国有资本参股对民营企业绿色创新的影响：助力还是掣肘？

李春霞 王志伟

摘   要：国有资本对于企业绿色创新理念由“被动合规”向“管理认同”转变具有重要意义。本文基于2007—2021年A股上市民营企业数据，探究国有资本注入这一“反向混改”对其绿色创新的影响。结果表明：（1）国有资本参股有助于促进民营企业绿色创新，其主要通过信息治理、资源支持和公司治理机制发挥作用；（2）当民营企业不存在政治关联、处于生命周期中的成熟期以及所在地环境规制较强、经济活跃度较高时，国有资本参股的绿色创新效应更为强烈；（3）国有资本参股有助于优化绿色专利结构，其不仅促进了企业自身发明型绿色专利提升，而且通过辐射效应带动了区域整体绿色发展。本文结论为进一步深化混合所有制改革、引导企业绿色转型提供了有益的经验证据。

关键词：国有资本参股；绿色创新；信息治理：资源支持；公司治理

中图分类号：F832.5  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2023）11-0011-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.11.002

一、引言

党的二十大报告强调“推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”，即以经济持续增长为根本前提、以环境保护为优先安排的绿色发展战略成为实现中国式现代化的重要抓手。我国曾经的粗放型增长模式与当前的绿色发展战略之间的冲突正日渐加剧，后疫情时代随着环保理念的深入人心，我国绿色治理体系逐步实现了政府规制与市场监督的有效融合。具体而言，在政府实施污染治理税、环境公益诉讼（Brown等，2022；张家豪等，2022）[1，2]等规制政策的同时，金融分析师等市场中介亦通过对环境污染负面效应或绿色低碳正面效应的放大机制而倒逼企业通过绿色创新进行印象管理（Dong等，2021；Wang等，2021）[3，4]。由此，作为绿色创新活动重要践行者的微观企业的发展理念亦逐渐由政府监管下的“被动合规”向综合治理下的“管理认同”转变。

民营企业作为推动我国绿色发展不容忽视的重要力量，受制于自身资源以及技术条件等，进行绿色转型的难度往往较大。为进一步推进民营企业的高质量发展，党的二十大报告再次重申坚持“两个毫不动摇”的同时，首次明确提出“促进民营经济发展壮大”。近些年来随着国有资本监管体制从“管企业”向“管资本”的转变以及民营企业的大规模“反向混改”，国有资本在与民营企业深入融合的过程中逐渐成为促使民营企业绿色转型的重要助力。譬如，“永清環保”于2018年引入“湖南金阳投资”（由浏阳市人民政府全额出资）后，国有资本在该公司的持股达到5%以上，后续其股权结构、资信等级、治理能力等均得到明显改善，2023年半年度报告透露其新能源双碳业务的开拓成效显著，并为光伏发电、储能、碳资产管理等业务的发展提供了支持。事实上，国有资本助力民营企业绿色低碳发展并非个例。2007—2021年A股上市民营企业的绿色创新变动趋势统计数据显示，当民营企业中存在国有大股东参股①时其绿色专利申请量明显更多（见图1）。然而，鲜有文献就国有资本注入与民营企业绿色创新之间的关系展开分析。前期文献虽从政治关联等视角进行过相关研究，但并未得到一致性结论。如林雁等（2021）[5]、Xiao和Shen（2022）[6]指出政治关联会降低企业环保投资或环境绩效，而Zhang等（2022）[7]则得出政治关联对重污染企业绿色创新具有正向作用的结论。

考虑到国有资本注入一定程度上虽可能发挥与政治关联类似的功效，但二者又不尽相同。因此，本文基于2007—2021年上市民营企业数据，探究国有资本参股与民营企业绿色创新之间的关系。研究发现，国有资本参股有利于提高民营企业绿色创新水平，且结合双重差分等一系列检验后该结论依然成立。机制检验发现，国有资本参股主要通过发挥信息治理效应、资源支持效应、公司治理效应促进民营企业绿色创新。进一步地，国有资本参股引发的绿色创新效应会因企业自身特征（如是否存在政治关联、所处生命周期阶段等）与外部环境因素（如地区环境规制强度、地区经济活跃度等）的不同而呈现差异性。此外，国有资本参股对民营企业绿色专利结构存在差异化影响，更大程度上激发了发明型绿色专利的增加，并且对同城其他企业产生了外溢效应。

本文边际贡献如下：第一，目前研究民营企业“反向混改”的文献较少，且主要集中于债务融资、财务绩效等方面（宋增基等，2014；何德旭等，2022；李世刚和钟柠锘，2022）[8-10]，本文从绿色创新视角切入，拓展了国有资本参股经济效应的研究边界。第二，拓展了微观企业绿色创新活动影响机理的研究。现有文献多围绕碳排放交易、绿色信贷等监管或帮扶政策展开（Cui等，2018；尘永魁等，2022；王馨和王营，2021）[11-13]，在这些外部政策压力或引导下企业只是“被动合规”地进行绿色创新，而国有资本参股可能促使企业更多地进行“管理认同”式的绿色创新。第三，通过探究国有资本参股影响民营企业绿色创新的作用机制、调节因素及经济效应等，不仅揭开了国有资本参股与民营企业绿色创新之间的“黑箱”，而且将混合所有制改革与低碳绿色发展现实需要深入融合，为促进国有资本的做强做优做大和民营企业绿色化转型提供了微观证据支持。

二、机理分析与研究假设

（一）基本假设

结合已有文献，国有资本注入对民营企业绿色创新的影响可能表现在“助力”和“掣肘”两大方面。一方面，民营企业在国有资本注入后会更容易吸引市场中介的关注，而市场曝光压力的增加可能迫使企业通过绿色创新活动来进行印象管理（Wang等，2021）[4]；民营企业引入国有资本有助于其获取更多的银行信贷、更长的信贷期限（宋增基等，2014）[8]或降低其债务融资成本（何德旭等，2022）[9] ，进而为其绿色发展战略带来充裕资金；国有资本的引入还有利于提高公司治理水平，不仅表现为创新风险承担能力的提升，而且环保等社会责任属性亦会渗透融合到民营企业的发展战略中（Zhang，2017）[14]。以上研究表明国有资本注入可能促进民营企业绿色创新水平的提升。另一方面，民营企业可能是出于建立政治关系需要才引入的国有资本，而依据寻租理论，存在政治关联的公司可能因更便捷地获取更多环境政策信息而逃避政府监管（Li等，2008；Deng等，2020）[15，16]，这一寻租成本不仅会对环保投入造成挤出（Chen等，2011）[17]，而且一定程度上亦会降低企业的绿色专利产出。综上，国有资本注入对民营企业绿色创新可能同时存在正负两方面效应，那么究竟何种力量居于主导地位呢？

一般而言，民营股东本身在绿色创新方面的主观意愿和客观能力均存在明显不足，如民营企业迫于生存压力在实际经营中更关注财务绩效而非绿色发展，同时仅凭其自身资源和能力进行绿色创新活动亦会遭遇各种困难或瓶颈（王营和冯佳浩，2022）[18]。近些年来随着ESG评级等制度的兴起与冲击，虽然机构投资者面临的绿色金融监管压力日益严峻，但其作为一种市场软监管机制可能导致企业为迎合市场偏好而使绿色创新行为流于“重数量轻质量”之形式（刘柏等，2022）[19]。然而，相较于上述民营股东或机构投资者，国有股东“天生”肩负着经济可持续发展之重任，尤其是近些年来绿色政绩更是成为各地政府的硬性考核指标。同时，智能互联网时代信息获取的便捷性及信息流转效率的提升使得国有资本注入的信誉信息效应被市场中介、投资者等利益相关者及时反馈且放大，而且近些年来从中央政府到地方政府都在强调构建亲清政商关系，企业的政治寻租动机在新型营商环境下已然被极大程度地降低。此外，“参股性”国有股权只要不达到“控股性”状态，国有股权的行政管理氛围、资源诅咒等负面效应可能并不会对民营企业经营决策等行为造成根本性影响（刘宁和张洪烈，2022）[20]。因此，参股性国有资本对民营企业绿色创新的正面效应可能要远大于负面效应，故提出如下假设：

H1：国有资本参股能够促进民营企业绿色创新。

（二）机制分析

随着近些年做强做优做大国有资本等政策的提出，金融分析师等市场中介对国有资本的关注度也在不断提升，民营企业引入国有资本后关注度的提高可能通过信息治理效应促进绿色创新（见图2）。虽然企业在分析师跟踪下可能为迎合“双碳”战略故意夸大碳减排等信息或做出欺骗公众的“漂绿”行为（Du，2015；孙晓华等，2023）[21，22]，会对绿色创新投入造成“挤出”，然而，随着企业内外部信息流转效率的提升，分析师及投资者关注亦有助于有效甄别企业的欺诈或污染行为（周雪峰等，2022）[23]，其负面行为一旦被曝光，分析师等关注的威力会通过数字信息传递被无限放大，故国有资本参股可能通过信息治理效应极大程度地降低民营企业虚构绿色发展的投机行为。此外，新闻舆情不仅通过对公司环境污染等进行负面报道来直接鞭策其进行技术创新（楊道广等，2017）[24]，而且还会引导社会公众的环保意识，使得消费者或投资者更倾向于选择与环境治理主题相关公司的产品服务或者股票（Bolton和Kacperczyk，2021）[25]，迫使企业为满足产品市场及投资者需求、树立正面企业形象而增加环保投入（王云等，2017）[26]。综上，国有资本参股具有信息治理效应，故提出如下假设：

H2a：国有资本参股通过提高市场中介关注促进民营企业绿色创新。

在我国银行主导的金融体系下，民营企业一般较国有企业更可能面临融资困难问题。当国有资本注入民营企业后，将极大程度降低民营企业原先的信息不对称问题，进而起到资金纾困之功效。首先，引入国有资本后民营企业的社会地位和声誉将得到明显提高（何德旭等，2022）[9]，在国有资本信誉加持或信用担保下其不仅更容易从银行获取贷款（宋增基等，2014）[8]，而且有可能提升其在产业供应链中的话语权从而获取更多的商业信用融资；其次，民营企业引入国有资本后还能更大程度地享受到政府补贴等政策优惠；最后，有国有资本背书的民营企业发行的公司债券等也更容易获得市场上投资者的青睐。总之，民营企业在引入国有资本后不仅拓宽了融资渠道，同时也有利于降低融资成本，即国有资本参股具有资源支持效应，故提出如下假设：

H2b：国有资本参股通过缓解融资约束促进民营企业绿色创新。

国有资本注入不仅通过信息治理、资源支持等外部力量促进民营企业绿色创新，而且通过发挥公司治理这一内驱效应促进民营企业绿色创新。以下具体结合“创新”“绿色”两层含义，分别就创新风险承担和绿色责任承担展开分析。就“创新”而言，创新活动往往具有风险高、不确定性强、周期长的属性，引入国有资本后能够显著提升民营企业的创新风险承担能力。一般而言，上市民营企业所面临的风险主要为外部股价波动风险和内部财务困境风险。一方面，企业创新过程一旦遇到挫折或未能取得预期进展，可能引发市场中介及投资者一系列的连锁反应进而导致股价剧烈波动，故企业管理层出于规避股价波动之目的本能地不愿意尝试创新活动；另一方面，我国的民营企业以家族式企业为主，大小股东委托代理与融资约束问题是这类企业面临的根本问题，拥有商业帝国梦想的家族控股股东往往会进行过度投资，而这与融资约束叠加后使得其较易陷入财务困境。而国有资本的风险兜底和资金助力功能正好可以弥补民营企业以上两方面的“先天不足”，通过有效提升管理层对失败的容忍度、降低财务风险等来激励创新活动。就“绿色”而言，国有资本天然带有绿色责任承担的属性，故国有资本注入民营企业后会显著“激活”民营企业的社会责任承担意识而促进其绿色发展（肖红军等，2022）[27]。一方面，根据战略性企业社会责任理论，公司只有将绿色发展融入战略竞争框架时，才能将绿色责任转化为可持续竞争优势。由于绿色创新具有双重外部性特征②，其不仅包含了一般的技术创新，还需要依靠外部环境规制、信贷帮扶等制度对其“绿色行为”进行约束（唐礼智等，2022；王馨和王营，2021）[28，13]，故对于多数民营企业来说，从自身出发实施绿色发展战略的难度较大。另一方面，绿色创新往往需要多方协作才能实现，如通常需要与其他绿色创新主体沟通构建知识合作网络，并需要在实践中不断实现知识积累迭代。而国有资本的引入不仅有助于约束民营企业使其将“绿色”元素纳入创新活动，而且能够为民营企业提供更加广泛的关系合作网，并拓展绿色创新的知识获取渠道。综上，国有资本参股具有公司治理效应，故提出如下假设：

H2c：国有资本参股通过提高创新风险承担和绿色责任承担促进民营企业绿色创新。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2007—2021年A股上市公司为初始样本，并对其进行了如下处理：（1）仅保留上市时股权性质为民营的样本；（2）剔除国有资本注入后民营企业控制权发生变更的样本；（3）剔除金融行业、ST异常处理以及核心变量缺失样本；（4）对连续变量前后1%进行缩尾处理。最终共获得14517个观测值。此外，除绿色专利数据来自中国研究数据服务平台外，其他数据一般均来自国泰安数据库。

（二）模型设定

为探究国有资本参股与民营企业绿色创新之间的关系，本文构建如下模型③：

[Grei，t=α0+α1Soei，t-1+α2CVSi，t+Ind+Year+εi，t]   （1）

其中，Gre为绿色创新代理变量，借鉴现有研究中广泛使用的上市公司各类绿色专利申请总量④加一取对数的方式进行衡量。Soe为国有资本参股代理变量，从国有大股东虚拟变量（DS）和国有资本参股比例（SR）两方面进行度量。需要说明的是，DS的设定主要借鉴了何德旭等（2022）[9]的研究，当国有股东持股超过5%时取1，否则为0。CVS为控制变量。具体变量及定义见表1。此外，为最大化降低潜在遗漏变量问题的影响，对行业⑤和年度效应进行控制。

（三）样本描述性统计

表2分别从全样本和分组比较两方面对核心变量统计结果进行了汇报。其中，Panel A是针对全样本统计的结果，DS均值为0.093，说明样本中仅有约9.3%民营企业的国有资本持股比例超过5%；SR均值为0.016，表明样本民营企业中国有资本参股比例平均仅在1.6%左右，这意味着国有资本参股比例整体上并不高。Panel B是根据国有大股东虚拟变量分组统计的结果，当企业存在国有大股东参股（DS=1）时，其绿色专利申请数量的确明显更高。

四、实证分析

（一）基准回归结果

表3是国有资本参股对绿色创新影响的回归结果。其中，前两列是针对国有大股东虚拟变量回归的结果；后两列是针对国有资本参股比例变量回归的结果。可以看出，第（2）列中DS系数为0.044（t=1.98），这说明当存在国有大股东参股时民营企业的绿色创新水平显著更高；第（4）列中SR系数为0.731（t=3.99），这说明民营企业绿色创新水平随着国有资本参股比例的增加而显著提高。前文的假说H1初步得以验证。

（二）机制检验

1. 信息治理效应。为检验国有资本参股的信息治理效应，本文分别引入分析师跟踪（Ana）、研报数量（Rep）和媒体关注（Media）来反映企业所面临的市场信息压力。具体而言，Ana根据分析师跟踪人数加一取对数得到，Rep根据研报数量加一取对数得到，Media根据新闻报道数量加一取对数得到。这三个指标数值越大，意味着市场信息压力越大。从表4回归结果可以看出，国有资本参股的两个变量DS、SR的系数均显著为正，说明国有资本参股的确会引发较高的分析师和媒体关注，假设H2a得以验证。

2. 资源支持效应。为检验国有资本参股的资源支持效应，本文首先构造融资约束指数（FC）引入分析。表5前两列结果显示，DS、SR的系数均显著为负，这说明国有资本参股确实起到了资金纾困作用，假设H2b初步得以验证。接下来我们具体分析国有资本参股通过哪些融资渠道缓解民营企业的融資约束，表5第（3）—（8）列分别引入商业信用、银行贷款、政府补贴的相应变量进行分析。其中，商业信用（BC）由应付账款加应付票据除以总资产得到，银行贷款（Loan）计算方式为ln（1+银行贷款额度），政府补助（BT）数据从公司财务报表附注提取得到，并对其进行了取对数处理。可以看出，DS、SR的系数均显著为正，这意味着国有资本参股显著增加了民营企业的商业信用融资、银行贷款额度与政府补助，假设H2b进一步得以验证。

3. 公司治理效应。与前文理论分析相契合，结合“创新”“绿色”两层含义，国有资本参股的公司治理效应具体从创新风险承担与绿色责任承担两个方面展开。本文先从外部股价风险和内部财务风险两个方面考察创新风险承担。外部股价风险采用股价波动（stock_risk）和特质风险（syn_risk）进行度量；内部财务风险采用Altman Z得分（ZScore）进行度量，需要说明的是，ZScore越大，意味着公司财务或破产风险越低。表6 Panel A结果显示，国有资本参股显著降低了外部股价波动风险和股票特质风险，并且提高了公司财务的稳定性，即国有资本参股的创新风险承担效应得以验证。然后采用彭博ESG评分度量企业绿色责任承担状况，同时考虑到该评分中的环境管理、社会责任等分项指标与绿色责任有着更为密切的关系，故表6 Panel B不仅引入了ESG综合得分，而且进一步将环境得分（ESG_E）和社会责任得分（ESG_S）分项指标引入进行回归⑥。可以看到，当被解释变量为ESG综合得分时，DS的系数虽然为正，但统计显著性并不是很强（t=1.60）；SR的系数在5%的统计水平显著为正。但当被解释变量是环境、社会责任分项指标得分时，DS、SR的系数均显著为正，即国有资本参股的绿色责任承担效应得以验证。综上，国有资本参股具有公司治理效应，通过激励管理层创新风险承担与绿色责任承担提升民营企业绿色创新水平，假设H2c得以验证。

（三）稳健性检验

1.内生性处理。首先，通过PSM方法降低处理组与对照组之间的差异，配对时不仅考虑了前文的控制变量，而且引入了第一大股东持股比例、营收增长率、是否存在两职合一、企业所在地人均GDP等变量，采用一比一最近邻方法进行匹配。其次，根据式（2）设定双重差分模型，Treat根据是否存在国有资本大股东进行设定，鉴于民营企业“反向混改”还处于起步阶段以及国有资本参股比例超过5%的样本数量较少，故国有资本参股比例超过1%时，Treat取1，否则取0；Post为时间变量，引入国有资本大股东当年及以后取1，否则为0。此外，根据DID模型设定需要，此处保留了国有股东存续时间在三年及以上的样本进行分析。最后，由于DID模型需满足平行趋势这一前提，而国有资本进入的时间又不尽相同，故式（3）根据样本公司引入国有大股东这一事件设定时间窗口进行动态检验⑦。

[Grei，t=α0+α1Treati，t×Posti，t+α2Treati，t+α3CVSi，t+Ind+Year+εi，t]      （2）

[Grei，t=β0+β1Pre2i，t+β2Pre1i，t+β3Post0i，t+β4Post1i，t+β5Post2i，t+β6Post3i，t+β7CVSi，t+Ind+Year+εi，t]   （3）

表7第（1）列是将PSM配对后的样本根据式（2）回归的结果，Treat×Post系数为0.109（t=2.43），这意味着引入国有资本大股东后的民营企业绿色创新水平确实明显提升。表7第（2）列是根据式（3）回归的结果，Pre2、Pre1系数不显著，而Post1、Post2、Post3系数分别为0.103（t=1.76）、0.109（t=1.78）、0.192（t=3.50），这不仅说明国有资本注入之前处理组和对照组的绿色创新在统计上不存在差异，而且说明国有资本注入的确有助于促进民营企业绿色创新，并且具有明显时滞性。

2.更换模型设定。首先，根据前文样本描述统计可知，企业绿色专利变量Gre的中位数为0，说明数据存在截尾特征，故表8前两列采用Tobit模型重新檢验。其次，表8第（3）和（4）列还生成绿色专利的虚拟变量（DGre）⑧，并采用Logit模型重新检验。最后，考虑潜在控制变量遗漏可能对本文结果造成的干扰，本文增加了公司治理变量（如是否两职合一、独立董事占比，分别用Dual、Ir表示）与宏观经济变量（如工业二氧化硫排放量、地区人均GDP，分别用Lnso2、Lngdp表示）进行检验，分析结果如表8最后两列所示。以上回归结果均表明前文结论依然成立。

3. 替换核心变量。首先，考虑到上市公司自身在积极进行绿色创新活动的同时，还可能通过兼并收购等方式获取其他企业的绿色专利成果，故表9前两列引入的集团绿色创新指标（Gre_gp）不仅包括上市公司本身绿色专利，而且将其子公司、联营与合营公司的绿色专利考虑在内。其次，除了基准回归的绿色专利申请量取对数这一绝对规模指标，表9第（3）和（4）列还引入绿色专利占比（GR，绿色专利/所有专利）这一相对规模指标重新分析。最后，本文对国有资本参股的度量指标进行了变换，如根据国有资本持股比例是否大于10%生成国有大股东虚拟变量（DS2），以国有资本持股占前十大股东持股的比例（Balance）、国有资本持股与非国有资本持股之比（Balance2）度量国有资本参股程度等，回归结果如表9后三列所示。总之，前文结论依然稳健。

五、拓展性研究

前文从信息治理、资源支持、公司治理等视角阐述了国有资本参股对民营企业绿色创新的影响机制，本部分将延续前文结果展开进一步探讨，如国有资本参股对民营企业绿色创新的影响效应是否会受企业自身禀赋的影响？国有资本参股对民营企业绿色专利结构是否存在异质性影响，以及是否对周边企业产生绿色溢出效应？

（一）内外部因素分析

1.基于政治关联的分析。前文发现国有资本参股对民营企业绿色创新具有促进作用，但不容忽视的一点是，部分民营企业本身就存在政治关联，而政治关联可能已然在替代国有资本参股发挥经济援助、延缓财务危机、应对政策不确定性等作用（Faccio等，2006；Halford和Li，2020；Liu等，2021）[29-31]。为甄别这一问题，表10按照是否具有政治关联对样本民营企业分组后重新进行检验。结果显示，较之于政治关联民营企业，非政治关联民营企业中DS、SR的系数更为显著，这不仅说明国有资本参股对非政治关联民营企业的绿色创新产出产生了更大的边际效应，而且一定程度上说明国有资本参股可以弥补政治关联在绿色治理方面的某些不足。

2.基于企业生命周期的分析。考虑到绿色创新的持续周期一般较长，而处于不同生命周期阶段的企业投融资模式及绿色发展战略亦存在明显不同，故我们借鉴Dickinson（2011）[32]的做法，根据样本民营企业的现金流状况将其按照所处的生命周期阶段进行分组。从表11可看出，相较于成长期和衰退期，只有处于成熟期的民营企业在引入国有资本参股后才能更好地促进绿色创新。可能原因在于，成熟期正是企业绿色转型的重要阶段，而处于该阶段的企业一般面临发展资金需求加大、经营决策风险上升、市场关注提高、战略转型等问题，而国有资本介入能帮助其缓解以上困境，从而促进其绿色创新水平提升。

3. 基于地区环境规制的分析。前期文献研究表明环境规制能够促进企业绿色创新，那么外部环境规制能否影响国有资本绿色创新效应的发挥呢？我们根据企业所在地环境规制强度分组并进行检验，此处的环境规制强度用企业所在地工业污染治理投资额与工业增加值之比衡量。表12结果显示，较之于环境规制强度低组，环境规制强度高组中国有资本参股对民营企业绿色创新的促进效应更为显著，说明地区环境规制的完善有助于强化国有资本参股的绿色创新效应，同时亦从一定程度上说明企业绿色创新水平的提升依赖于外部环境规制与内部国有资本参股治理的配合。

4. 基于地区经济活跃度的分析。国有资本参股对民营企业绿色创新的影响可能还会受到地区经济活跃度的影响。如果地区经济活跃度较高，一方面，说明企业自身竞争力较强，能够为引入国有资本提供良好的公司治理环境；另一方面，说明该地区的金融体系、法律制度等较为规范完善，能够为所辖企业提供良好的营商环境。故我们根据各省市“非国有经济发展指数”⑨中位数将样本划分为地区经济活跃度高、低两组重新进行分析。表13结果显示，当地区经济活跃度较高时，国有资本参股对民营企业绿色创新的促进作用更为显著，这说明地区经济活跃度有助于强化国有资本参股的绿色创新效应。

（二）国有资本参股、绿色专利结构与绿色辐射效应

前文研究表明国有资本参股促进了民营企业绿色专利申请量的整体提升，但一些企业可能为获得更多政府补贴、税收优惠或应对短期资本市场压力而选择进行一些策略性绿色创新行为。故我们进一步将绿色专利结构细分为发明型绿色专利（Gre_av）和非发明型绿色专利（Gre_au）进行分析，结果见表14Panel A。结果显示，相较于非发明型绿色专利，国有资本参股更大程度上促进了技术含量较高的发明型绿色专利的提升。此外，我们进一步考察了国有资本参股是否通过促进民营企业绿色创新而带来地域绿色创新水平的整体提升，即国有资本参股的绿色辐射效应。表14 Panel B前两列、后两列的被解释变量分别为同地区其他企业的发明型绿色专利均值（MGre_av）、非发明型绿色专利均值（MGre_au）。综合Panel A结果可发现，国有资本参股主要通过激励民营企业发明型绿色创新而对同城其他企业产生辐射效应，对同城其他企业的非发明型绿色专利甚至起着抑制作用，这也从一定程度上说明国有资本参股不仅有助于激发民营企业进行技术含量较高的发明型绿色创新，而且通过辐射效应带动了区域的绿色发展。

六、结论与启示

伴随国有资本监管体制从“管企业”向“管资本”的转变以及“双碳”目标的提出，民营企业“反向混改”的经济效应与企业绿色创新成为当前经济金融领域关注的焦点。本文采集2007—2021年A股民营企业数据，研究了国有资本参股与民营企业绿色创新之间的关系，得到以下几点结论：第一，国有资本参股显著提高了民营企业的绿色专利水平，且经双重差分检验、变换模型设定、替换核心变量等稳健性检验后该结论依然成立；第二，国有资本参股通过信息治理、资源支持、公司治理这三大机制促进民营企业绿色创新，信息治理效应具体表现为国有资本参股显著提高了分析师和媒体关注，资源支持效应具体表现为国有资本参股通过增加商业信用融资、银行贷款额度与政府补贴缓解了企业融资约束，公司治理效应具体表现为国有资本参股显著增强了管理层的创新风险承担和绿色责任承担能力；第三，国有资本参股对民营企业绿色专利的提升作用会受到企业内外部因素的影响，当企业不存在政治关联、处于成熟期以及所在地环境规制较强、经济活跃度较高时，国有资本参股对民营企业绿色创新的边际效应更强；第四，国有资本参股优化了民营企业绿色專利结构，其更大程度地促进了技术含量较高的发明型绿色专利申请，且发挥了“以点带面”的作用，促进了所在地整体绿色创新质量的提升。

本文结论对于国有资本改革助力经济高质量发展与民营企业绿色创新绩效的提升具有如下政策启示。一是民营企业应积极配合推进 “反向混改”，国有股东的进驻不但有助于信息治理、资金纾困等机制的良好发挥，而且通过激发管理层勇于承担创新风险和绿色责任，进而促进民营企业自身和整体宏观经济的绿色发展。二是在国有资本监管体制从“管企业”转向“管资本”的过程中要不断完善国有资本参股民营企业的相关制度，在充分发挥国有资本独特治理效应的同时，要积极推动亲清型政商关系建设，避免因国有资本过度介入而对民营企业发展带来资源诅咒等潜在负面影响。三是结合民营企业自身现实情况寻找国有资本与其他环境治理政策的最佳组合点，如处于成熟期的民营企业引入国有资本更有利于其绿色绩效提升，国有资本参股可能与宏观环境规制、经济活跃度等形成有效联动从而共同促进民营企业绿色创新活动。因此，可以积极推动国有资本参股与企业内外部治理环境的全方位系统融合，以促进我国经济的绿色转型发展。

注：

①这里将“国有大股东参股”定义为国有资本在民营企业中持股超过5%，但又不会使民营企业控制权性质发生根本性变化。

②即技术溢出的正外部性和环境污染的负外部性。

③为降低反向因果关系等的干扰，模型中引入国有资本参股变量的滞后项进行回归。

④此处的绿色专利具体指绿色发明专利和绿色实用新型专利，在计算过程中包含了上市公司独立申请和联合申请两类绿色专利。

⑤行业虚拟变量的设定采用制造业二级分类、其他行业一级分类的做法。

⑥由于彭博ESG评分从2011年开始，故此处的回归采用2011—2021年样本进行分析。

⑦Pre2、Pre1、Post0、Post1、Post2、Post3分别表示国有资本进入前两年、国有资本进入前一年、国有资本进入当年、国有资本进入后一年、国有资本进入后两年、国有资本进入后三年及以上。此外，本文选取Pre3（国有资本进入前第三年及以上）作为基期并予以剔除。

⑧当公司有进行绿色专利申请时，DGre取值为1，否则取0。

⑨该数据来自王小鲁等编制的《中国分省份市场化指数报告》，由于“非国有经济发展指数”目前只能获取截至2019年的数据，考虑经济发展过程中的路径依赖性，2020—2021年的非国有经济发展指数用2019年的数据代替并进行分组。

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