实质性创新还是策略性创新?

贾宁　张志超

摘 要：绿色金融改革创新试验区是我国实现“双碳”目标，探索绿色金融发展新路径的重要举措。基于2010—2020年中国A股上市公司数据，采用渐进双重差分模型探究绿色金融改革创新试验区对企业绿色创新行为的影响及其作用机理。研究表明，绿色金融改革创新试验区的设立能够在一定程度上提升企业绿色创新水平，在区分不同动机创新行为后发现，绿色金融试验区政策促进了企业策略性绿色创新，但对实质性绿色创新的影响并不显著。异质性分析表明，绿色金融改革创新试验区对企业绿色创新的激励作用主要集中在非重污染行业与市场化程度较高地区的企业中。就影响机制而言，媒体关注与企业社会责任能够进一步强化绿色金融改革创新试验区对企业绿色创新的促进作用。我国在新发展阶段应完善绿色项目评估体系、优化绿色金融政策、促进企业绿色转型、实现经济高质量发展。

关键词：绿色金融改革创新试验区；绿色创新；媒体关注；企业社会责任

中图分类号：F832 文献标识码：A文章编号：1007-2101（2024）01-0070-13

当前，我国已进入新发展阶段，其核心任务在于推動经济的高质量发展[1]。而要实现高质量发展，必须始终以“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念为指导，创新不仅是企业提高自身核心竞争力的有效手段，更是国家实现高水平科技自立自强的重要保证；绿色代表了人民日益增长的生态环境需要，是社会经济发展的底色。绿色创新作为“绿色”与“创新”的有效融合，是企业基于可持续发展目标对产品开发、生产工艺及商业模式等进行的一系列技术创新活动，是“双碳”背景下平衡经济发展与环境保护的重要举措，也是推动高质量发展的必然选择。

近年来，随着绿色创新的政策法规相继出台，我国绿色技术的供给数量与发展速度稳步提升，但与发达国家相比，其质量与深度有所不足[2]，且占专利总量的比重较低[3]。因此，学者们就企业绿色创新的驱动因素开展了大量研究，主要包括环境规制、潜在绿色市场[4]和利益相关者压力[5]等外部因素，以及公司战略[6]、董事会治理[7]和绿色技术能力[8]等企业内部因素。其中值得关注的是，关于环境规制与企业绿色创新之间的关系，现有研究尚未达成统一观点。部分学者认为合理的环境规制能促使企业在外部压力下选择绿色技术创新，提高企业在市场竞争中的优势地位，从而弥补部分环境治理成本[9]。相反，另有部分学者认为绿色技术创新存在短期成本上升与长期收益不确定问题，环境规制会加重企业生产活动与投资行为的负担，使企业缺乏足够的资源与动机进行绿色创新活动[10]。

绿色金融有效扩展了环境规制政策外延，其核心功能在于通过金融资源的有效配置，引导或约束企业行为，以实现企业的高效、可持续发展，是推动我国生态文明建设与绿色转型的重要工具。笔者梳理已有文献发现，绿色金融能够通过改善企业债务结构[11]、优化投融资行为[12]、提升企业内部环境关注度[13]等渠道影响企业绿色创新行为，且企业特征[14]、行业性质[15]与外部融资依赖度[16]等因素影响绿色金融政策实际效应的发挥。张庆君等研究发现，绿色金融政策显著提高了企业研发投入占比与创新产出数量，而创新产出质量与创新绩效并未同步提升[17]。孙莹等选取工业部门的上市企业数据，证实了绿色金融政策对企业绿色技术创新的诱发作用，在区分绿色专利类别后，该影响效应依旧存在[15]。现有文献更多地将企业创新行为细化为创新投入与产出或创新数量与质量，忽略了绿色金融政策对于不同动机创新行为的异质性影响。

鉴于此，笔者基于绿色金融改革创新试验区这一绿色金融发展新路径，构建准自然实验框架，利用2010—2020年沪深A股制造业上市公司的面板数据，使用渐进双重差分法，尝试探讨以下问题：绿色金融试验区政策的实施能否提高企业的绿色创新水平？企业在应对绿色金融试验区政策时会选择实质性绿色创新还是策略性绿色创新？更进一步地，这种政策效应是否在不同行业、不同市场化水平地区存在异质性？该政策影响企业绿色创新活动的作用机制是什么？其研究结论能够为我国持续推进绿色金融试点工作、充分发挥政策有效性、实现经济高质量发展提供借鉴和参考。

一、理论分析与研究假说

（一）绿色金融试验区政策与企业绿色创新影响效应分析

在探索经济可持续发展路径的背景下，兼具环境规制与金融资源配置功能的绿色金融应运而生。我国于2017年在浙江、江西、广东、贵州、新疆五省（自治区）进行各具特色的绿色金融改革创新试验区建设，结合空间布局与各地区经济金融发展水平，制定各有侧重的绿色金融发展目标［18］。在此经验基础上，甘肃与重庆于2019年和2022年相继获批成为试点地区［19-20］。此举旨在通过发展多元化绿色融资工具、创新绿色金融服务模式、健全绿色金融标准体系等举措，引导企业积极参与绿色金融市场，吸引社会资本参与节能环保项目，降低企业绿色研发风险，从而激发企业绿色创新活力，实现企业高质量发展。

在绿色金融试验区建设过程中，银行业等金融机构根据企业环境情况施以“区别对待”的信贷政策。根据制度理论，绿色金融试验区政策对高耗能、高污染企业更加严格的规制要求与融资约束，迫使其不断进行技术革新，改善生产流程，降低治污成本，以达到贷款的“环境门槛”[21]；而环保企业能够获得绿色金融试验区政策所带来的融资“增益”效应，降低了企业在绿色研发过程中面临融资困境的可能性，从而提升企业主动、持续研发更有效的清洁技术与环境友好型产品的意愿。同时，基于信号理论，试验区内绿色信用体系与环境信息披露机制相对完善，企业主动进行绿色创新可向外界传递积极信号，树立良好的社会形象，有利于提高利益相关方对企业可持续发展潜力的认同感，并与之形成稳定的社会关系，为企业吸引更多的外部投资与高技能人才。据此，笔者提出如下假说：

H1：绿色金融试验区政策有助于提升试验区内企业的绿色创新水平。

基于不同创新动机，企业存在差异化的行为选择：一种是以获取长期竞争优势为目的的实质性创新，另一种是短期迎合政府政策或环境监管的策略性创新[22]。实质性绿色创新一般指绿色发明专利，具有一定的技术门槛，风险性较高，其成果能够为企业带来可观的经济环保效益。策略性绿色创新一般指绿色实用新型专利，对企业创新基础、资源投入和研发能力的要求较低，创新要素相对不足，其成果能够快速投入市场。

在进行实质性绿色创新的过程中，一方面，企业要面临可能失败的风险以及创新周期较长所带来的不确定性[23]，缺乏足够的创新动力。绿色金融试验区政策通过绿色信贷、绿色债券、绿色保险等一系列绿色金融产品及服务，为企业实现技术进步提供了多元化融资渠道与良好的创新环境，使企业有能力、有信心追求具有高潜在收益的实质性绿色创新，从而提高其市场价值。另一方面，面对绿色金融试验区的考核约束，出于短期政治需求，政府官员需要企业快速做出反应并有所成效[24]，在此要求下，企业会选择耗时较短且研发难度较低的策略性绿色创新而非实质性绿色创新。同时，信息不对称导致金融机构无法准确评估企业各项创新产出的预期环境效益，企业为获取更多的綠色资金或金融优惠政策，会更倾向于进行策略性绿色创新。此外，试验区内更严格的环境约束会迫使企业通过策略性绿色创新迅速达到环境准入门槛或信息披露要求，以避免造成更大损失。据此，笔者提出如下假说：

H2：绿色金融试验区政策对实质性绿色创新和策略性绿色创新的影响存在异质性。

（二）绿色金融试验区政策与企业绿色创新作用机制分析

作为市场信息传递的重要媒介，媒体报道能够通过揭示企业环境信息影响公众对企业行为的反应，从而引导企业开展绿色创新活动 [25]。议程设置理论指出，媒体关注具有“盯住效应”，被报道企业随后的生产经营活动将成为公众关注和讨论的重点。正面和中性的媒体报道有利于企业构建良好声誉、获得公众认可并提高市场价值，在一定程度上激发了企业进行绿色技术创新的热情，企业主动追求绿色转型反过来又会吸引媒体报道，从而形成媒体关注与企业绿色创新之间的正向循环反馈机制。而负面报道会给企业带来舆论压力，甚至造成一定的环境风险[26]，促使企业出于防御动机，调整相关战略决策，开展绿色创新活动以维护自身形象。另外，我国企业主要通过信贷渠道进行外部融资，新闻媒体所提供信息的准确性对金融机构的信贷决策产生直接影响。根据媒体治理理论，高媒体关注度意味着企业的曝光度较高，其内部信息更易获得，能够有效降低企业与各类金融机构间的信息不对称程度[27]。在绿色金融试验区建设过程中，媒体关注有效降低了金融机构的信息搜索成本，使其能够快速、及时地调整绿色资金流向。一方面可以提高正面报道较多企业的绿色信贷资源获取能力，降低外源融资风险；另一方面对负面报道较多的企业施以严苛的融资条件，倒逼企业不断通过绿色创新等手段，满足相应的能耗和碳排放标准，从而在绿色金融市场中获取主动权。综合上述分析，笔者提出如下假说：

H3：媒体关注度的提高能够强化绿色金融试验区政策对企业绿色创新的促进作用。

企业社会责任作为贯穿于企业运营管理体系的战略理念，是平衡企业内外部利益相关者利益需求的具体体现[28]。从资源配置层面考虑，不同于一般性技术创新，绿色创新活动需要更高的知识基础与更长的研发周期，持续的经济资源与社会资源供给更是不可或缺。社会责任履行程度较高，意味着企业具有更强的资源基础与绿色转型意愿[29]。在绿色金融试验区建设的过程中，企业能够更好地提高消费者忠诚度、吸引潜在投资者、招揽高科技人才，进而获取更广泛的融资渠道与社会网络支持，这在一定程度上能够降低企业资源配置风险，有利于企业进一步提高绿色创新水平。此外，基于利益相关者理论，企业的绿色创新活动可以视为企业对各利益相关方环境需求的反馈 [6]。如今，消费者环境意识逐渐增强，对环境友好型产品的需求不断增加。当绿色金融试验区政策释放利好信号，社会责任履行程度较高的企业更能率先抢占市场份额，获得先行者优势，从而强化外部利益相关方对企业的认同效应，在满足消费者需求的同时实现效益最大化，这一过程有助于驱动企业开展更多的绿色技术创新活动。基于此，笔者提出如下假说：

H4：企业积极承担社会责任能够强化绿色金融试验区政策对企业绿色创新的促进作用。

二、实证研究设计

（一）模型设定

本文旨在探索绿色金融

改革创新试验区的企业绿色创新效应，以及对企业不同动机绿色创新行为的影响差异。

由于绿色金融试点工作是分年分批次进行的，故采用渐进双重差分模型，通过比较政策执行前后试验区与非试验区内企业绿色创新产出的差异，剔除随时间变化及不可观测的其他因素，进行合理的因果推断。参考宋弘等[30]和徐佳等[31]的研究思路，具体模型设定如下：

GInnit=α0+α1Treati×Timet+X'itφ+ηi+γt+εit（1）

GPatit=α0+α1Treati×Timet+X'itφ+ηi+γt+εit（2）

GUtiit=α0+α1Treati×Timet+X'itφ+ηi+γt+εit（3）

其中，各变量的下角标i表示企业，t表示时间。GInnit为企业i在t年的绿色创新水平，GPatit为实质性绿色创新，GUtiit为策略性绿色创新。Treati为设立绿色金融改革创新试验区的虚拟变量，Timet为政策时点虚拟变量。X'it表示企业及城市层面的一系列控制变量，包括企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、企业成熟度（Age）、盈利能力（ROA）、现金持有水平（Cash）、独立董事比例（Indep）、股权集中度（Top1）、经济发展水平（PGDP）、工业化程度（Indratio）和金融发展水平（Fina）。ηi和γt分别表示个体固定效应与时间固定效应，εit为随机误差项。

（二）变量选取

1.被解释变量。本文选取企业绿色创新（GInn）作为被解释变量，用该企业当年的绿色专利申请总量来衡量。其原因在于：一方面，绿色技术创新是企业相关资源投入和效率产出的最终体现，基于数据可得性和准确性，很难将绿色创新投入从企业研发活动中单独剥离开来，同时创新行为是一个长期持续投入的过程，且存在一定的风险，因此作为产出指标的绿色专利数据更能直接体现企业当期的绿色创新水平[32]。另一方面，专利的授予需要经过申请、受理、审查等环节，耗时较长，且容易被官僚因素所影响[33]，而在绿色专利申请阶段，其技术创新很可能已经作用于企业生产经营活动[34]。因此，相对于绿色专利授权量，绿色专利申请量更具有可靠性和时效性，更能及时反映企业在面临政策调整时的创新战略选择。

在参考既有研究的基础上[22]，进一步将绿色专利数据根据不同创新动机进行分类，其中，实用新型专利的技术含量较低，研发过程相对简单，仅需要通过形式审查即可获得授权，大多是企业为应对环境规制而作出的临时反应；而发明专利创新性较高，研发投入与难度较大，需要通过更为严苛的实质审查，是提高企业核心竞争力的有效手段。因此，笔者以绿色发明专利申请数量作为实质性绿色创新（GPat）的代理变量，以绿色实用新型专利申请数量作为策略性绿色创新（GUti）的代理变量。此外，考虑到企业绿色创新产出存在较多0值，且专利数据呈右偏分布，对于以上三个被解释变量均采取加1后取自然对数处理。

2.核心解释变量。根据国务院2017年和2019年相继批复的绿色金融改革创新试验区名单，以两批次试验区省份作为处理组，得到核心解释变量——绿色金融试验区政策（Treat×Time）。若企业i位于绿色金融试验区所在省份，则Treati=1，反之为0。鉴于企业具有一定的“战略前瞻性”[35]，不能排除企业在政策执行当年已调整行动策略，笔者将绿色金融试验区政策实施当年及以后年份作为政策试点时期，Timet=1表示样本年度t处于试点期内，反之为0。

3.控制变量。为了缓解遗漏变量问题所导致的内生性干扰，提高回归估计效率，笔者引入了一系列企业层面与城市层面的控制变量：（1）企业规模（Size），以企业期末资产规模的自然对数来衡量；（2）财务杠杆（Lev），使用企业期末负债水平与期末资产规模的比值来衡量；（3）企业成熟度（Age），使用企业成立年限的自然对数来衡量；（4）盈利能力（ROA），使用企业净利润与年末总资产的比值来衡量；（5）现金持有水平（Cash），使用企业现金持有比率来衡量，为企业货币资金与交易性金融资产之和与企业期末总资产的比值；（6）独立董事比例（Indep），使用企业独立董事人数在董事会总人数的占比来衡量；（7）股权集中度（Top1），使用企业第一大股东的持股比例来衡量；（8）经济发展水平（PGDP），使用该地区人均GDP的自然对数来衡量；（9）工业化程度（Indratio），使用该地区工业生产总值占GDP的比重来衡量；（10）金融发展水平（Fina），使用该地区金融机构各项贷款余额占GDP的比重来衡量。

（三）数据说明

本文选取2010—2020年A股上市的制造业企业作为研究样本，其中上市公司专利数据源于国家知识产权专利数据库以及CNRDS上市公司创新专利研究數据库（CIRD），公司财务数据与城市层面数据来自国泰安数据库。此外，参照现有文献中的做法，对上市公司原始数据进行以下处理：（1）由于绿色技术创新的主体为制造业企业，且其行业本身与金融、房地产业等存在较大差异，故在行业筛选时仅保留制造业企业样本；（2）剔除样本期内被ST、*ST、PT处理的上市公司；（3）剔除重要指标缺失或出现明显异常的上市公司；（4）剔除发行B股的A股公司；（5）为避免极端值干扰本文的研究结论，对所有的连续变量进行上下1%的缩尾处理。表1报告了主要变量的描述性统计结果。

三、实证结果与分析

（一）基准回归结果

为了验证绿色金融试验区政策对企业绿色创新的直接影响，首先按照上文设定的渐进双重差分模型进行基准回归，回归中均控制了个体固定效应和时间固定效应，结果见表2。表2中第（1）列为不加入控制变量的回归结果显示，相对于非试验区的企业主体，试验区内企业的绿色创新水平提高了7.6%，并在1%的水平下显著。在加入了个体特征、经营环境等企业层面的控制变量以及经济发展水平、政府行为等城市层面的控制变量后，核心解释变量的回归系数在1%的水平下依然显著为正，说明绿色金融试验区政策在一定程度上有助于提高试验区内企业的绿色创新产出，假说1得到验证。

进一步，笔者将绿色创新分为实质性绿色创新和策略性绿色创新，探讨绿色金融试验区政策对二者是否存在差异化影响。表2第（3）（4）列显示，核心解释变量的回归系数虽然为正，但并不显著，说明绿色金融试验区政策并未促进试验区内企业的实质性绿色创新。表2第（5）（6）列显示，核心解释变量的回归系数在1%的水平下均显著为正，加入控制变量后，其系数为0.086。以上结果说明，绿色金融试验区政策诱发了试验区内企业的策略性绿色创新，而对技术含量更高的实质性绿色创新的影响并不显著。至此，假说2得到了验证。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验。

使用双重差分模型进行政策评估的重要前提是处理组和对照组样本满足平行趋势假设，即在绿色金融试验区政策实施之前，试验区和非试验区内企业绿色创新的变化趋势不存在系统性差异。对此，笔者参考Beck等[36]的做法，以绿色金融试验区政策实施的前1期作为基期，采用事件研究法进行动态效应回归，模型设定如下：

其中，Reformkit为虚拟变量，如果企业i所在省份在政策时点前后的第k期（-4≤k≤3且k≠-1）进行了绿色金融试验区建设，那么该变量取值为1，否则为0。笔者主要关注参数αk的估计结果，其他变量的设定与基准回归模型相同。

图1描绘了绿色金融试验区政策对企业绿色创新年度间的动态影响。可以看出，当k<0时，置信区间在0上下波动，回归系数αk均不显著，说明在绿色金融试验区政策实施之前，处理组与对照组之间不存在显著差异，满足平行趋势假设。

2.安慰剂检验。

为了进一步说明企业绿色创新的变化是由绿色金融试验区政策的冲击带来的，而非其他不可观测因素的作用，笔者借鉴曹春方等[37]的处理，尝试随机、逐年、无放回抽取2010—2020年部分省份中的企业作为处理组，其余省份中的企业作为对照组，并分别代入模型（1）—（3）中进行回归，其中每年抽取的处理组与对照组中的省份数量与真实数据一致。在500次随机抽取及回归检验后，得到随机处理后的回归系数分布图（见图2），其中随机抽样系数的均值与0十分接近，远小于基准回归中真实的估计值（在图2中由虚线标示），且仅有少部分随机结果位于真实估计值右侧。这证实了在排除其他偶然因素的影响下，基准回归结果依然稳健，安慰剂检验通过。

3.PSM-DID。

为降低由于试验区与非试验区各方面特征差异而导致的样本选择偏差，笔者采用PSM-DID方法进行稳健性检验。首先将基准回归模型中的控制变量作为协变量，以是否属于绿色金融改革创新试验区作为因变量进行Logit回归，进而根据回归得到的倾向得分值，按照核匹配法为处理组匹配初始条件相似的对照组。其次进行平衡性检验，匹配后各协变量间的标准化偏差均大幅缩小，且绝对值小于10%，匹配效果良好。同时处理组与控制组的绝大多数样本都在共同取值范围内，满足共同支撑假设。最后对匹配后的样本进行实证检验，从表3回归结果可以看到列（2）和列（6）中Treat×Time的系数依然在1%的水平下显著为正，与基准回归的结论相一致，故绿色金融试验区政策对企业绿色创新和策略性绿色创新的诱发效果是稳健可靠的。

4.内生性问题的处理。

由于数据的局限性可能存在遗漏变量问题，导致绿色金融改革创新试验区的选择并非完全随机，为了尽可能缓解潜在的内生性问题，笔者参考袁礼和周正[38]的研究，引入自然地理因素作为工具变量，采用两阶段最小二乘法进一步检验绿色金融试验区政策的真实效果。笔者选取企业所在省份当年的日照时数（Sunlight）作为绿色金融试验区政策的工具变量，数据来源于中国气象局国家气象信息中心。一方面，各地区生态环境是绿色金融试验区选择的重要考量因素，日照时数的多寡与空气质量和大气成分密切相关，大气污染所导致的气溶胶浓度上升在一定程度上使地面受到的太阳总辐射减少，即日照时数与是否建立绿色金融试验区存在负相关关系，满足相关性假设。另一方面，日照时数并不会直接作用于企业绿色创新活动，满足外生性原则。

表4报告了工具变量法的回归结果。根据第（1）列可知，日照时数能够显著影响绿色金融试验区的选择，验证了其相关性假设。同时LM统计量在1%的水平下显著，F统计量为204.668远大于10，表明日照时数这一工具变量不存在识别不足和弱工具变量问题。根据第（2）—（4）列可知，绿色金融试验区政策显著激励了企业进行绿色创新与策略性绿色创新，而对实质性绿色创新的影响并不明显，与基准回归一致。以上结果表明，在缓解内生性问题之后，文中结论依然稳健。

5.其他稳健性检验。

除上述稳健性检验方法外，为保证回归结果不因代理变量的选择而改变，笔者分别以绿色专利申请数量占专利申請总量的比重、绿色发明专利申请占比与绿色实用新型专利申请占比来重新衡量企业的绿色创新、实质性绿色创新与策略性绿色创新。由表5第（1）—（3）列回归结果可知，排除可能同时影响企业绿色专利和其他专利创新的混淆因素后，绿色金融试验区政策的绿色创新效应在1%的水平下显著为正，并且对策略性绿色创新起到了促进作用。此外，考虑到行业性质可能从资金资源需求、技术水平、污染治理等方面影响企业的行为决策，因而在模型（1）—（3）的基础上引入行业固定效应进行检验，表5第（4）—（6）列显示，检验结果与基准回归结果一致，因此本文的基本结论具有稳健性。

（三）异质性检验

为了进一步探索绿色金融改革创新试验区的政策效应是否会因为行业性质和市场化程度的不同而产生差异，笔者进行如下检验。

1.基于不同行业性质的检验。

行业性质通常会影响绿色金融试验区政策对企业的侧重方向，具体而言，重污染行业企业可能面临更多的限制型政策要求，而非重污染行业企业则更易提高其融资便利性。笔者根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》的划分，对重污染组和非重污染组两类子样本进行检验，回归结果如表6所示。

由此发现，绿色金融试验区政策显著促进了非重污染行业企业的绿色创新水平与策略性绿色创新，而对重污染行业企业三种绿色创新活动的影响都未通过显著性检验。可能的原因是，一方面，对于重污染行业企业而言，其生产经营活动存在严重的路径依赖，资产专用性强，能够用于绿色产品、流程创新的资源和资金有限。在更为严苛的绿色金融试验区政策约束下，考虑到沉没成本的存在，重污染行业企业进行绿色转型的风险较大，难以同时兼顾经济效率与环境效益[39]。另一方面，重污染行业对于资源和资本要素的长期依赖无法避免，从而形成对高素质人力资本和技术进步等创新型生产要素的挤出效应，创新内生动力不足，创新基础较为薄弱，企业完成绿色技术创新的难度较大[40]。因此，重污染行业企业推动绿色创新活动的动机和意愿较弱，很难像非重污染行业企业一样迅速调整经营战略，积极响应绿色金融试验区政策的号召，加大绿色创新投入力度，在短期内形成立竿见影的效果。

2.基于不同市场化程度的检验。

由于各地区市场化程度的不同，其要素配置水平、法治化水平及企业竞争环境存在较大差异，这势必会对绿色金融试验区政策的绿色创新驱动效应造成影响。为了验证市场化程度的异质性是否存在，笔者依据《中国分省份市场化指数报告（2021）》，按其所公布的市场化指数的中位数，将样本划分为市场化程度高组和市场化程度低组两类子样本，并分别代入模型（1）—（3）中进行回归，以考察绿色金融试验区政策在不同市场化水平下对企业绿色创新的实际效果，回归结果见表7。

观察结果可以发现，在高市场化水平地区，绿色金融试验区政策对企业绿色创新及策略性绿色创新存在正向激励作用，而对市场化程度较低组中的样本均没有显著影响。对此可作如下解释：第一，在市场化程度较高的环境下，创新要素可得性与流动性较高，有利于实现创新要素的有序流动与集聚效应，有效提高了企业绿色创新的资金利用效率[41]。第二，市场化程度较高意味着该地区产权保护制度相对完善，较高的知识产权保护水平降低了企业创新成果被侵权的可能性，保障了其经济价值和预期收益，为企业的绿色创新活动“保驾护航”[42]。第三，相对于市场化程度较低地区，处于高度市场化环境中的企业面临更加激烈的市场竞争，企业主动进行绿色创新能够满足广大消费者与投资者的绿色需求，提高企业绿色声誉，从而形成差异化竞争优势[43]。因此，市场化程度较高地区的企业更有可能在绿色金融试验区政策的引导下实现绿色创新发展。

四、作用机制检验

以上研究结果验证了绿色金融试验区政策对企业绿色创新和策略性绿色创新的驱动效应，且这种促进作用存在不同维度的异质性，而企业实质性绿色创新并没有受到这一政策的显著影响。基于此，作为一种环境治理模式，绿色金融试验区政策影响企业绿色创新与策略性绿色创新的传导机制是什么？根据前文假说，笔者将从媒体关注和企业社会责任两个视角进行机制检验。

（一）媒体关注的调节效应

根据前文论述，媒体关注可能对绿色金融试验区政策与企业绿色技术创新活动的关系发挥调节作用。参考肖红军等[29]的做法，笔者选取报刊财经新闻中出现该企业相关新闻总数的自然对数来衡量媒体关注（Media），该数据可从CNRDS财经新闻数据库中手工整理所得。为了检验上述传导机制是否成立，政策基于模型（1）和（3）的基本设定，引入媒体关注及其与绿色金融试验区政策的交互项进行回归，模型设定如下：

GInnit=α0+α1Treati×Timet+α2Mediait+α3Treati×Timet×Mediait+X'itφ+ηi+

γt+εit（7）

GUtiit=α0+α1Treati×Timet+α2Mediait+α3Treati×Timet×Mediait+X'itφ+

ηi+γt+εit（8）

表8第（1）（2）列报告的媒体关注的调节作用

检验结果显示， 媒体关注与绿色金融试验区政策的交互项（Treat×Time×Media）分别在1%和5%的水平下显著为正，即假说3中媒体关注的正向调节效应得到实证结果的支持。究其原因，在大力推進绿色金融发展的背景下，媒体关注作为企业与利益相关方之间信息传递和诉求反馈的重要渠道，对企业的投融资决策和环保行为产生重要影响。媒体关注度越高，企业相关环境信息越透明，一方面能够有效降低信息不对称程度，更好地发挥媒体报道的外部监督作用;另一方面有利于试验区内各类金融机构及时调整信贷资金流向，从而促使企业积极承担环境责任，通过绿色创新行为在社会舆论中占据优势地位。

（二）企业社会责任的调节效应

企业社会责任作为一种战略选择，是企业在发展过程中权衡经济、社会与环境关系的具体体现。笔者借鉴王站杰和买生[28]的研究，采用和讯网上市公司社会责任评分的自然对数来衡量企业社会责任（CSR），该指标越大，表明企业社会责任履行程度越高。为进一步检验企业社会责任在绿色金融试验区政策与企业绿色创新之间的调节效应，在模型（1）和（3）的基础上引入企业社会责任及其与绿色金融试验区政策的交互项进行回归，模型设定如下：

GInnit=α0+α1Treati×Timet+α2CSRit+α3Treati×Timet×CSRit+X'itφ+ηi+γ

t+εit（9）

GUtiit=α0+α1Treati×Timet+α2CSRit+α3Treati×Timet×CSRit+X'itφ+

ηi+γt+εit（10）

表8第（3）（4）列报告了相应的检验结果，结果显示，交互项系数分别在1%和5%的水平下显著为正，说明企业社会责任进一步强化了绿色金融试验区政策对企业绿色创新和策略性绿色创新的促进作用，假说4得以验证。其主要原因在于：在绿色金融试验区政策逐步推进过程中，较高的社会责任履行水平能够有效缓解外部环境所带来的规制压力，提高产品和资本市场对企业的认可程度，使得企业更有能力和动力参与绿色金融市场并获得绿色金融资金支持，进而实现环境友好型技术创新。

五、结论与政策建议

绿色金融试验区政策是完善绿色金融体系、推动低碳经济发展的重要举措。笔者基于2010—2020年沪深两市A股上市公司的样本数据，使用渐进双重差分模型阐释和检验了绿色金融改革创新试验区对企业绿色创新行为的政策效果及其作用机制。研究结果表明：首先，绿色金融试验区政策能够在一定程度上诱发试验区内企业的绿色创新活动，笔者进一步将绿色创新划分为实质性绿色创新和策略性绿色创新后发现，该政策的绿色创新激励效应更多地作用于策略性创新而非实质性创新，且此结论在进行了一系列稳健性检验后依然成立。其次，基于行业性质和市场化程度的异质性检验表明，绿色金融试验区政策对企业绿色创新的诱发效果主要集中于非重污染行业和市场化程度较高的地区。最后，作用机制结果显示，媒体关注度较高和企业社会责任较好履行强化了绿色金融试验区政策对企业绿色创新的正向影响。

上述研究结论对进一步优化绿色金融试验区政策具有如下启示：第一，绿色金融改革创新试验区的建设应当协同发展与差异化并存。目前我国绿色金融试验区布局已囊括东中西部，探索出多样化的绿色金融发展路径。具体而言，浙江和广东绿色金融试验区依托雄厚的经济实力，着重关注如何以绿色金融推动传统产业转型升级；贵州和江西绿色金融试验区充分发挥其生态环境优势，力图以绿色金融为抓手，实现既要“金山银山”，也要“绿水青山”；新疆和甘肃绿色金融试验区积极把握“一带一路”重大机遇，激发绿色发展内生动力，促进生态脆弱地区可持续发展；重庆绿色金融试验区致力于打造绿色金融数字化发展平台，形成跨区域乃至跨境合作的绿色金融发展新模式。因此，在绿色金融试验区逐步扩容的过程中，各试验区应充分借鉴有效经验，立足当地实际情况，制定并完善与自身资源禀赋、产业结构及生态环境相协调的绿色金融发展实施方案。结合企业需求有针对性地丰富绿色融资方式，创新绿色融资流程，营造活跃有序的融资环境，以发挥绿色金融试验区对企业绿色转型的正向激励作用，为其他地区申建绿色金融试验区提供宝贵的经验证据。

第二，以创新行为的难易程度、风险大小与潜在价值为基础评价指标，完善绿色项目评估体系与激励机制。通过多项指标精准识别实质性绿色创新与策略性绿色创新，进而匹配相应的信贷资源，同时及时跟进项目进度与绿色资金流向，以促进绿色金融改革创新试验区的良性发展。对于评估结果较高的绿色创新研发项目，给予加大扶植力度、降低融资门槛等政策倾斜，关注企业在实质性创新研发初期与瓶颈期的具体诉求，缓解企业可能面临的资金短缺困境，鼓励企业在数字化浪潮下实现“数智化”与“绿色化”的双重转型，推动产学研深度融合，为企业突破关键技术提供良好的创新环境，形成有利于绿色创新活动“内涵式”发展的长效机制。对于评估结果较低的绿色技术创新项目应进行合理的引导，既要避免企业为追求短期效益而导致策略性绿色创新过度增长，也要健全环境信息披露机制，降低金融机构与企业间的信息不对称程度，防范部分企业为获取绿色资金而出现的“漂绿”行为。此外，应不断激发企业的可持续发展意愿与绿色创新潜能，积极营造知识产权保护氛围，促使企业合理配置创新资源，以量变推动质变，实现绿色创新的量质齐升，保障试验区内绿色创新组合的协调增长。

第三，综合考虑行业不同特征与企业所在地区市场化程度的异质性，制定有针对性的指导方案。随着绿色金融试验区政策的实施与推广，重污染行业企业面临更大的环境规制压力，如何引导这些企业自愿淘汰落后产能、降低碳排放水平成为至关重要的问题。一方面，政府应适当降低绿色金融试验区政策对重污染行业企业的惩罚效应及融资约束，创新担保模式，降低企业在绿色研发过程中的风险与资金获取难度，为其实现绿色转型提供助力。另一方面，重污染行业企业应从自身出发，积极参与绿色金融市场，适时开展绿色并购活动，以外部绿色技术为基础，将绿色资金、政府环保补助真正应用于技术研发环节，而非“两高”项目或为迎合绿色金融试验区政策而产生的环保支出。考虑到市场化水平差异会对绿色金融试验区政策效应造成影响，针对市场化程度较低地区创新要素流动性不足、知识产权保护水平较低等问题，政府应加快完善试验区内基础设施体系、专业人才培养以及区域间协同发展机制，推动要素市场与产权制度建设，稳步推进市场化进程，吸引各项绿色创新要素流入并集聚，促进绿色创新链的形成与升级，优化市场竞争环境，促使企业为获取竞争优势主动进行绿色创新活动。

第四，从媒体关注与企业社会责任履行的视角出发，优化绿色金融试验区政策的作用渠道。政府应重视媒体关注在环境治理方面的舆论监督作用，引导媒体和公众关心企业相关环境信息，充分发挥其信息传递功能，形成媒体关注对企业可持续发展的持续激励效应，以及对负面污染行为的曝光惩罚作用。拓宽公众环境参与渠道，倡导绿色消费理念，营造公开透明的社会监督环境，既能从消费端驱动企业优化绿色创新资源配置，也有利于提升绿色金融市场的信贷配置效率，避免企业夸大环境效益以换取更多绿色资金的现象出现。与此同时也要对媒体言论的真实性与客观性进行监督，防止不实或片面报道误导企业战略决策。企业作为市场主体，应积极适应绿色金融发展的新形势，结合自身技术水平与资源禀赋，制定具有前瞻性的绿色创新发展战略，提升高管团队的环境责任素养，并将企业社会责任嵌入日常生产经营活动中。借助绿色金融试验区的政策优势，主动披露高质量环境信息，履行环境承诺，通过多种绿色金融工具为企业研发绿色技术、改善生产流程、创新绿色产品提供稳定的资金支持，强化在市场竞争中的声誉优势，使企业逐渐实现从短期迎合环境规制到长期绿色行为惯性的转变。

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责任编辑：李金霞

Is it Substantive Innovation or Strategic Innovation？

——The Effect of Green Finance Reform and Innovation Pilot Zone on Enterprise Green Innovation

Jia Ning， Zhang Zhichao

Abstract：The green finance reform and innovation pilot zone is an important measure for China to achieve carbon peaking and carbon neutrality goals and explore a new path of green finance development. Using the data of A-share listed companies in China from 2010 to 2020， this paper adopts the time-varying difference-in-differences method to explore the impact of green finance reform and innovation pilot zone on green innovation behavior of enterprises and its mechanism. The results of this research show that the construction of green finance reform and innovation pilot zone can improve green innovation level of enterprises to a certain extent. After distinguishing innovation behaviors with difference motivations， it's found that the policy promotes strategic green innovation of enterprises， but has no significant impact on substantive green innovation. Through the heterogeneity analysis， it's found that the incentive effect of green finance reform and innovation pilot zone on enterprises' green innovation is mainly concentrated in non-heavily polluting industries and enterprises in areas with high degree of marketization. The influence mechanism analysis shows that media attention and corporate social responsibility can further strengthen the promoting effect of green finance reform and innovation pilot zone on enterprises' green innovation. In the new development stage， China should improve the green project evaluation system， optimize the green financial policy， promote the green transformation of enterprises and achieve high-quality economic development.

Key words：green finance reform and innovation pilot zone；green innovation; media attention； corporate social responsibility

收稿日期：2023-06-06

作者簡介：贾宁（1996-），女，河南新乡人，南开大学博士研究生；张志超（1951-），男，天津人，南开大学教授，博士生导师。