社会责任[11-12]、公司治理[13-14]等方面进行了探索分析。一般而言,国企进行混改的方式最主要有两种:一是通过增资扩股实现“增量混改”,二是通过产权转让实现“存量混改”,再通过企业内部员工持股作为混改辅助方式。国企从股票市场中通过首发上市、发行证券和资产重组等方式,或者转让部分国有股权方式吸纳非国有投资者,均能够为企业带来增量资金注入,也有助于盘活企业低效存量资产。非国有股东进入会带来更为市场化的发展理念,有助于企业建立更加完善的市场化运营机制,对企业薪酬体系、股权激励和人才选聘等进行市场化改革,能够全面提升管理水平,同时非国有股东的进入也带来了先进的技术、人才和管理理念等多种无形资产[15]。股东制衡和高层治理也提高了企业投资效率和长远发展观念,从而有利于企业开展绿色技术创新等长期战略型投资,优化创新资源配置,提高企业市场竞争力[16]。国企进行混合所有制改革,向市场传递出了企业积极适应市场经济规律、提高自身核心竞争力的信号,能增强企业声誉机制,促进企业开展适应市场方向的绿色低碳技术投资和持续发展能力。因此,国企混改在不断完善国有企业治理结构的基础上,对促进绿色技术创新和绿色经济发挥着重要作用。

党的二十大报告提出,鼓励政府发展市场化的绿色创新机构,提供更相匹配的绿色金融供给。相比于传统金融,绿色金融要求金融业将环境保护纳入自身业务,在金融服务中考虑潜在的环境收益与风险,引导社会资本流向环境友好型领域,实现金融资源的绿色配置。因此,绿色金融可能成为缓解企业绿色技术创新融资约束的必要市场工具,其发展可能成为企业绿色技术创新的动力源泉。目前国内外关于绿色金融的研究重点主要为绿色信贷和绿色债券在绿色创新[17-18]、绿色全要素生产率[19]以及融资成本[20-21]等方面的影响,较少有学者关注到国企混改大背景下绿色金融政策对企业绿色技术创新的作用效果。

基于此,本文以2008—2021年我国国有上市企业为研究样本,从企业微观视角研究了国企混改对企业绿色技术创新的影响及绿色金融的调节作用,并从非国有股东参与程度、国企隶属层级、国企技术属性和地区环境规制强度的异质性方面,研究了国企混改对绿色技术创新以及绿色金融调节作用的差异性影响。

本文与以往研究的区别主要在于:(1)绿色技术创新是实现经济可持续发展的驱动力,国企混改是激活国企活力、提高社会资源利用效率的重要举措,而考察国企混改对绿色技术创新影响的研究较为欠缺。本文对该方向的深入探讨不仅丰富了国企混改的相关理论研究,而且对于国有企业实现高质量发展有着较强的现实意义。(2)对绿色金融外部调节作用的考察,揭示了国企混改背景下绿色金融对国有企业绿色技术创新的驱动效应,有助于从政策、市场层面揭示国企混改对绿色技术创新的作用机制。(3)对非国有股东参与程度、国企隶属层级、国企技术属性和地区环境规制强度的异质性分析,从微观和宏观层面为国企混改促进企业绿色技术创新以及绿色金融的调节作用提供了更全面的考察,增强了本文研究内容的完整性和研究结构的层次性。

一、理论分析与研究假设

(一)国企混改与绿色技术创新

我国国有企业绿色创新动力不足成为制约企业高质量发展的重要因素,主要体现在政府效应观和代理人效应观两方面:其一,政府效应观认为,较强的政府干预使国有企业承担了更多的社会责任和政策负担[22],加上国有资产保值和增值的要求、产业结构调整和社会就业稳定等考验,使得国企偏向于短期的政策目标导向的投资决策,很难建立完全市场化的运作机制,而研发绿色创新技术需要有高层次的研发团队与充裕的资金作为支撑,且其研发周期和成果转化周期均较长,从事绿色技术创新将会使企业面临较大的财务与经营风险,导致国有企业的创新意愿并不强烈。其二,基于委托代理理论,代理人效应观认为国有企业存在一定的代理问题,国有股东虚置、一股独大和管理者激励相容不足等都使得国企管理效率不高,活力不足。尤其是国有企业管理层缺乏股权激励与监督机制,往往难以得到与市场水平等同的薪酬支付[23],这使得其更关注于自身利益,如在职消费和利用企业短期财务绩效的提升谋取自身政治晋升等,从而并不愿意投资于短期难以看到成果的绿色技术创新,以此来规避财务与政治风险。

相对于单一产权属性的公司来说,混合所有制经济提升技术创新能力效果最为突出[24],国企混改正是基于混改本身对技术创新带来的诸多有利效应而在国内推广。具体来说,国企混改可以从获得创新资源、优化治理和增强市场信号等多条路径促进企业绿色技术创新。

首先,非国有资本的进入给国有企业绿色技术创新提供了直接资金与技术支持。进行混改的国有企业可以通过增资扩股、转让股权或出资新设等多种方式持续吸收社会资本,拓展企业融资渠道。伴随着非国有资本的进入,非国有股东将会带来高层次的技术开发团队与丰富的研发经验等创新资源,增加国有企业内部知识存量[25]。相比于国有股东,非国有股东往往有着更强的创新意识与创新能力,带来的先进技术信息能够为企业绿色技术创新搭建良好的技术平台,助力创新产出。另外,非国有股东对市场需求有着敏锐的感知力,能够使企业技术开发方向倾向于符合市场需求的绿色技术创新,并完善绿色产品推广销售渠道,达到相互促进、合作双赢的目的。

其次,非国有股东与国有股东相比,在运营模式、业绩回报和股东价值实现等方面有明确的要求,这使得他们有动力和能力去监督和制衡国有股东代表可能产生的怠惰行为,克服长期以来存在的所有者缺位、产权不清等代理问题,并通过多元化股东提供更丰富的资源渠道、信息网络和人才需求,有效制衡政府干预对国企市场化资源的挤占,理顺国企责任意识、缓解道德风险和改善国企治理水平[12],从而有利于企业树立绿色创新发展战略。而且非国有企业向国有企业派驻董监高等管理人员能够加强对管理层的监督,缓解委托代理问题[26]。一方面,非国有董监高为了企业未来价值增长而不断完善企业治理结构,形成对原国企管理层的强有力监督,抑制其机会主义与道德风险[27],并将企业的资源更多地配置给绿色创新项目,增强企业核心竞争力;另一方面,非国有股东更偏好采取市场化的激励相容手段对国企高管进行有效的评估、激励和管控,使国有企业管理层与股东之间的利益协调一致,使委托代理问题得以缓解,降低投资风险[28],提高企业创新资源利用效率,进而推动企业绿色技术创新。

最后,国企混改引进社会创新资源和优化治理来促进自身绿色技术创新也向市场传达了积极的信号,可以吸引更多的市场分析师与媒体的关注。专业分析师所提供的市场信息不仅能有效降低企业与投资者之间的信息不对称程度,而且能够对企业管理层形成强有力的约束监督作用,抑制管理层为逃避风险而不愿意投资于周期长、不确定性高的创新活动。同时,媒体对企业的正向报道能够给企业带来良好的声誉,增加供应商和环保消费者对企业的好感度,帮助企业获得新的商业机遇,开拓新的细分市场[29],这有利于增强企业进行绿色技术创新的意愿,对提升企业长期绩效亦有裨益。由此,本文提出如下假设:

H1:国企混改对企业绿色技术创新有显著的正向促进作用

(二)国企混改、绿色金融与绿色技术创新

绿色技术创新作为一项长期高投入、高风险的活动,融资问题是制约企业提升绿色创新能力的主要瓶颈,虽然国有企业通过混合所有制改革引入了社会资本,但混改过程中国有持股和政策性负担的减少可能在一定程度上降低国有股权相伴而生的政府补助、税收优惠等资源效应,混改企业依然面临融资约束问题[30]。同时,国有混改的企业可能将各种资源用于运营或者其他非绿色技术创新投资,从而对绿色技术创新的投资产生挤出效应。因此,提升企业绿色创新水平还需国家绿色金融政策的支持与规制。

从金融支持的角度看,绿色金融政策通过设立一套识别标准,增加企业绿色技术创新项目的资金可得性,促进资源从高耗能、高污染产业流向绿色领域,提高资金配置效率。具体而言,融资阶段,混改企业治理水平的提高、绿色创新动力的增强以及社会责任承担等均向外界传递出混改企业兼顾经济绩效与绿色发展的信号,绿色金融通过银行等金融机构信贷体系和互联网平台等迅速精确识别这种绿色企业,并通过绿色信贷、绿色债券、绿色基金、绿色保险等金融工具,拓宽绿色技术创新主体的融资渠道、降低融资成本。企业生产过程中,更具市场敏锐度的非国有股东参与治理更能够高效配置绿色金融资源,让有利于企业长期发展的绿色技术创新活动能够获取资金支持,促进生产流程与工艺绿色化。生产阶段完成之后,政府和金融机构通常要求企业披露环境信息或进行绿色审计、动态授信等[31],以确保企业将资金用于提高绿色创新途径。从政策规制的角度看,绿色金融将企业环保情况作为贷款发放的准入门槛,提高污染型企业的融资门槛与交易成本,从而倒逼企业绿色技术创新。对于重污染和高耗能企业,绿色金融体系将严格限制贷款数量、贷款审批和发放甚至是“一票否决”贷款要求。即使是已经获取贷款资格的企业也将接受绿色金融机构的全周期动态监管,若是企业为迎合短期市场需求进行“漂绿”行为而牺牲长期绿色技术创新项目投资,绿色金融机构也将会停贷、缓贷或是收回贷款,这将会使理性的企业管理层更加注重环境绩效和资金的配置使用,通过不断提高绿色技术创新方式实现企业绿色转型。由此,本文提出如下假设:

H2:绿色金融正向调节国企混改和企业绿色技术创新的关系,地区绿色金融发展水平越高,国企混改对企业绿色技术创新的驱动作用越强

二、研究设计

(一)数据来源

本文选取A股上市国有企业2008—2021年14年样本数据。2007年底股权分置改革基本完成,在此之后非国有资本才普遍进入国有上市公司,故选择2008年作为样本起点。根据本文研究问题的需要,对所选样本进行以下处理和筛选:(1)剔除*ST、ST及金融业等公司;(2)剔除存在缺失值或异常值的企业;(3)考虑到结果的稳健性,企业样本数据的连续变量进行1%和99%百分位上的Winsorize缩尾处理。经过以上数据处理,最终获得1 253家国有上市公司共计11 995个样本观测值。绿色专利申请数据来自中国知识产权局官方网站,依据WIPO(世界产权组织)发布的IPC(国际专利绿色分类清单)分类号检索方法手工收集而成;前十大股东性质和非国有股东委派董监高数据根据企业年报手工收集整理而成;其余国有上市公司数据来自CSMAR数据库。

(二)变量设定

1.被解释变量:绿色技术创新(Pat、Invpat、Genpat)

借鉴齐绍洲等(2018)[32]的研究,本文选取绿色专利申请总数加1后的自然对数(Pat)、绿色发明专利申请数加1后的自然对数(Invpat)和绿色实用新型专利申请数加1后的自然对数(Genpat)作为绿色技术创新的衡量指标。原因如下:第一,企业绿色专利申请数相较于研发投入(R&D)指标,可以有效克服企业研发投入在转化为创新产出过程中带来的高风险问题,避免高估企业绿色技术创新能力。第二,采用绿色专利申请数而非绿色专利授权数的原因在于,绿色专利技术授权因要检测和缴纳年费等原因往往需要较长时间,并且专利授权容易受到很多外在因素的影响,不确定性较强。因此,采用绿色专利申请数更能反映企业真实的绿色技术创新能力,并且本文将绿色专利申请细分为绿色发明专利申请(Invpat)和绿色实用新型专利申请(Genpat),以衡量企业实质性的绿色核心技术创新能力和绿色外延技术创新能力。

2.解释变量:国企混改(Mix1、Mix2)

本文的解释变量为国企混改(Mix1、Mix2),参考蔡贵龙等(2018)[33]的研究,分别从股权结构和高层治理两个维度进行刻画。股权结构(Mix1)采用混改企业前十大股东中非国有股东持股比例之和衡量,该指标越大,表明非国有资本的制衡作用越强,国企混改程度越深;高层治理(Mix2)采用非国有股东委派董监高人数占企业董监高人员总数的比值衡量,该指标越大,表明非国有股东参与国企经营决策的程度越高,国企混改程度也越深。值得注意的是,当非国有股东为自然人性质时,若该自然人在上市国企担任董事、高管或监事,则认为非国有股东委派董监高;当非国有股东为法人性质时,若上市国企的董事、高管或监事在该法人股东单位任职,则认为非国有股东委派董监高。

3.调节变量

借鉴谢婷婷和刘锦华(2019)[34]的研究,从绿色信贷、绿色投资、绿色保险和政府支持四个维度出发,采用熵值法综合构建各地区绿色金融指数。绿色信贷方面,采用各地区六大高耗能工业产业利息支出与工业利息总支出的比值来衡量绿色信贷,该指标数值越小,表明该地区绿色信贷水平越高;绿色投资方面,采用地区环境污染治理投资与该地区GDP的比值来衡量绿色投资,该指标数值越大,表明该地区绿色投资水平越高;绿色保险方面,采用农业保险收入占农业总产值的比值来衡量绿色保险,该指标数值越大,表明该地区绿色保险水平越高。政府支持方面,采用地区财政环境保护支出与财政一般预算支出的比值来衡量政府支持,该指标数值越小,表明该地区绿色经济发展水平越高。最后采用熵值法测算各省份绿色金融指数,绿色金融指数越大,表明该地区绿色金融发展水平越高。

4.控制变量

参考已有研究,为控制其他公司特征和治理结构等因素对国企混改与企业绿色技术创新的影响,本文选取如下控制变量:企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、企业上市年限(Firmage)、独立董事规模(Indep)、总资产收益率(Roa)、企业成长性(Growth)、账面市值比(BM)、固定资产占比(Fixed)、控制年度(Year)和行业(Indu)虚拟变量。具体变量定义见表1。

表1 变量定义表

(三)研究模型

为验证国企混改与绿色技术创新之间的关系及绿色金融的调节作用,本文建立如下回归模型:

PATi,t=α0+α1Mixi,t+∑α2CVi,t+ε

(1)

PATi,t=α0+α1Mixi,t+α2Mixi,t×Gfii,t+α3Gfii,t+∑α4CVi,t+ε

(2)

其中,PATi,t分别代表Pati,t、Invpati,t和Genpati,t,表示企业i在t年的绿色申请专利总数、绿色发明专利申请数和绿色实用新型专利申请数,并进行数值加一后取自然对数处理;Mixi,t分别表示从股权结构和高层治理维度衡量的国企混改水平Mix1i,t和Mix2i,t;Gfii,t为企业i所在地区在t年的绿色金融发展水平;CVi,t表示一系列控制变量,ε为残差项。

三、实证结果分析

(一)描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表2所示。由表2可以看出,代表国有企业绿色技术创新的Pat (Invpat/ Genpat)最大值为7.386(7.231/6.565),最小值为0.693 (0.000/0.000),均值为2.135(1.526/1.494),这说明不同企业间的绿色技术创新水平差异较大,且创新水平普遍偏低,我国国有企业绿色技术创新水平存在较大提升空间。股权结构(Mix1)的均值为0.130,中位数为0.077,标准差为0.134,表明前十大股东中非国有股东持股比例总和平均为13%,非国有资本在国有企业中占比较低,且不同国有企业中非国有资本的进入情况存在较大差异。高层治理(Mix2)的均值为0.018,最大值为0.171,即非国有股东委派董监高人员数量的占比均值为1.8%,最大值仅为17.1%,远低于非国有股东持股比例,说明非国有股东向国有企业委派董监高参与治理的权利没有与相应的持股比例完全匹配,“同股不同权”的现象在我国国有企业中仍然存在,国企混改仍需进一步深化。

表2 主要变量的描述性统计

(二)相关性分析

表3是列示了相关变量的Pearson相关系数。从中可见,Pat和Invpat的相关系数为0.915,和Genpat的相关系数为0.850,Invpat和Genpat的系数为0.611,且均在1%的水平上显著,说明通过用Pat、Invpat和Genpat衡量企业绿色技术创新能力具有较高的内部有效性。并且,Mix1和Mix2对Pat、Invpat和Genpat的相关系数显著为正,国企混改(Mix1、Mix2)正向促进绿色专利申请,国企混改的股权结构(Mix1)和高层治理(Mix2)两个维度均有利于提高企业的绿色技术创新水平。此外,其余控制变量之间的相关系数均小于0.4,VIF检验结果均小于2,故不存在严重的多重共线性问题。

表3 主要变量的相关系数

(三)回归结果分析

1.国企混改与绿色技术创新

表4报告了国企混改对绿色技术创新的基准回归结果。由表4可知,国企混改(Mix1、Mix2)对国有企业总体绿色专利创新水平(Pat)、实质性绿色专利创新水平(Invpat)和绿色实用新型专利创新水平(Genpat)的系数分别为0.010、0.014、0.010和0.151、0.190、0.115,且均在1%的水平上显著为正,表明国有企业绿色技术创新水平随着国企混改程度的加深而显著提高。这说明,非国有资本的进入不仅给国有企业绿色技术创新带来了充裕的资金与技术支持,而且企业通过国企混改引进社会资源和优化治理来促进自身绿色技术创新也向市场传达出了显著积极的信号,进一步为企业绿色创新创造了良好的外部条件。值得注意的是,国企混改(Mix1、Mix2)对实质性绿色专利创新水平(Invpat)的回归系数高于总体绿色专利创新水平(Pat)和绿色实用新型专利创新水平(Genpat)的系数,这意味着混合股权结构和非国有股东委派董监高参与国企经营管理能为国企带来充裕资源的同时还有效提高国企治理水平,将企业的资源更多地配置在实质性绿色技术创新活动之中,提高企业核心绿色创新能力。上述结果揭示了国企混改能够显著促进国有企业绿色技术创新水平升高,假设H1得到验证。

表4 国企混改与绿色技术创新基本回归结果

2.国企混改、绿色金融与绿色技术创新

表5的回归结果展示了国企混改、绿色金融与绿色技术创新之间的关系。国企混改和绿色金融的交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)对国企三种层次的绿色技术创新的回归系数分别为0.056、0.055、0.083和0.675、0.514、0.364,且均通过1%的显著性水平检验,说明绿色金融正向调节国企混改与绿色技术创新之间的关系,企业所在地区绿色金融发展水平越高,国企混改对绿色技术创新的促进作用显著增强。国企混改与绿色金融有良好的互补性,致力于绿色创新的混改企业将更会受到绿色金融支持,绿色金融为企业绿色技术活动提供了资金保障,降低投资风险。同时,绿色金融的规制属性提高了污染型企业的融资门槛,倒逼企业进行绿色技术创新以促进企业生产工艺绿色转型。

表5 国企混改、绿色金融与绿色技术创新回归结果

3.稳健性检验

为了更好地考察国企混改对绿色技术创新的促进效应和绿色金融的调节作用,本文进一步从内生性、替换变量、替换模型等三个方面进行稳健性检验。由于绿色技术创新三个变量的回归结果保持一致,后文回归结果将统一显示绿色专利申请总数(Pat)作为绿色技术创新变量的替代变量,其余回归结果备索。

(1)两阶段最小二乘法(2SLS)。国企混改有效地提升了企业绿色技术创新水平的提高,但绿色创新水平的提高也可能激励更多的国企进行混合式股权改革,因此,两者之间可能存在一定的互为因果关系。本文采用两阶段最小二乘法重新检验国企混改对绿色技术创新的影响,以此来排除潜在的反向因果的内生性问题。借鉴杜勇等(2019)[35]选择工具变量的思路,本文选取解释变量Mix1和Mix2的年度行业均值作为工具变量,其与解释变量高度相关,与误差项无关,弱工具变量问题也通过相关检验,满足工具变量的相关性与外生性的要求。表6列(1)-(4)的回归结果显示,国企混改(Mix1、Mix2)以及交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系数均显著为正,这说明在2SLS方法缓解潜在的内生性问题之后,国企混改对绿色技术创新的提升作用以及绿色金融的调节作用依然显著存在,前文研究结论稳健可靠。

表6 两阶段最小二乘法(2SLS)回归结果

(2)双重差分倾向得分匹配法(PSM-DID)。对于可能存在的样本选择性偏误而导致的内生性问题,本文使用PSM-DID方法,参照Laeven and Levin(2008)[36]、郝阳和龚六堂(2017)[10]的研究,以10%作为分界点,若非国有股东持股比例超过10%,说明国企存在显著的混合股权结构,将存在显著混合股权结构的国企作为处理组、不存在显著混合股权结构的国企作为对照组进行一对一匹配,并将匹配后的变量设为Treated,当存在显著的混合股权结构设为1,不存在则为0。2015年1月1日正式实行的被称为史上最严的修订后《中华人民共和国环境保护法》,首次以法律的形式定义生态保护红线,对企业的绿色发展战略有着重大影响。本文以修订后的《环境保护法》发布时间为限,2015年之前令time=0,2015年之后令time=1,加入交互项Treated×time后,对模型再次进行回归分析。表6列(5)的回归结果表明,在利用PSM-DID方法之后,Treated×Time显著为正,说明存在显著混合股权结构的国企在2015年以后显著提升了企业绿色技术创新水平,进一步支持了本文结论。

(3)替换变量。为了保持结果的稳健性,采用非国有持股比例与国有股东持股比例的比值(Mixrate)来重新定义混合股权制衡度,回归结果如表7列(1)(2)所示。同时,本文将国有企业绿色专利授权数量的自然对数值(Pat_G)作为企业绿色技术创新的代理变量用原模型重新进行回归,回归结果如表7列(3)-(6)所示。回归结果与前述保持一致。

表7 替换变量回归结果

(4)回归模型更替法。由于早期较多企业不公布专利申请情况或专利申请数为零,使得数据结构在大致正值连续分布的基础上,也包含一部分取值为零的观察值,故采用面板Tobit回归进行检验。回归结果如表8显示,国企混改依旧对企业绿色技术创新水平展现出了显著的驱动效应,绿色金融的正向调节作用仍然显著存在。

表8 面板Tobit模型回归结果

四、异质性分析

国企混改通过增加创新资源、强化公司治理和提高信息传导等作用,使企业更好地趋于市场化运营和加大绿色技术创新水平,最终实现长期可持续发展。但绿色技术创新由于股权属性、层级属性、技术属性和环境规制强度等异质性差异而产生不同的效果。为更好地厘清这些异质性对国企混改、绿色金融与企业绿色技术创新的影响,我们选择非国有股东参与程度、国有企业层级属性、技术属性和环境规制强度来衡量微观和宏观层面异质性对三者的影响。

(一)非国有股东参与程度

非国有股东的参与能显著促进国有企业绿色技术创新以及绿色金融的调节作用,随着非国有股东参与度逐渐增大,一方面,按照资源效应理论,非国有股东带来的创新技术与资金能够显著增加企业资金与内部知识存量;另一方面,按照治理效应理论,非国有股东可以优化完善企业内部治理,能够通过“用手投票”积极参与企业管理活动,为企业提高核心创新竞争力作出正确的决策,使企业内部资源尽可能配置给实质性绿色创新活动,而不是消耗在低效的投资活动中。非国有股东带来的国企治理水平的提高以及致力于绿色技术创新而更易获得绿色金融的青睐,绿色金融也将为绿色技术活动提供资金支持,促进企业绿色转型。为进一步考察非国有股东参与程度的高低对混改企业绿色创新水平的影响,本文参照郝阳和龚六堂(2017)[10]的研究,以10%作为分界点,若非国有股东持股比例超过10%,则视为非国有股东参与程度高,非国有股东持股比例小于或等于10%,则为非国有股东参与程度低,以此进行分组回归。表9汇报了具体的分组回归结果。结果显示,在非国有股东参与度高的企业,国企混改(Mix1、 Mix2)对绿色技术创新能力(Pat)表现出显著的正向促进作用,且回归系数均大于非国有股东参与度低的企业,回归系数差异性检验结果至少在5%的水平上显著。对比两组调节效应,非国有股东参与度高的企业,交互项系数(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)均在5%的水平上显著为正,但国有股东参与度低的企业不显著。这说明,得益于非国有股东带来的资源效应和治理效应,随着非国有股东参与度的提高,企业绿色技术创新能力也随之提高,绿色金融的正向调节作用得到强化。

表9 国有企业非国有股东参与度分组回归结果

(二)国有企业层级属性

国有企业的隶属层级不同,对资源的调配能力以及技术研发基础也存在差异,从而影响国企混改对企业绿色技术创新的促进效果以及绿色金融的调节作用。为了进一步研究国企隶属层级的异质性,本文按照中央国有企业和地方国有企业的标准对样本国有企业做进一步细分,分组回归结果如表10所示。可以看到,在中央国有企业中,国企混改(Mix1、Mix2)以及交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系数为正且至少通过5%的显著性水平检验;在地方国有企业中,国企混改(Mix1、Mix2)以及交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系数至少在10%的水平上显著为正,略有不同的是,回归系数均小于中央国有企业,且回归结果均通过回归系数差异性检验。说明国企混改在中央国有企业和地方国有企业中对绿色技术创新都展现出了一定的促进效果,绿色金融的调节作用也得到强化,但上述效应在中央国有企业中稍强。究其原因在于,中央国有企业规模体量大,拥有着更丰厚的创新资源积淀、基础绿色研发技术与市场份额,国企混改为企业带来的资源、治理的优化等可与之相结合,全面提升企业的绿色创新能力。同时,央企在追求经济利益的同时也更加注重承担如增加就业、改善公共服务等社会责任,更易从绿色金融体系中获得资金支持,进而彻底释放企业的绿色创新能力。而且非国有股东的进入以及绿色金融为中央国有企业注入了多样化的创新资源和知识资本,也强化了对管理层的监督和重大投资决策的影响,促使企业将资源更多地配置于能提升企业核心竞争力的绿色创新项目,但是地方国有企业终究存在一定的资源限制和更严重的管理层短视情况,因此国企混改对绿色技术创新的促进效应以及绿色金融的正向调节作用在中央国有企业中更加显著。

表10 国有企业隶属层级分组回归结果

(三)国有企业技术属性

企业的技术属性决定了企业开展绿色技术创新的基础和能力。通常来说,企业技术创新能力越高,其创新意识、长远发展意识就越强,也越可能推动绿色技术创新。表11展示了国有企业分行业回归的结果。结果显示,在高新技术企业组别中,国企混改(Mix1、Mix2)和交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)系数均在1%水平上显著为正,而在非高新技术企业组别中,无论是国企混改(Mix1、Mix2)还是交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的回归系数和显著度都比高新技术企业组别弱,且均通过回归系数差异性检验,总体来说,高新技术国企混改对绿色技术创新提升以及绿色金融的调节作用均显著高于非高新技术企业。这是因为,高新技术企业是国家大力扶持的企业,不仅能够凭借自身认定资质的优势得到国家更多的资源(税收减免、政府补贴等),而且较强的创新能力也奠定了企业开展绿色创新的能力,绿色金融也更加青睐这种类型企业,加上非国有股东进入带来的长期发展愿景和市场运营导向,资源效应和公司治理效应的双重推动,使得企业有动力和能力去积极开展绿色技术创新。

表11 国有企业行业分组回归结果

(四)环境规制强度

企业所在地区的环境规制强度可能决定企业开展绿色技术创新的意愿。一般而言,处于高环境规制强度地区的企业末端治理成本较高,企业更倾向于通过绿色技术创新路径实现绿色转型。因此,本文参考董直庆和王辉(2019)[37]的研究,采用基于各地区各类污染物排放量计算得出的熵指数综合衡量环境规制强度。

表12展示了环境规制强度的回归结果。回归结果均显示,在高环境规制强度组别,国企混改(Mix1、Mix2)与交互项(Mix1×Gfi、Mix2×Gfi)的系数均显著为正,且回归系数和t值均大于低环境规制强度组别,回归结果均通过回归系数差异性检验,这说明处于高环境规制强度地区的企业国企混改对绿色技术创新促进效应更加显著,绿色金融的正向调节作用也得到进一步强化。当环境规制强度较高时,企业末端治理的成本较高,更具长远发展视角的非国有股东更倾向于提高企业绿色技术创新水平来降低环境规制带来的合规成本。与此同时,绿色金融能引导资本流向绿色领域,为企业绿色技术创新活动提供充沛的现金流,进而实现绿色技术创新水平的提升。因此,处于较高环境规制强度地区的企业有更强烈的意愿和客观条件提高企业绿色创新水平。相比之下,相较于高投入长周期的绿色技术创新,处于低环境规制强度地区的企业更易选择成本更低的末端治理方式来满足非国有股东的逐利目标,进行绿色技术创新的意愿和对于绿色金融的吸收利用能力较弱,所以该地区企业国企混改对绿色技术创新的提升作用与绿色金融的正向调节作用相对较弱。

表12 环境规制程度分组回归结果

五、结论与建议

本文基于2008—2021年国有企业上市公司样本数据,实证分析了国企混改与绿色技术创新之间的关系及绿色金融的调节作用,主要得到以下结论:(1)国企混改有利于提高国有企业绿色技术创新水平。(2)绿色金融正向调节国企混改和绿色技术创新之间的关系,地区绿色金融发展水平越高,国企混改对绿色技术创新的促进作用越强。(3)异质性分析表明,在不同的非国有股东参与程度、国有企业隶属层级、国有企业技术特征和环境规制程度的组别中,国企混改对企业绿色技术创新的影响有着明显的差异,即在非国有股东参与程度高、中央国有企业、高新技术企业以及处于高环境规制程度地区的企业中,国企混改的绿色技术创新效应表现更好,绿色金融的调节作用也得到进一步强化。

基于上述研究结论,本文得到以下政策启示:(1)国有企业可以适当降低非国有资本进入门槛,鼓励更多样化的股东进入企业并参与企业的治理中,在改善自身股权结构的同时优化企业治理环境,从内部为企业的绿色技术创新创造必要的条件。(2)国企混改的推进应与时俱进、因地制宜,充分考虑股东结构、股权性质、行业特征和层级差异等制定相应的混改方案,以便更有效地推进国企发挥市场引领作用。(3)政府应完善绿色金融体系构建,大力推动绿色金融发展,对融资约束强但绿色创新潜力大的混改企业给予足够的绿色金融支持,有效引导混改企业将资金落实到绿色研发项目当中,以降低技术研发的成本与风险,切实提高国有企业的绿色可持续发展能力。