“双碳”背景下绿色技术创新对制造业企业高质量发展的影响：一个有调节的中介模型

范定祥，何孟洁，刘雨果

（湖南工业大学经济与贸易学院，湖南 株洲 412000）

0 引言

我国在2020 年提出了“力争2030 年前实现碳达峰、2060 年前实现碳中和”的“双碳”目标。在“双碳”目标引领下，绿色技术创新成为实现“双碳”目标和推进制造业高质量发展的动力。制造业作为实体经济的“压舱石”，如何实现其高质量的绿色低碳发展是亟待解决的重要问题。但在实际生产中，绿色技术创新和绿色低碳发展的短板等严重阻碍了制造业的高质量发展，须从实证层面厘清制造业高质量发展的深层逻辑和微观表征。

目前，关于绿色技术创新效应的研究主要聚焦于以下几点：一是绿色技术创新可以实现清洁生产。Zandi 等［1］（2019）、徐建中等［2］（2019）、贾军［3］（2016）指出，绿色技术创新能够实现化石能源的清洁高效利用，并推进制造业全要素生产率的持续改善，从而实现绿色可持续发展。二是考虑到存在“回弹效应”，部分学者认为，绿色技术创新在推动经济规模增长的过程中可能会带来更多的能源需求，进而造成环境恶化。Shan 等［4］（2021）、李凯杰等［5］（2020）指出，在绿色技术创新推动经济增长的过程中，碳减排效应远不及其排放增长效应。

关于制造业高质量发展的研究主要聚焦于以下几点：一是制造业高质量发展战略与举措。尚会永和白怡珺［6］（2019）认为，应抓住制造业变革的重大机遇，在夯实我国制造业发展根基的基础上超越发达国家的制造业发展水平；吕铁和刘丹［7］（2019）认为，应通过大力建设产业创新体系来厘清推进中国制造业高质量发展的基本思路。二是制造业高质量发展的变化态势。王博雅［8］（2021）认为，要想实现制造业的高质量发展，需要由技术水平提升的单轮驱动转换到技术水平和技术效率共同提升的双轮驱动。三是制造业高质量发展水平测度及时空演变。张爱琴和张海超［9］（2021）采用CRITIC-熵值法组合权重与TOPSIS 相结合的评价方法来测度我国制造业的高质量发展水平。四是影响制造业高质量发展的因素，主要集中于数字经济［10］、数字化转型［11］、人工智能技术应用［12］、产业集聚［13］等视角。

以上文献对制造业高质量发展的战略、影响因素、水平测度等进行了深入研究，为本研究提供了有益的借鉴。但在“双碳”背景下，企业需要兼顾碳减排和经济效益两个方面。绿色技术创新能否实现制造业高质量发展与生态环境保护的双重红利，以及市场化水平和行业竞争水平的提升能否倒逼制造业进行绿色技术创新，即制造业绿色技术创新和高质量发展之间的双向影响关系还需要进一步深入研究。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出，构建市场导向的绿色技术创新体系，实施绿色技术创新攻关行动。因此，深入推进制造业绿色技术创新与高质量发展的协调是中国制造业转型升级的保障，也是实现“双碳”目标的重要途径。与已有文献相比，本文可能的边际价值在于：第一，深入探究“双碳”背景下绿色技术创新、市场化水平、行业竞争度以及制造业企业高质量发展之间的关系，丰富了既有研究视角。第二，引入市场化水平，就绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的作用机制进行了分析，丰富了既有研究内容和方法。第三，引入行业竞争度，就绿色技术创新、市场化水平对制造业企业高质量发展的作用路径进行了分析，丰富了既有研究内容和方法。第四，进行了市场化水平高低的异质性分析，为制定差异化市场政策提供了有效参考。

1 理论分析与研究假设

1．1 绿色技术创新与制造业企业高质量发展

根据内生增长理论，技术创新可以帮助企业在提高生产效率的同时改变利益获取方式，进而实现企业高质量发展。关于绿色技术创新与制造业企业高质量发展关系的研究，Seman 等［14］（2019）研究指出，绿色技术创新可以通过使用新的或改良的生产工艺，降低生产制造等流程中的材料投入，实现集约化生产，从而有助于提升企业的发展质量。程广斌等［15］（2022）以我国30 个省（区、市）的面板数据为研究对象，构建面板固定效应模型，研究发现企业绿色技术创新可以通过提高企业市场份额水平来实现高质量发展。陈喆和郑江淮［16］（2022）运用我国1997—2016 年的省际面板数据对理论模型进行了实证检验，发现绿色技术创新可以通过发挥节能减排效应、促进产业结构升级、引领市场需求来实现经济高质量发展。基于此，提出如下假设：

假设1：绿色技术创新能够显著促进制造业企业高质量发展。

1．2 市场化水平对绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的中介效用

根据资源依赖理论，当外部市场环境蕴含更多机会和丰富资源时，企业会更加倾向于采用创新驱动发展的经营战略。关于绿色技术创新对市场化水平的影响：一方面，绿色技术创新可以通过降低企业的环保成本从而提高企业在市场中的核心竞争力；另一方面，绿色技术创新可以通过向消费者提供有针对性的绿色产品来加快产品和服务的市场化进程。

关于市场化水平对制造业高质量发展的影响，樊纲等［17］（2011）通过探究市场化水平和经济高质量发展之间的关系，发现市场化水平的提升能够改善资源配置效率，并对经济高质量发展产生积极的影响。陈诗一和刘文杰［18］（2021）认为，在市场化发展过程中，要素市场化是改革的重中之重，是实现高质量发展的必经之路。张明龙［19］（2020）研究发现，市场化进程的不断深入提升了绿色投资效益，有助于降低绿色投资过程中的信息成本，进而推动企业实现高质量发展。陈欢等［20］（2022）利用我国1997—2019 年的省级面板数据，研究发现市场化改革对经济高质量发展有正向促进作用。基于此，提出如下假设：

假设2：绿色技术创新通过市场化水平的提升来推动制造业企业高质量发展。

1．3 行业竞争对绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的调节作用

根据权变理论，企业进行绿色技术创新活动所产生的成本和收益在不同行业竞争环境水平下会发生变化。关于行业竞争的调节作用，米晋宏等［21］（2020）研究发现，在激烈的行业竞争条件下，绿色技术创新能够帮助企业及时识别和分析出对自身有利的市场信息，进而降低企业在高水平市场竞争环境下的环保成本；吴昊旻和张可欣［22］（2021）认为，行业竞争越激烈，企业越倾向于履行环境责任，从而实现高质量发展；霍春辉等［23］（2023）研究发现，当制造行业竞争处于中等水平时，数字化转型的行业同群效应才会显著推动制造业企业高质量发展。基于以上分析，提出如下假设：

假设3：行业竞争在绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展中发挥调节作用。

假设4：行业竞争在绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的中介效应中发挥调节作用，该调节作用主要发生在前半段路径。

假设5：行业竞争在绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的中介效应中发挥调节作用，该调节作用主要发生在后半段路径。

假设6：行业竞争在绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的中介效应中发挥调节作用，该调节作用发生在前后两段路径。

2 研究设计

2．1 数据来源

根据中国证监会发布的《上市公司行业分类指引》（2012 年修订），本文以2006—2019 年我国沪深A 股制造业上市公司为样本，剔除缺失值和异常值后共得到15 073 个样本。数据处理采用Stata14和EXCEL软件。

2．2 变量定义

2．2．1 被解释变量

在现有关于制造业高质量发展水平测度的研究中，相关学者主要采用多指标综合评价法或单一指标法来衡量微观企业的高质量发展情况。其中，多指标综合评价法的主观性较强，很难构建客观、统一的评价指数。目前，全要素生产率因其具备的信息丰富且综合性强等优点而被广泛应用于衡量新时期经济发展质量。基于此，本文采用更为客观且操作性强的单一指标法，利用微观企业的全要素生产率这一代理变量来衡量制造业企业高质量发展水平。全要素生产率反映了各种要素投入转化为最终产出的总效率［24］，体现了要素投入之外的资源配置、技术进步、规模经济增长以及组织制度创新等所能解释的产出效应。换句话说，全要素生产率实际上就是测度要素资源转化为最终产品的整体效率的一个指标。而提高全要素生产率的核心在于加大人力资本和技术投入以及提升资源配置效率等。本文参考相关研究［25-27］，将以LP 法测算的全要素生产率作为被解释变量来进行相关实证分析，最后采用OP 法测算的全要素生产率和经济增加值来进行稳健性检验。具体而言，本文通过以下公式来测算上市公司的全要素生产率：

在式（1）中：Y代表营业收入（千元）；K代表固定资产净值（千元）；L代表职工人数（千人）；M代表中间投入，包括购买商品和接受劳务支付的现金；AGE代表企业年龄；SOE代表企业产权性质；YEAR代表年度效应；ε为随机误差项。

2．2．2 解释变量

本文的解释变量为绿色技术创新（GTI）。参照相关研究，以绿色专利授权量来衡量企业的绿色技术创新水平。在我国现有专利类型中，实用新型专利具备新颖性、实用性特点，旨在改进现有产品形状、构造或者将两者结合起来；发明专利极具创造性特点，是企业技术创新水平的最佳体现。基于此，本文中的绿色技术创新采用制造业企业每年授权的绿色专利总数来衡量。绿色专利总数具体为绿色发明专利授权量和绿色实用新型专利授权量之和。

2．2．3 中介变量

本文选取市场化水平（MAR）作为中介变量，运用要素市场的发育程度来表示，具体数据来源于中国市场化指数数据库。

2．2．4 调节变量

本文的调节变量为行业竞争度（HHI）。目前，关于行业竞争度的测量并没有统一的标准。本文采用企业所处行业收入的赫芬达尔指数来度量企业的行业竞争度。赫芬达尔指数越高，表明行业竞争程度越低；反之，表明行业竞争程度越高。

2．2．5 控制变量

参考李井林等［28］（2021）的研究，选取产权性质（SOE）、是否为重污染企业（HP）、是否为高科技企业（TEC）、第一大股东持股比率（Top1）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（Roe）、创新投入（RD）、独立董事占比（Indep）、两职合一（Dual）、托宾Q值（TobinQ）等10个变量作为控制变量。

各变量的具体含义如表1所示。

表1 变量定义表

2．3 模型设定

2．3．1 基本回归模型设定

本文通过构建模型（2）来验证假设1。模型中包括企业全要素生产率（TFP_LP）和企业绿色技术创新（GTI）以及相关控制变量。

在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距项；δ1～δ11 表示相关变量的回归系数；δ表示残差项。

2．3．2 中介效应模型设定

本文参照温忠麟等［29］（2004）的研究，构建模型（3）—（5）来验证假设2。

首先，在模型（3）的基础上引入模型（4），检验绿色技术创新（GTI）对市场化水平（MAR）的影响；然后，引入模型（5）检验中介变量市场化水平在绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间的中介效应。

综上，本文将市场化水平（MAR）作为中介变量引入回归模型中，检验绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的作用机制。在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距项；δ1～δ12 表示相关变量的回归系数；δ表示残差项。

2．3．3 调节效应模型设定

为考察行业竞争程度（HHI）对绿色技术创新赋能制造业企业高质量发展的调节作用，根据温忠麟和叶宝娟［30］（2014）的研究，构建模型（6）—（8）来验证假设3、假设4和假设5。

首先，验证直接调节效应。若模型（6）中的a3 显著，则说明直接效应受到调节，即验证假设3。然后，通过模型（7）和（8）验证调节变量对中介效应的调节作用。若系数b3、c4 显著，则说明调节变量能够调节前半段路径（绿色技术创新→市场化水平），即验证假设4；若系数b1、c5 显著，则说明调节变量能够调节后半段路径（市场化水平→制造业企业高质量发展），即验证假设5；若系数b3、c5 显著，则说明调节变量能够调节前后路径，即验证假设6。在模型中，i表示公司；t表示年份；a0、b0、c0 表示截距项；a1～a7、b1～b7、c1～c9表示回归系数；Controls表示控制变量集合；year为时间固定效应；id为个体固定效应；industry为行业固定效应；δ表示残差项。

3 实证分析

3．1 描述性统计

表2 为描述性统计结果。其中：样本企业中绿色技术创新的均值为0．656，标准差为1．011，最小值为0，最大值为7．066，这表明虽然我国A 股制造业企业绿色技术创新总体水平较高，但不同企业的绿色技术创新水平差距较大；企业高质量发展指数的均值为8．283，标准差为0．975，最小值为4．476，最大值为11．52，这说明制造业企业之间的发展水平参差不齐。其他控制变量的描述性统计结果与已有的类似研究基本一致。

表2 描述性统计表

3．2 相关性分析

表3 为相关性分析结果。根据表3 列（1）的结果可知，绿色技术创新与制造业企业高质量发展的相关性在1%水平下显著为正，说明制造业企业的绿色技术创新能力能够显著推动企业高质量发展，初步验证了假设1；列（2）中企业的绿色技术创新能力与产权性质、是否为高科技企业、资产负债率、净资产收益率、创新投入、独立董事占比、两职合一在1%或5%的水平下显著为正，说明绿色技术创新有助于改变企业所有权性质、提升企业的技术创新能力、提升企业资产负债率、提升企业净资产收益率、增加企业创新投入、提高独立董事占比、提高企业两职合一的比重。

3．3 基准回归分析

本文在假设1 的背景下以模型（2）为基础进行基准回归分析，回归结果如表4所示。其中，列（1）和列（2）分别是未加入和加入控制变量的基本线性回归（OLS）结果。从中可以看出，在未加入控制变量的情况下，GTI的系数为0．011，且在1%的水平下显著，加入控制变量之后，GTI的系数为0．008，且依旧显著为正，这说明绿色技术创新能够显著提升制造业企业的发展质量，但提升效果可能会受公司内部因素的影响。列（3）和列（4）分别是未加入和加入控制变量的固定效应回归（FE）结果，可以看出绿色技术创新依旧可以对制造业企业高质量发展产生显著的促进作用。

表4 回归分析表

3．4 机制检验

3．4．1 中介机制分析

本文在假设2 的背景下以模型（3）—（5）为基础进行中介机制检验分析，具体检验结果如表5 所示。列（1）是根据模型（3）对绿色技术创新与制造业企业高质量的关系进行分析得到的基准回归结果，列（2）是根据模型（4）对绿色技术创新与市场化水平的关系进一步检验得出的结果。可以看出，绿色技术创新对市场化水平的具体影响效应值为0．147，且在1%的水平下显著为正，说明绿色技术创新能够显著促进市场化水平的提升。列（3）显示，绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间的相关系数为0．041，市场化水平与制造业企业高质量发展之间的相关系数为0．080，并且均在1%的水平下显著为正，证明假设2 成立。

表5 市场化指数的中介机制检验

3．4．2 有调节的中介效应检验

本文在假设3、假设4、假设5、假设6 的背景下以模型（5）—（7）为基础进行调节效应检验，检验结果如表6 所示。列（1）检验行业竞争度的直接调节效应，交乘项的系数为0．014，且在5%的水平下显著，说明行业竞争强化了绿色技术创新对制造业企业高质量发展的推动作用，验证了假设3 的成立。列（2）的交乘项并不显著，但列（3）的交乘项在5%的水平下显著，说明行业竞争度调节后半段路径，假设4 和假设6 不成立，假设5 成立。市场化水平对企业高质量发展的影响效应值为0．188-0．075×HHI。即市场化水平每增加1个单位，企业高质量发展就增加0．188 个单位；同时，行业竞争度每增加1个单位，市场化水平就减少0．075 个单位。这说明行业竞争越强，市场化水平就越高，越能提升市场化水平对制造业企业高质量发展的影响，由此可以验证假设5的成立。

表6 有调节的中介效应结果：行业竞争度与市场化程度

3．5 稳健性检验

在稳健性检验中，本文采用OP 法测算的全要素生产率以及经济增加值（EVA）来重新测度制造业企业高质量发展指数，EVA=［净利润+(利息支出+研究开发费用调整项)×(1－企业所得税税率)］－(平均所有者权益+平均负债合计－平均无息流动负债－平均在建工程×5．5%)/主营业务收入。表7为更换了被解释变量后的回归结果。研究结果显示，GTI的系数仍然在5%的水平下显著为正，说明在更换被解释变量测算方法后，回归结果依旧稳健。

3．6 市场化水平的异质性分析

我国不同地区的市场化水平存在较大的差异，本文根据已公布的市场化指数来衡量各个地区的整体市场化水平，将高于市场化平均水平的样本分为高市场化水平组；反之，将低于市场化平均水平的样本分为低市场化水平组。实证结果如表8所示。在高市场化水平组，解释变量的系数为正，且在10%的水平下显著；在低市场化水平组，解释变量并不显著。这表明，绿色技术创新对高市场化水平地区制造业企业高质量发展的促进作用更显著，这与上文的分析结果相一致。

表8 市场化程度的异质性检验结果

3．7 内生性检验

3．7．1 滞后被解释变量

为解决互为因果等可能导致的内生性问题，本文通过滞后被解释变量重新进行回归。回归结果如表9 所示。当被解释变量滞后一期、滞后两期时，绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间的关系依然在1%的水平下显著为正，表明解释变量与被解释变量之间并不存在互为因果导致的内生性问题。

表9 绿色技术创新与滞后一期、滞后两期制造业企业高质量发展的回归结果

3．7．2 工具变量法

为解决遗漏变量等可能导致的内生性问题，本文选择制造业企业绿色技术创新的行业均值（MEAN-GTI）作为工具变量并进行工具变量检验（见表10）。这是因为企业的绿色技术创新成果与行业绿色技术创新成果的均值密切相关，满足相关性假设的条件。通过采用两阶段最小二乘法（2SLS），可进一步缓解反向因果或遗留变量等带来的内生性问题。表10 为两阶段最小二乘法（2SLS）第一和第二阶段的回归结果，GTI的系数在1%的水平下保持显著为正。由此可知，绿色技术创新存在行业同群效应，即当行业内其他企业进行绿色技术创新时，未进行绿色技术创新的企业也会效仿其他企业的做法进行绿色技术创新，同时绿色技术创新也能显著促进企业的高质量发展。通过弱工具变量检验发现，并不存在弱工具变量问题，说明回归结果具备一定的可靠性。

表10 内生性检验结果

4 结论与建议

本文基于2010—2021 年制造业A 股上市公司的非平衡面板数据，创新性地从“双碳”目标视角切入，对绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间的关系和作用机制进行了理论分析与实证检验，得到如下主要结论。

第一，企业绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间存在显著的正相关关系，且内生性、样本选择偏误等检验结果显示，研究结论具有稳健性；第二，绿色技术创新可通过提升要素市场的发育程度这一路径来驱动制造业企业高质量发展，即要素市场的发育程度在绿色技术创新与制造业企业高质量发展之间发挥部分中介作用；第三，行业竞争度在绿色技术创新、市场化水平与制造业企业高质量发展之间的关系中具有调节效应，且行业竞争度对后半段路径（市场化水平→制造业企业高质量发展）的促进作用更强；第四，异质性分析结果表明，绿色技术创新对高市场化水平地区制造业企业高质量发展的促进作用更显著。

根据上述研究结论，本文基于“双碳”目标，针对我国制造业企业绿色技术创新和高质量发展提出以下建议。

第一，推进制造业低碳绿色发展，以绿色技术创新带动高排放、低效率的传统发展模式向低碳模式转换，提升制造业全要素生产率；第二，由于绿色技术创新对制造业高质量发展存在显著促进作用，企业应顺应时代发展趋势，以低碳发展为核心导向，紧跟产业发展核心需求，积极践行绿色发展战略，充分引进高新技术人才以及高端制造设备，并不断加大绿色专利技术研发的资金投入；第三，由于绿色技术创新对制造业企业高质量发展的作用在不同市场化水平下存在差异，有关部门要建立健康的管理市场和资本市场，加强外部约束，适当减少对企业经营的干预，充分发挥市场在资源配置中的作用；第四，深入贯彻落实绿色低碳转型战略，推动降碳节能和清洁生产，实施绿色制造工程，走绿色低碳发展道路。