营商环境、融资约束与企业绿色技术创新

2024-03-13熊云飚教授代宇杰

财会月刊 2024年5期

熊云飚（教授），代宇杰

一、引言

党的二十大报告强调，中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化，尊重自然、顺应自然、保护自然是全面建设社会主义现代化国家的内在要求。2023 年1 月，国务院发布的《新时代的中国绿色发展》白皮书指出，绿色发展是顺应自然、促进人与自然和谐共生的发展，是用最少资源环境代价取得最大经济社会效益的发展，是高质量、可持续的发展。中国的绿色发展是经济、社会、环境协同的并联发展，站在人与自然和谐共生的高度上，在“绿水青山就是金山银山”的理念指导下，统筹协调经济社会高质量发展与生态环境高水平保护，推动经济发展与环境影响的完全脱钩，走出的一条生态优先、绿色发展之路。

绿色技术创新是绿色发展的第一驱动力，是经济绿色发展与社会绿色转型的关键因素（董直庆和王辉，2021；张娟等，2019）。企业绿色技术创新被认为是促进经济绿色发展与提高环境保护效率的有效途径之一，有效驱动企业绿色技术创新成为我国积极践行绿色发展战略的重要内容（李戎和刘璐茜，2021）。作为新兴经济体，我国市场建设与制度框架不够完善使得企业在实施绿色创新战略的过程中面临一系列挑战（解学梅和朱琪玮，2021）。营商环境是企业在生产经营过程中所面临的外部环境的综合性生态系统，这一生态系统为政府相关部门所缔造，通常表现为软性的制度环境，其目标在于有效发挥政府政策对企业的引导作用（牛志伟等，2023）。营商环境作为企业的外部制度环境，贯穿企业完整的生命周期，会对企业的生产经营活动产生极为重要的影响（周泽将等，2022）。党的十八大以来，我国持续深化“放管服”改革，持续优化营商环境，激发市场主体活力，我国的营商环境得到显著改善。那么，从营商环境的角度出发，分析持续优化的营商环境能否对企业绿色技术创新产生影响？其影响机制又是如何？对上述问题的回答将有助于充分激发市场主体的活力，推动企业绿色技术创新与绿色发展。

本文在构建营商环境指标体系的基础上，以2010 ～2021 年上市企业为研究样本，通过匹配省级层面营商环境指数与企业层面微观数据，考察营商环境对企业绿色技术创新的影响效应与作用机制。相较于现有文献，本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，在“市场化、法治化、国际化”原则的指导下，构建了以市场环境、经济环境、基础设施以及政务环境为一级指标的营商环境指标体系，并采用熵值法测度了31 个省份2010 ～2021 年的营商环境指数；第二，将营商环境与企业绿色技术创新纳入统一的分析框架，考察营商环境对企业绿色技术创新的影响效应与作用机制，为优化营商环境与促进企业绿色发展提供了参考，填补了相关领域的空白；第三，基于企业产权、所属行业、所在地区等角度，考察营商环境对企业绿色技术创新的异质性影响，丰富了相关领域的研究。

二、文献回顾与研究假设

（一）企业绿色技术创新相关文献

绿色技术创新是指在生态经济规律与生态原理的指导下，通过节约资源与能源，达到减轻、避免或消除生态环境污染与环境破坏的技术创新行为，绿色技术创新不仅能够有效解决环境污染问题，其扩散效应还能够充分激发社会公众以及非环保性市场主体的环境保护意识与责任（曹霞和张路蓬，2015）。学术界对绿色技术创新影响因素的研究主要集中在企业微观层面与宏观环境层面。在有关企业微观层面的研究中，宋德勇等（2022）基于重污染行业上市企业的微观数据，研究发现企业数字化转型有助于推动企业绿色技术创新，信息共享与知识整合是主要的作用渠道。钟优慧和杨志江（2021）基于制造业上市企业数据，研究发现国有企业的绿色技术创新意愿、绿色技术创新程度与绿色技术创新年限均显著高于私有企业，但GDP增长压力会抑制国有企业的绿色技术创新意愿。杨海兰等（2022）认为，企业社会责任显著促进了绿色技术创新，其中企业外部社会责任与绿色技术创新表现为正相关关系，CEO 自恋则负向调节了这一关系，企业内部社会责任与绿色技术创新表现为负相关关系，CEO自恋则正向调节了这一关系。有关宏观环境层面的研究中，学者们主要基于“波特假说”讨论环境规制对企业绿色技术创新的影响，研究发现不同的环境规制措施对绿色技术创新的影响具有显著的差异。陶锋等（2021）借助专利化创新技术活动信息，有效识别绿色创新特征的环境友好型发明专利，在此基础上，考察了环保目标责任制对绿色技术创新的影响，研究发现环保目标责任制的实施显著提高了绿色专利的申请数量，但抑制了创新活动质量的提升。许士春等（2012）通过比较不同的环境规制发现，排污税率与排污许可证对企业绿色技术创新存在正向激励作用，可交易的排污许可的政策效果较弱。王珍愚等（2021）研究发现，环境规制对企业绿色技术创新的影响效应表现为正U 型曲线，有助于促进高质量的绿色发明专利创新。除环境规制政策外，学者们还考察了其他政策措施对绿色技术创新的影响。徐佳和崔静波（2020）研究发现，低碳城市试点政策能够有效诱发企业绿色技术创新活动，创新效应主要体现在替代能源专利与能源节约专利申请上。王馨和王营（2021）研究发现，在《绿色信贷指引》实施后，绿色信贷限制行业的绿色创新表现比非绿色信贷行业的表现更为活跃，但绿色创新的质量提升并不明显。魏丽莉和任丽源（2021）指出，碳排放权交易有助于促进企业绿色技术创新，对绿色技术创新的促进作用与碳价格之间呈正相关关系。上述研究基于企业的外部制度环境分析了影响企业绿色技术创新的重要因素，为本文深入考察营商环境对企业绿色技术创新的影响效应与作用机制提供了借鉴。

（二）营商环境与企业绿色技术创新

对环境问题认识的日益深入促使企业必须转向绿色发展战略，并在生产经营过程中逐步采用绿色环保技术以减轻企业活动对生态环境的压力（于法稳和林珊，2022）。绿色发展战略是企业实现可持续发展及塑造独特竞争优势的重要路径，强调自然环境、经济、社会三者和谐发展，考虑到企业由传统经营模式向绿色发展转型需要大量资本投入与重塑组织结构，持续优化的营商环境有助于企业践行绿色发展战略（杨承新格，2022）。本文认为，营商环境将通过强化政策激励作用、提高市场绿色需求以及培育绿色发展文化三个方面直接作用于企业绿色技术创新。

第一，政策措施以及法律法规是促进企业绿色技术创新的关键因素，良好的营商环境有助于强化政策措施的激励作用（徐佳和崔静波，2020；王馨和王营，2021）。企业实施与开发绿色环保技术的复杂性、成本和不确定性意味着绿色技术创新需要大量的时间成本与机会成本，这可能会阻止风险厌恶型企业开展绿色技术创新活动。通过政府补贴、税收减免、绿色信贷等激励措施，支持企业开发清洁能源、提高能源利用效率、降低污染物排放等方面的绿色环保技术，保障企业投资绿色技术在经济上的可行性，减轻企业在资金方面的压力，进而鼓励企业在绿色技术领域的持续创新。以生态环境层面的法律法规为企业在污染物排放、能源使用等方面树立明确的标准与目标，在法治框架内保障企业绿色转型，通过严格的监管活动促使企业采取相应的措施以减轻生产经营活动对生态环境的不利影响，通过促进企业提高资源的利用效率、降低污染物排放水平、回收利用废弃物等促使其积极践行绿色发展战略，在提升企业绩效的同时提高企业绿色技术创新水平。

第二，良好的营商环境有助于提高市场对绿色产品与绿色服务的需求，进而鼓励企业进行绿色技术创新。由于消费者对气候变化及生态环境问题的认识日益加深，其对可能产生溢价的环境友好型产品与服务的接受程度也更高，这一现象进一步导致绿色产品与服务的快速发展，对投资绿色技术的企业而言，消费者与市场对绿色产品与服务的反馈有助于为企业提供持续的竞争优势，并鼓励企业持续不断地投资绿色技术与绿色技术创新。此外，以消费者、投资者为主体的企业利益相关者愈发期望企业表现出对绿色发展的承诺，并对其造成的生态环境影响负责，而积极践行绿色发展战略有助于提高企业的品牌知名度，提高消费者对企业绿色产品与服务的认可度与忠诚度，鼓励企业使用与开发绿色技术，并将绿色技术创新作为其在绿色市场上前瞻性的竞争优势，将自身定位在绿色新兴市场前沿，在长期利益上领先于竞争对手。

第三，良好的营商环境通过培育绿色发展文化进而促进企业绿色技术创新。将绿色发展理念作为核心价值观，企业可以创造出一种重视绿色技术创新的企业文化，在内部建立共同的环境保护愿景，鼓励员工提出绿色发展的创新想法，并在生产、实践、管理等方面主动寻求绿色创新，进而加大企业对绿色技术创新的投资。根据利益相关者理论，企业在与各种利益相关者的关系网络中从事生产经营，包括客户、投资者、员工与政府等，企业的声誉与合法性取决于其能否满足利益相关者的期望，企业营造的绿色发展文化有助于激励其积极开发环境友好型的产品与服务，树立良好的绿色形象并增强社会责任承担，从而吸引同样具有环境保护意识与绿色发展理念的客户与供应商，促进企业与客户、供应商、行业伙伴之间的沟通合作与知识共享，进一步促进绿色技术创新。基于上述分析，本文提出假设1：

假设1：良好的营商环境能够促进企业绿色技术创新水平提升。

（三）营商环境、融资约束与企业绿色技术创新

资源基础理论认为，资源获取能力是企业进行技术创新的基础，这些资源包括土地、固定资产等有形资产与人力资本、知识产权、企业声誉等无形资产，企业在为其提供一系列资源以创造价值的环境中开展生产经营活动，企业获取资源的能力取决于其所处的营商环境（吕斯尧等，2021；邹薇和雷浩，2021）。在绿色发展背景下，企业开展绿色技术创新活动意味着需要将大量的资金投入到吸引人才、购买基础设施与设备、合作交流、研发活动与市场推广中，而绿色技术创新通常具有投入回报周期长、风险等级较高、缺乏有形资产等特征，传统的金融机构可能不愿意为相关项目进行投资，由此产生的融资约束会限制企业绿色技术研发活动对资金的可获得性，企业决策者不得已向绿色技术创新分配较少的资金投入或推迟绿色技术的开发与应用。此外，企业采用绿色技术需要大量的前期投入，这可能会影响资源有限或资金紧张的企业对采用绿色技术的积极性，进一步导致企业延迟采用或拒绝采用绿色技术，而将有限的资金配置于其他短期的、直接的经营业务，但这一短视思维可能会使企业错过绿色技术带来的长期、间接的潜在利益，如更低的运营成本、更高的社会声誉与进入绿色市场的机会等。

良好的营商环境有助于缓解企业融资约束，为企业提供进入金融市场的机会（周泽将等，2020）。运转有效的金融市场可以为企业提供广泛的融资选择，提高企业外部融资的可获得性，使企业更容易筹集绿色技术创新所需的资金。良好的金融市场有助于减少企业与金融机构之间信息不对称带来的负外部性，降低与投融资相关的风险溢价与交易成本，使企业能够较为容易地获得融资并将其投资于绿色技术创新。企业在追求绿色技术创新的过程中，应当将决策重点放在缓解融资约束上，而良好的营商环境有助于优化金融市场准入原则、降低企业筹资融资门槛、缓解企业财务困境，以缓解融资约束对绿色技术创新的阻碍，支持企业研发与应用绿色技术，并向市场积极推广绿色产品与服务，提高企业市场竞争力。基于上述分析，本文提出假设2：

假设2：良好的营商环境能够通过缓解融资约束促进企业绿色技术创新水平提升。

三、研究设计

（一）模型设定

为考察营商环境对企业绿色技术创新的影响效应，本文设定如下基准模型：

式（1）中：GPit表示本文的被解释变量，即企业绿色技术创新；BSit表示本文的解释变量，即营商环境指数；Xk，it表示本文设置的一系列控制变量；μi、θt与εit分别表示个体固定效应、时间固定效应与随机扰动项。

为进一步考察融资约束在营商环境与企业绿色技术创新之间的中介作用，本文设定如下模型以检验融资约束的中介效应：

式（2）与式（3）中，FCit表示本文的中介变量融资约束，其余变量的含义与式（1）基本相同。本文参考温忠麟等（2004）提出的中介效应检验方法，采用三步法检验融资约束的中介效应。在此基础上，分别采用Sobel 检验与Bootstrap检验对融资约束的中介效应进行验证。

（二）变量说明

1.被解释变量：企业绿色技术创新（GP）。参考徐佳和崔静波（2020）的研究，本文采用企业绿色专利申请量衡量企业绿色技术创新水平。为进一步体现不同绿色专利之间的差异性创新价值，本文参考钟廷勇等（2022）的研究，将绿色专利划分为绿色发明型专利与绿色实用新型专利，并将二者分别定义为实质性绿色技术创新（GIP）与策略性绿色技术创新（GPP），将两种类型绿色专利的申请数量加1 后取自然对数，得到本文的绿色技术创新指标。

2.解释变量：营商环境（BS）。本文以世界银行的营商环境指标体系以及“中国城市营商环境评价研究”课题组的指标体系作为参考标准，综合考虑李志军等（2019）的研究成果，在科学性、客观性原则的指导下，基于数据的可获得性，选取包括经济环境、市场环境、基础设施、政务环境在内的4个一级指标与22 个二级指标共同构成本文的省级营商环境指标体系，各个指标的具体含义如表1 所示。在此基础上，运用熵值法对我国31 个省份2010 ～2021 年的营商环境指数进行测度。在稳健性检验中，本文采用主成分分析法对各省份的营商环境指数进行测度以替代核心解释变量进行检验。

表1 省级营商环境指标体系

3.中介变量：融资约束（FC）。本文参考鞠晓生等（2013）的研究，采用SA指数作为衡量企业融资约束情况的指标。这是考虑到KZ 指数与WW 指数在计算过程中使用了内生性金融变量，而SA指数仅使用企业规模与企业年龄两个随时间变化不大且具有较强外生性的变量，能够较好地反映企业融资约束情况。SA指数的具体计算公式如下：

式（4）中：Size 表示企业规模；Age 表示企业年龄。SA 指数为负值，其绝对值越小，表明企业面临的融资约束情况越严峻。

4.控制变量。本文参考牛志伟等（2023）、周泽将等（2022）的研究，综合考虑数据的可获得性，选取以下控制变量：①资产负债率（Debt），采用企业负债总额与企业资产总额的比值衡量；②企业成长性（Growth），采用企业营业收入增长率衡量；③固定资产比例（Fasset），采用固定资产总额与企业资产总额的比值衡量；④资产收益率（Roa），采用净利润与企业平均资产总额的比值衡量；⑤股权集中度（Equity），采用第一大股东持股比例衡量；⑥独立董事（Director），采用独立董事人数与董事总人数的比值衡量；⑦两权分离率（Separation），采用企业实际控制人拥有的控制权与所有权的差值衡量；⑧产权性质（Right），国企赋值为1，其余赋值为0。

（三）数据来源

本文以2010 ～2021 年沪深A 股上市企业为研究样本，通过构建省级层面营商环境指标体系，并采用熵值法测度31 个省份2010 ～2021 年营商环境指数，考察营商环境对企业绿色技术创新的影响效应与作用机制。其中，营商环境指标体系的数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国分省份市场化指数报告》以及国研网《统计数据库》，企业数据主要来源于国泰安企业研究数据库。针对初始数据，本文采取了以下处理：①剔除关键变量缺失的企业样本；②剔除ST、*ST等经营状态异常的企业样本；③为消除异常值、极端值对研究结果的影响，本文对连续型变量做上下1%的缩尾处理；④对存在缺失的省级层面数据，本文采用线性插值法对缺失数据进行补齐。表2 汇报了各变量的描述性统计结果。在基准回归分析前，本文进行了方差膨胀因子检验，检验结果显示各变量的VIF 值均小于10，模型整体的VIF 值小于5，表明各变量之间不存在严重的多重共线性。

四、实证结果与分析

（一）基准回归分析

Hausman 检验结果显示，p 值小于0.01，应拒绝原假设，因此本文在基准回归分析中采用固定效应模型。表3第（1）列汇报了仅控制企业个体特征的回归结果，第（2）列与第（3）列汇报了依次加入行业固定效应与省份固定效应的回归结果。由表3可知，核心解释变量营商环境的系数均在1%的水平上显著为正，表明优化营商环境能够显著促进企业绿色技术创新，即持续优化的营商环境有助于激励企业开展绿色技术创新，帮助企业在践行绿色发展战略的过程中实现绿色专利“从无到有”的跨越式发展，假设1得到初步验证。随着社会对环境问题的关注度不断提高，社会各界对企业环境责任感的要求也越来越高，不遵从环保法规、不重视环保的企业将会面临更高的行政处罚与更大的社会舆论压力。营商环境对企业绿色发展起到至关重要的作用，通过政府补贴、税收优惠等绿色发展政策，加大对环保产业的支持力度，鼓励企业投身环保领域，充分激发企业的环保意识与责任感，推动企业绿色技术创新，实现可持续发展。

表3 基准回归结果

（二）内生性分析与稳健性检验

1.内生性分析。为解决营商环境与企业绿色技术创新之间可能存在的反向因果关系而引起的内生性问题，本文参考潘越等（2019）的研究，采用我国各省份地形起伏度作为工具变量。历史上，一个地区的地形起伏度与该地区的通商便利度存在较为紧密的联系。一般而言，山脉越多、地形越复杂的地区，地形起伏度越大，该地区越可能面临较为闭塞的通商环境。一个地区过去的通商环境对该地区如今的营商环境发展会产生影响，但随着基础设施建设越发完善，地区之间的交通便利度也逐渐提高，地形起伏度对企业等微观主体行为的影响也逐渐降低。因此，可认为地形起伏度对当今企业的绿色技术创新不存在直接影响（申烁等，2021）。由表4 第（1）列可知，引入地形起伏度作为工具变量后，营商环境的系数仍然在1%的水平上显著为正，表明在解决内生性问题后，营商环境仍旧能显著促进企业绿色技术创新，再次验证了假设1。此外，Kleibergen-Paap rk LM statistic 的p值小于0.01，应拒绝工具变量识别不足的原假设；Cragg-Donald Wald F statistic 为59.930，大于10%水平上的临界值，应拒绝存在弱工具变量的原假设。上述检验结果表明，本文选择的工具变量是有效且合理的。

表4 内生性分析与稳健性检验

2.稳健性检验。

（1）替换解释变量。本文采用主成分分析法测算得出的营商环境指数替换熵值法测算得出的营商环境指数，再次进行基准回归分析。由表4 中第（2）列可知，更换解释变量后，营商环境的系数在1%的水平上显著为正，与本文基准回归结果基本一致，表明本文的结果是稳健的。

（2）替换估计模型。钟廷勇等（2022）指出，尽管企业绿色专利数据在正值上符合连续分布，但存在较为明显的零值堆积特征，能够适用Tobit 模型，因此本文采用Tobit模型再次进行回归分析。由表4中第（3）列可知，更换估计模型后，营商环境的系数在1%的水平上显著为正，与本文基准回归结果基本一致，表明本文的结果是稳健的。

（3）分阶段回归。2019 年10 月，国务院发布《优化营商环境条例》，并宣布自2020年起施行，因此本文将样本区间划分为2010 ～2019 年与2020 ～2021 年两个阶段，进行分阶段回归。由表4中第（4）列可知，在2010 ～2019 年与2020 ～2021年两个阶段中，营商环境的系数均在1%的水平上显著为正，与基准回归结果基本一致，表明本文的基准回归结果是稳健可靠的。

（三）异质性分析

1.绿色专利类别异质性。考虑到营商环境对绿色技术创新的影响效应可能会因绿色专利类别不同而存在差异性，本文将绿色专利划分为绿色发明型专利与绿色实用新型专利进行异质性检验。绿色发明型专利表示实质性绿色技术创新（GIP），绿色实用新型专利表示策略性绿色技术创新（GPP）。由表5第（1）列与第（2）列可知，营商环境与实质性绿色技术创新的系数在1%的水平上显著为正，与策略性绿色技术创新的系数在10%的水平上显著为正，表明营商环境对实质性绿色技术创新的促进作用强于对策略性绿色技术创新的促进作用。绿色发明型专利通常具有更高的技术含量与更大的经济价值，可以带来更多的经济效益与环境效益。在营商环境较好的地区，政府和企业更加注重技术创新与环境保护，会更加重视绿色发明型专利的创新与应用，从而促进实质性绿色技术创新。

表5 异质性分析

2.产权异质性。考虑到企业的所有制属性通常会对企业承担环境责任与技术创新产生不同的影响，本文将样本企业按照产权性质划分为国有企业与非国有企业，以考察营商环境对不同产权性质企业绿色技术创新影响的差异性。由表5第（3）列与第（4）列可知，营商环境与国有企业绿色技术创新的系数在1%的水平上显著为正，与非国有企业绿色技术创新的系数则不显著，表明营商环境对国有企业绿色技术创新的促进作用强于对非国有企业。国有企业在资源配置、政策支持等方面具有相对优势，更容易获得政府的政策支持与优惠补贴，从而降低绿色技术研发成本，促进绿色技术创新。此外，国有企业在资源管理、环保责任等方面也具有一定的优势，可以更好地整合社会资源与环保资源，从而推动绿色技术创新的发展。

3.行业异质性。以火电、钢铁、水泥、冶金等行业为代表的重污染行业是造成环境破坏与环境污染的主体，也是推行绿色环保技术与社会各界监督的重点行业，重污染企业与非重污染企业在资源利用、节能减排等方面存在显著差异，本文参考许罡（2022）的研究，将样本企业划分为重污染行业企业与非重污染行业企业，以考察营商环境对不同行业企业绿色技术创新影响的差异性。由表5第（5）列与第（6）列可知，营商环境与重污染行业企业绿色技术创新的系数在1%的水平上显著为正，与非重污染行业企业绿色技术创新的系数在5%的水平上显著为正，表明营商环境对重污染行业企业绿色技术创新的促进作用强于对非重污染行业企业。重污染行业企业面临更大的环保压力与监管力度，需要向绿色环保技术投入更多的财力与物力，而在营商环境较好的地区，政府与社会各界会更加重视重污染行业企业的环保责任与绿色技术创新，支持并鼓励其进行绿色技术创新。

4.地区异质性。从企业外部视角来看，受要素禀赋、地理环境、经济发展水平等因素影响，不同地区之间的营商环境存在差距，这一差距可能导致营商环境对企业绿色技术创新的影响出现差异。基于此，本文将企业所在地划分为东、中、西部地区，考察营商环境对不同地区企业绿色技术创新影响的差异性。由表5第（7）列、第（8）列与第（9）列可知，营商环境对东部地区与中部地区企业绿色技术创新的影响在1%的水平上显著为正，对西部地区企业绿色技术创新的影响不显著，表明营商环境对东部、中部地区企业绿色技术创新的促进作用强于西部地区企业。一方面，东部地区与中部地区的经济发展水平相对较高，有较为成熟的产业链与市场体系，政府与社会各界对生态环境保护与企业社会责任的关注程度较高，企业能够更加容易地获得政策支持与市场优惠，有助于降低企业绿色技术研发成本，推动绿色技术创新。而西部地区则相对落后，缺乏政策支持与市场支撑，需要更多自主性的研发投入与市场开拓，企业绿色技术创新的动力可能不足。另一方面，东部地区与中部地区的企业分布相对集中，通过资源整合与产业协同，可以更好地整合社会资源与环保资源，从而推动绿色技术创新的发展。而西部地区企业则分散在相对更广阔的地域范围内，资源整合效应与产业协同效应相对较弱，可能需要更多的时间和精力来推动绿色技术创新。

（四）机制分析

为进一步考察营商环境对企业绿色技术创新的作用机制，本文以融资约束为中介变量，通过构建中介效应模型，检验融资约束的中介效应，结果如表6 所示。由表6第（1）列可知，营商环境与融资约束的系数在1%的水平上显著为负，表明营商环境优化能够显著缓解企业融资约束。由表6 第（2）列可知，营商环境、融资约束与企业绿色技术创新的系数均在1%的水平上显著，表明融资约束的中介效应显著，即营商环境能够通过缓解企业融资约束进而促进企业绿色技术创新，假设2得到初步验证。为保证中介效应检验结果的稳健性，本文采用Sobel检验与Bootstrap 检验对融资约束的中介效应进行验证。其中，Sobel 检验结果显示，z 值的绝对值大于1%水平上的临界值2.58，且p 值小于0.01；Bootstrap 检验结果显示，置信区间为（-0.0855，-0.0611），置信区间未包含0，两种检验均验证了融资约束在营商环境促进企业绿色技术创新过程中显著的中介效应，假设2再次得到验证。此外，本文还考察了融资约束在营商环境促进实质性绿色技术创新与策略性绿色技术创新中的中介效应。一方面，绿色技术创新需要大量的研发投入与充足的资金支持，而营商环境对于企业获得融资的便利程度的影响将直接影响企业的资金来源与融资成本。在良好的营商环境中，银行和其他金融机构会更愿意向企业提供融资支持，从而降低企业的融资成本，为企业绿色技术创新提供更多的资金支持。反之，较差的营商环境可能会使得银行和其他金融机构对企业的融资风险持有较为谨慎的态度，进而提高企业融资成本，限制企业的绿色技术创新。另一方面，营商环境对于企业的市场竞争力与发展潜力也有着重要的影响。在良好的营商环境中，企业可以更加便利地获得市场资源与政府支持，有助于提高自身市场竞争力与发展潜力，从而较容易获得金融机构的认可与支持，进一步推动企业的绿色技术创新。对处于较差营商环境中的企业，其市场竞争力与发展潜力可能受到限制，进而导致金融机构不愿向企业提供融资支持，制约企业的绿色技术创新。

表6 机制分析结果

由表6 第（3）列可知，营商环境、融资约束与实质性绿色技术创新的系数在1%的水平上显著，结合表6第（1）列的结果，此时融资约束表现为部分中介效应，营商环境能够通过缓解融资约束促进企业实质性绿色技术创新，Sobel 检验与Bootstrap 检验同样验证了这一结论；由表6第（4）列可知，融资约束与策略性绿色技术创新的系数在10%的水平上显著，但营商环境的系数并不显著，此时融资约束呈现出完全中介效应，营商环境能够通过缓解融资约束促进企业策略性绿色技术创新，Sobel 检验与Bootstrap检验同样验证了这一结论。

五、结论与建议

（一）结论

企业绿色技术创新是经济绿色发展的关键动力，对实现经济高质量发展具有重要的意义。本文以2010 ～2021 年上市企业为研究样本，构建以经济环境、市场环境、基础设施与政务环境为一级指标的省级层面营商环境指标体系，并采用熵值法测度了31 个省份2010 ～2021年的营商环境指数。在此基础上，本文结合理论与实证分析，考察了营商环境对企业绿色技术创新的影响效应与作用机制。本文的结论如下：第一，营商环境能够显著促进企业绿色技术创新，在使用地形起伏度作为工具变量解决内生性问题与经过一系列稳健性检验后，这一结论依然成立。第二，异质性分析表明：对不同类别的绿色技术创新，营商环境对实质性绿色技术创新的促进作用强于对策略性绿色技术创新；在不同产权性质企业中，营商环境显著促进了国有企业绿色技术创新；在不同行业企业中，营商环境显著促进了重污染行业企业绿色技术创新；在不同地区企业中，营商环境显著促进了东部地区与中部地区企业绿色技术创新。第三，机制分析表明，营商环境通过缓解融资约束促进企业绿色技术创新。在划分绿色技术创新类别后，营商环境同样通过缓解融资约束促进实质性绿色技术创新与策略性绿色技术创新。

（二）建议

第一，持续优化营商环境，降低制度性成本。减少行政干预与程序审批对企业生产经营的负面影响，通过优化审批流程、加强事中事后监管等措施，降低政府干预对企业成本的不利影响。加强公平竞争与市场监管，通过建立健全市场准入制度和加强市场监管，防止垄断行为与不正当行为，促进市场健康发展与企业公平竞争。建立创新创业生态环境，加强政策支持与激励机制，鼓励企业开展创新活动，在提高企业利润与市场竞争力的同时，加强企业社会声誉与品牌形象建设。加快政务服务的数字化转型，推进政务服务“互联网+”建设，提高政务服务的规范化、便捷化、高效化，降低企业的制度性成本。

第二，提高金融服务效率，缓解企业融资困难窘境。改革完善金融机构的内部管理机制，提高金融机构的风险防范能力，为企业提供更加安全稳定的融资服务。通过完善信贷机制，加强对中小微企业的信贷支持，以降低企业融资成本与提高融资效率，达到缓解企业融资困境的目标。持续推进金融科技创新，提高金融服务效率与服务质量，降低金融服务成本，为企业提供更加便利化、智能化的金融服务。通过提高金融机构的竞争力与服务水平，提升金融市场的稳定性与可持续性，为经济发展提供强有力的支撑。加强与国际金融市场的交流合作，吸引外资进入中国市场，提高金融服务的国际化水平，为企业提供更加多元化的融资渠道。

第三，制定绿色发展的配套激励措施，促进企业绿色技术创新。通过设立绿色基金、税收优惠、融资支持等政策激励措施，为企业提供资金支持与政策扶持，鼓励企业加强绿色技术创新，在提高绿色技术市场竞争力的同时，促进企业绿色发展，进一步提高企业的环保意识与社会责任感，加强企业与社会的互助合作，共同推动经济绿色发展。建立绿色技术评价体系，加强对绿色技术的评价与认证，降低绿色技术的准入门槛，提高绿色技术的市场透明度与公信力。加强绿色技术交流，鼓励行业之间、企业之间的绿色技术合作，促进绿色技术的共享与创新，提高绿色技术的普及率与应用水平。完善环保法律法规的制定流程并加大执法力度，通过建立健全的绿色发展评价制度，加大对企业环境污染与资源浪费的惩罚力度，促进企业向绿色发展转型。

【主要参考文献】

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