知识产权保护对企业绿色创新效率的影响

张治锋

（中国财政科学研究院 国资管理与资本运营研究中心，北京 100142）

0 引言

在碳达峰和碳中和的远景战略目标要求下，推动绿色经济发展成为我国当前经济发展的主基调。企业的绿色创新行为对我国绿色经济转型发挥了关键作用。促进企业的绿色创新发展有助于缓解环境问题，如降低碳污染和能源消耗，对实现“双碳”目标具有重要的战略意义。然而，当前我国上市企业的绿色创新意愿较低，这严重阻碍了市场主体的绿色转型进程。现有文献主要从政府、企业、投资者的视角探讨了企业绿色创新行为的影响因素。基于政府的视角，王永贵和李霞（2023）[1]研究发现，来自政府的研发补助能够提高企业的绿色创新意愿，从而推动企业扩大实质性创新产出。李平和方健（2023）[2]认为，环境规制会对企业施加监管压力，从而促进企业的绿色创新产出。基于企业的视角，刘畅等（2023）[3]研究发现，企业的数字化转型有利于企业降低绿色创新成本、优化创新决策环境。基于投资者的视角，熊熊等（2023）[4]认为，投资者对企业绿色创新行为的关注会向管理者施加外部压力，推动企业扩大绿色创新产出。学者们已经意识到了外部环境制度建设以及内部公司治理约束是提高企业绿色创新意愿的重要因素，但现有研究较少探究知识产权保护与绿色创新效率之间的关系。部分研究虽然分析了知识产权保护对绿色创新行为的影响，但研究视角局限于省市层面的绿色创新产出[5]，较少探讨企业微观层面的绿色创新效率，其作用路径还有待进一步厘清。根据知识产权理论，知识产权保护制度的完善是优化企业创新环境、提高企业创新意愿的重要外部支撑力。那么，地区知识产权保护水平如何影响企业的绿色创新效率？

针对上述问题，本文以2007—2021 年我国A 股上市企业为研究样本，实证探究地区知识产权保护水平与企业绿色创新效率之间的关系。本文根据知识产权理论，从研发投入、研发合作以及融资约束三个层面厘清了知识产权保护对企业绿色创新效率影响的作用路径，丰富了知识产权保护与绿色创新效率的相关文献。从金融发展水平、管理者短视、投资者绿色关注、制造业行业性质以及产权性质五个维度来展开异质性分析，为理解知识产权保护水平对企业绿色创新效率的作用关系提供更多的经验证据。

1 理论分析与研究假设

根据知识产权理论，加强知识产权制度建设有利于强化市场微观主体的科技创新意识，提高科技创新水平。本文认为，加强地区知识产权保护可以通过提高企业的研发投入、扩大研发合作以及缓解融资约束三个路径对绿色创新效率产生影响。首先，基于国家宏观战略的视角，加快企业绿色化转型是推动绿色经济发展的重要抓手。然而，不同于一般的投资活动，上市企业的绿色创新行为对产权保护问题更加敏感。在一个缺乏知识产权保护的环境中，市场对企业的绿色创新成果侵权成本较低，企业面临更大的市场侵权风险。这将提高企业绿色创新成本，降低绿色创新意愿。而地区知识产权保护水平的提高会对研发创新成果的侵权行为形成威慑效应，提高知识产权的侵权成本，保护市场主体的创新利益[6]。此时，在外部知识产权保护制度的支撑下，上市企业的绿色创新成本将会大幅度降低，提高企业的绿色创新意愿并强化绿色创新战略的指引作用，促使企业加大研发投入。企业研发投入的持续增加将避免绿色科技创新活动的中断，提高企业绿色创新效率。其次，上市企业自主进行绿色科技创新研发常常面临更高的研发风险，通过研发合作、技术引进以及创新知识共享的方式可以有效降低绿色科技创新活动中的创新不确定性风险[7]。在知识产权保护水平较高的环境中，绿色科技创新成果的产权归属问题更加清晰，绿色科技创新成果的经济权益可以得到有效保障。此时，上市企业更有动机借助多方资源优势来进行联合研发，减少绿色创新过程中的时间成本以及知识壁垒，提高企业绿色创新效率。最后，绿色科技创新活动投资周期较长，缓解企业融资约束是提高企业绿色创新效率的重要途径之一[8]。研究表明，知识产权保护水平的提高将会降低企业的创新信息披露成本，推动企业披露更加具体、真实、客观的创新进展信息。这将有利于降低企业与外部投资者的信息不确定性风险，增强外部投资者对企业科技创新行为的投资信心，从而缓解企业融资约束问题[9]，提高企业绿色创新效率。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设1：知识产权保护水平越高，企业绿色创新效率越高。

假设2：知识产权保护通过加大企业研发投入来提高企业绿色创新效率。

假设3：知识产权保护通过扩大企业研发合作来提高企业绿色创新效率。

假设4：知识产权保护通过缓解企业融资约束来提高企业绿色创新效率。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文以2007—2021年我国A股上市公司为研究样本，共包含15年的观测值。财务数据来自国泰安数据库。在样本处理过程中，剔除异常值数据并在1%的水平上对主要连续变量进行缩尾处理，回归结果采用稳健标准误。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

绿色创新效率（Gre_Effi），参考刘畅等（2023）[3]的研究，用上市企业绿色创新专利申请总数的对数值/研发投入的对数值来衡量企业的绿色创新效率。在稳健性检验中，更换该变量的衡量方法，用绿色专利申请总数的对数值/研发人员总数的对数值来进行衡量。

2.2.2 解释变量

知识产权保护（IPP），为准确衡量企业外部环境的知识产权保护水平，参考周泽将等（2022）[9]的研究，用上市企业注册省份的省级知识产权保护指数来衡量知识产权保护水平。数据通过《全国知识产权发展状况报告》整理得到。在稳健性检验中，对该变量进行滞后一期处理以降低内生性影响。

2.2.3 中介变量

根据研究假设，中介变量包括研发投入（RD）、研发合作（Co_Pat）以及融资约束（WW）。其中，研发投入用研发支出/总资产进行衡量；研发合作用上市企业联合申请绿色专利总数的自然对数值来衡量；融资约束用WW指数来衡量。

2.2.4 控制变量

为避免遗漏变量的偏误，在回归过程中加入如下控制变量。企业年龄（Age），为企业已上市年数的自然对数值；经营现金流（CFO），为经营性现金流净额/总资产；资产负债率（LEV），为总负债/总资产；固定资产比（FIX），为固定资产总额/总资产；盈利能力（ROA），为净利润/总资产；企业价值（TobinQ），为市值/总资产；股权集中度（TOP1），为第一大股东的持股比例；机构持股（Hold），为机构投资者持股比例总数。此外，还控制了年份与行业固定效应，其中，行业类别根据行业大类进行分类。

2.3 模型构建

为检验前文提出的假设，参考江艇（2022）[10]的中介路径检验步骤，构建如下回归模型：

其中，Gre_Effi 为绿色创新效率；RD 为研发投入；Co_Pat 为研发合作；WW 为融资约束；IPP 为知识产权保护。式（1）用来检验假设1，预计IPP 的回归系数显著为正。若式（1）回归结果与预期相符，则采用式（2）至式（4）进行中介路径检验。其中，式（2）用来检验假设2，预计IPP 回归系数显著为正；式（3）用来检验假设3，预计IPP回归系数显著为正；式（4）用来检验假设4，预计IPP 回归系数显著为负。

3 实证分析

3.1 描述性统计

由表1可知，企业绿色创新效率（Gre_Effi）的平均值为0.0602，最小值为0，最大值为0.2429，表明样本总体的绿色创新效率较低，但部分样本高度重视企业的绿色创新活动。知识产权保护（IPP）的平均值为0.7574，最小值为0.4590，最大值为0.9375，表明不同省份之间的知识产权保护水平存在较大差异，这对企业的绿色创新效率产生何种影响还有待进一步探究。

表1 主要变量的描述性统计

3.2 基准回归

下页表2中列（1）至列（3）分别为逐步加入年份、行业以及其他控制变量的回归结果。其中，列（3）在控制行业与年份固定效应的基础上，加入了企业年龄、经营现金流、资产负债率等控制变量以减少遗漏变量偏误问题。可以看出，知识产权保护水平（IPP）的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明地区知识产权保护水平越高，上市企业的绿色创新效率越高，支持了假设1。根据列（3）可知，知识产权保护水平的回归系数为0.0306，表明知识产权保护水平每增加1 个单位，企业的绿色创新效率平均增加3.06%。

3.3 中介路径检验

结合表2 的回归结果以及参考江艇（2022）[10]的研究，本文对研发投入、研发合作以及融资约束这三种中介路径进行检验。

3.3.1 研发投入

为检验研发投入的中介作用，本文利用式（2）进行回归，结果如表3 中列（1）所示。知识产权保护的回归系数在5%的水平上显著为正，表明知识产权保护水平越高，企业越有动机去增加研发投入来扩大绿色创新研发规模。以上结果支持了假设2。

表3 中介路径检验结果

3.3.2 研发合作

为检验研发合作的中介作用，本文利用式（3）进行回归，结果如表3 中列（2）所示。知识产权保护的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业外部知识产权保护水平的提高会促进企业扩大绿色创新研发合作。以上结果验证了假设3。

3.3.3 融资约束

为检验融资约束的中介作用，本文利用式（4）进行回归，结果如表3 中列（3）所示。知识产权保护的回归系数在1%的水平上显著为负，表明加强知识产权保护能够缓解企业融资约束问题。以上结论验证了假设4。

3.4 稳健性检验

为了提高研究结论的可靠性，本文采用替换解释变量、替换被解释变量、增加控制变量的方法对假设1 进行稳健性检验。结果如表4所示。

表4 稳健性检验结果

（1）替换解释变量

为进一步降低内生性影响，对解释变量进行滞后一期处理，结果如表4 中列（1）所示。解释变量知识产权保护的回归系数显著为正，回归结果与前文保持一致，进一步支持了假设1。

（2）替换被解释变量

用绿色专利申请总数的对数值/研发人员总数的对数值来衡量企业绿色创新效率，结果如表4 中列（2）所示。解释变量知识产权保护的回归系数在1%的水平上显著为正，这表明前文的回归结果依然稳健。

（3）增加控制变量

企业绿色创新效率的提高可能与行业竞争对手的行为有关[11]，若没有控制该变量的影响，则会产生回归结果偏误。因此，本文在回归过程中控制了行业竞争对手绿色创新效率的影响，用除目标企业外同行业年度绿色创新效率均值来进行衡量。回归结果如表4中列（3）所示。在进一步控制了可能存在的遗漏变量偏误后，前文的研究结论依然成立。

4 异质性分析

知识产权保护与企业绿色创新效率的关系可能会因个体的异质性而存在差异性变化。本文从金融发展水平、管理者短视、投资者绿色关注、制造业行业性质以及产权性质五个维度来展开异质性分析，结果如表5所示。

表5 异质性分析结果

（1）金融发展水平

融资约束问题是限制企业扩大绿色创新研发的关键因素。地区金融发展水平越高，金融机构在信息搜集与分析、风险管控等方面越具有资源优势。这将降低金融机构与绿色创新企业之间的信息不对称风险[12]，使得真正具备绿色创新潜力的企业能够得到市场的充分关注，减少信贷错配现象，从而缓解企业的融资约束问题。此外，金融发展水平的提高还有助于降低企业在融资过程中面临的信息成本、贷款成本，减少企业绿色创新资源的消耗。在地区金融发展情况良好的环境下，知识产权保护对绿色创新的支撑作用将会得到完全释放，这两种外部性环境交互将会发生乘数效应，提高企业的绿色创新意愿，从而加快企业的绿色创新产出。基于此，本文将探讨金融发展水平对知识产权保护与绿色创新效率关系的差异化影响。金融发展水平（Fin_Dev）用样本所在省份的存贷款余额/地区生产总值来进行衡量，利用式（1）进行回归，结果如表5中列（1）所示，金融发展水平越高，知识产权保护对企业绿色创新效率的正面影响作用越强。

（2）管理者短视

企业的绿色创新研发需要长期的研发投入且经济回报具有不确定性。短视主义的管理者会更加看重企业在短期内所实现的经济效益，这将降低企业对绿色创新项目的关注程度。研究发现，管理者短视主义会削弱企业的长期项目投资力度，阻碍企业未来的价值提升[13]。本文认为，外部知识产权保护水平的提高仅向企业提供了政策支持环境。对于如何提高企业的绿色创新效率，关键在于企业管理者是否树立了企业长期发展的价值导向。若企业管理者呈现短视主义，则会削弱知识产权保护水平对企业绿色创新效率的正面影响作用。基于此，本文将探讨管理者短视主义对知识产权保护与绿色创新效率关系的差异化影响。本文根据管理者短视主义词典来筛选每个样本年度管理层讨论与分析的短视主义总词数来衡量每个样本的管理者短视（Myopia）[13]，利用式（1）进行回归，结果如表5 中列（2）所示，管理者短视会削弱知识产权保护对企业绿色创新效率的正面促进作用。

（3）投资者绿色关注

代理冲突是企业在创新过程中需要长期面对的重要问题。研究发现，外部投资者创新关注可以促使管理者更加关注企业的创新行为[4]。本文认为，当外部投资者关注企业的绿色创新项目时，会加剧管理者的绿色创新感知压力，此时管理者更有可能借助外部良好的知识产权保护制度来推动企业的绿色创新行为，提高企业的绿色创新效率。投资者绿色关注（Focus_Gre）用投资者问答平台中投资者提问的绿色问题总数/所有问题总数来进行衡量。其中，若投资者的问题涉及“污染”“减排”“节能”等绿色关键词，则定义为绿色问题。结果如表5中列（3）所示，投资者绿色关注会强化知识产权保护对企业绿色创新效率的正面影响作用。

（4）制造业行业性质

基于行业属性的不同，企业所表现出的绿色创新意愿也存在较大差异。当前我国制造业面临更加严格的环境监管压力。相较于普通行业，处于制造业的企业会呈现较强的绿色创新意愿。此时，制造业企业更有可能借助外部良好的知识产权保护制度来加快企业的绿色创新产出，缓解企业面临的政府监管压力，提高企业的市场价值。基于此，本文将探讨制造业行业性质对知识产权保护与绿色创新效率关系的差异化影响。设置制造业（Manu_Ind）虚拟变量，若样本属于制造业行业门类则取1，否则为0。结果如表5中列（4）所示，相较于非制造业企业，知识产权保护对制造业企业绿色创新效率的提升更为显著。

（5）产权性质

从资源优势的角度来看，国有控股企业常常具备一定的融资优势、人才优势与政策优势。在绿色创新过程中，国有控股企业可以得到更多的融资、人才以及政策的支持。而非国有控股企业在绿色创新过程中所面临的资源限制问题则更加广泛，这将延缓企业的绿色创新产出。因此，相较于非国有控股企业，国有控股企业可以凭借资源优势来扩大知识产权保护所带来的正面效应。从政治动机来看，国有企业需要承担更多的社会责任，这将进一步强化国有控股企业的绿色创新动机，充分发挥外部知识产权保护所带来的创新支持作用。基于此，本文将探讨产权性质对知识产权保护与绿色创新效率关系的差异化影响。设置产权性质（SOE）虚拟变量，若企业为国有控股则取1，否则为0。结果如表5中列（5）所示，相较于非国有控股企业，知识产权保护对国有控股企业绿色创新效率的提升更为显著。

5 结论与启示

本文以2007—2021 年我国A 股上市企业为研究样本，实证探究了地区知识产权保护与企业绿色创新效率的关系。研究结果发现，加强地区知识产权保护通过提高企业研发投入、加强研发合作以及缓解融资约束来提高企业未来的绿色创新效率。异质性分析结果表明，在金融发展水平较高、管理者短视程度较低、投资者绿色关注度较高、处于制造业行业以及国有控股企业的样本中，地区知识产权保护对企业绿色创新效率的正面影响更为显著。

本文的研究结论有如下启示：第一，政府应该注重完善知识产权保护制度。加强知识产权保护制度建设不仅能够提高市场的知识产权侵权成本，降低企业的绿色创新被侵权风险，还有助于维护企业的绿色创新经济利益，从而提高企业的绿色创新意愿。因此，完善知识产权保护制度是促进市场主体加快绿色转型的重要外部支撑力。第二，企业要尽可能借助资源优势，如外部金融环境支撑以及企业内部资源，扩大知识产权保护对企业绿色创新效率提升的引领作用。第三，投资者应通过业绩说明会等互动平台加强对企业绿色创新行为的关注，及时将自身所重视的绿色创新问题传递给企业管理者，强化管理者的绿色创新意识。