袁歌騁 李娟娟

摘要 混合所有制改革作為國(guó)有企業(yè)改革的核心舉措，探討其對(duì)綠色創(chuàng)新的影響效果兼具理論與實(shí)踐意義。該研究以2010—2019年中國(guó)A股國(guó)有上市公司為研究對(duì)象，以國(guó)有企業(yè)前十大股東中非國(guó)有股東持股比例為混改判斷依據(jù)，通過雙重差分傾向得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)了混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響、作用機(jī)制及影響的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討了混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：混合所有制改革總體上能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。在采用安慰劑檢驗(yàn)、工具變量法緩解內(nèi)生性問題，更換匹配依據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論仍然成立。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，公司治理水平提高和知識(shí)溢出效應(yīng)是混合所有制改革促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要渠道；非國(guó)有股東逐利屬性可能在混合所有制改革影響國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新中產(chǎn)生抑制作用。根據(jù)行業(yè)特征的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中，混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更明顯。整體上混改促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但非國(guó)有股東占比并非越高越好，當(dāng)前十大股東中非國(guó)有股東持股占比位于15%～≤30%時(shí)，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯?；旄膶?duì)未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在溢出效應(yīng)，有效促進(jìn)了同行業(yè)未混改國(guó)有企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新?；谘芯拷Y(jié)果提出，應(yīng)充分認(rèn)識(shí)混改在綠色發(fā)展中的重要作用，進(jìn)一步推動(dòng)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革；推動(dòng)形成互相制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，合理配置非國(guó)有資本占比；同時(shí)，避免“一刀切”的混合所有制改革，應(yīng)堅(jiān)持分類分層有序推進(jìn)混改進(jìn)程。

關(guān)鍵詞 混合所有制改革；綠色創(chuàng)新；公司治理；知識(shí)溢出；溢出效應(yīng)

中圖分類號(hào) F276. 1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2023）07-0180-11 DOI：10. 12062/cpre. 20230311

近年來(lái)，為了提高國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)活力，中國(guó)持續(xù)推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，其中混合所有制改革（以下簡(jiǎn)稱“混改”）是核心舉措。2021年中國(guó)《政府工作報(bào)告》進(jìn)一步提出深化國(guó)有企業(yè)混合所有制改革，做強(qiáng)做優(yōu)做大國(guó)有資本和國(guó)有企業(yè)。豐富的研究表明，混改可以有效提高國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率［1］、生產(chǎn)率水平［2］、創(chuàng)新等［3］，但鮮有研究關(guān)注混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響?；旄目梢酝ㄟ^改善國(guó)有企業(yè)公司治理以及提高知識(shí)溢出兩個(gè)渠道促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，發(fā)揮“激勵(lì)”效應(yīng)。一方面，混改通過引入社會(huì)資本幫助緩解國(guó)有企業(yè)面臨的代理問題，提高公司治理水平［4］，激勵(lì)企業(yè)從事有利于形成企業(yè)長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力的綠色創(chuàng)新活動(dòng)。另一方面，引入非國(guó)有股東能夠增強(qiáng)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有股東之間的知識(shí)交換， 提高知識(shí)溢出，促進(jìn)綠色創(chuàng)新。但混改同樣可能對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在“抑制”效應(yīng)。由于綠色創(chuàng)新的特殊性，引入更關(guān)注經(jīng)濟(jì)目標(biāo)而非社會(huì)效益的非國(guó)有股東也可能導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)減少綠色創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，而選擇投資更具有經(jīng)濟(jì)效益的項(xiàng)目。因此，有必要深入探討混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的凈影響及其作用機(jī)制，為優(yōu)化中國(guó)國(guó)有企業(yè)改革以促進(jìn)環(huán)境保護(hù)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

依托體制變遷，中國(guó)國(guó)有企業(yè)改革主要經(jīng)歷了四個(gè)階段。第一階段是改革開放初期到1992年的商品經(jīng)濟(jì)時(shí)代，這一階段的國(guó)有企業(yè)改革處于以調(diào)動(dòng)管理者積極性為核心的“放權(quán)讓利”階段，主要任務(wù)是引導(dǎo)國(guó)營(yíng)單位走出計(jì)劃經(jīng)濟(jì)束縛，同時(shí)也是國(guó)有企業(yè)混改的探索階段。第二階段是1993—2003年初步建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的時(shí)期，國(guó)有企業(yè)改革進(jìn)入建立現(xiàn)代化公司制度的“建機(jī)轉(zhuǎn)制”階段，重點(diǎn)是引導(dǎo)國(guó)有企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度，適應(yīng)市場(chǎng)優(yōu)勝劣汰的競(jìng)爭(zhēng)格局，國(guó)有企業(yè)混改實(shí)現(xiàn)成長(zhǎng)跨越。第三階段是2004年至2013年完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制時(shí)期，該階段國(guó)有企業(yè)改革以優(yōu)化國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理機(jī)制為核心，進(jìn)入“監(jiān)管改革”階段，推進(jìn)國(guó)有資產(chǎn)實(shí)現(xiàn)保值增值目標(biāo)，國(guó)有企業(yè)混改不斷調(diào)整完善。第四階段是2014年至今，中共十八屆三中全會(huì)提出要“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”，自此進(jìn)入全面深化改革階段。當(dāng)下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，由此也對(duì)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革提出更高要求，國(guó)有企業(yè)在提高自身效率的同時(shí)，要進(jìn)一步拉動(dòng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)走出低迷，通過多元產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)提高國(guó)有企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，激發(fā)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新力，以綠色創(chuàng)新發(fā)展支撐國(guó)家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展［5-6］。

1. 1 混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

理論上，混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新同時(shí)存在“激勵(lì)”和“抑制”兩種效應(yīng)?；旄闹饕ㄟ^如下兩個(gè)路徑對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)揮“激勵(lì)”效應(yīng)：一方面，國(guó)有企業(yè)混合所有制改革有助于提高企業(yè)治理水平、促進(jìn)企業(yè)效率提升從而推動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展。現(xiàn)有研究表明，國(guó)有企業(yè)存在內(nèi)部人控制和激勵(lì)不足問題，導(dǎo)致其相較于非國(guó)有企業(yè)而言具有更嚴(yán)重的代理問題［7］。綠色創(chuàng)新對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展具有較強(qiáng)的戰(zhàn)略意義，但不確定性較高，同時(shí)存在研發(fā)成本高、資金斷裂、數(shù)據(jù)收集困難等問題［8］，短期效益不明顯。因此經(jīng)理人出于自身利益最大化有動(dòng)機(jī)減少企業(yè)綠色創(chuàng)新。雖然相較于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)承擔(dān)更多環(huán)保任務(wù)，但經(jīng)理人也可以選擇易模仿、低成本的末端治理技術(shù)滿足環(huán)保要求。混改引入了非國(guó)有股東，通過委派董事、監(jiān)事等方式發(fā)揮制衡和監(jiān)督作用，制約經(jīng)理人機(jī)會(huì)主義行為，降低企業(yè)代理成本并優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，從而有助于推動(dòng)綠色創(chuàng)新［9-10］。

另一方面，國(guó)有混合所有制改革有助于提高知識(shí)溢出水平、降低國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新面臨的研發(fā)不確定性，進(jìn)而促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。企業(yè)的知識(shí)來(lái)自內(nèi)部知識(shí)儲(chǔ)備和外部知識(shí)獲取兩條路徑，企業(yè)之間通過頻繁的知識(shí)互動(dòng)、交換資源、業(yè)務(wù)往來(lái)等產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)，形成大量異質(zhì)性和互補(bǔ)性資源，有助于降低企業(yè)創(chuàng)新面臨的不確定性，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著促進(jìn)作用［11-13］?；旄膶?shí)現(xiàn)了多種資源融合，為非國(guó)有股東和國(guó)有企業(yè)之間的知識(shí)交換創(chuàng)造了良好的條件，增強(qiáng)了企業(yè)間知識(shí)溢出水平［14］，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有資本在合作中獲得知識(shí)存量增加，形成知識(shí)合作剩余，非國(guó)有企業(yè)的綠色專利可以通過知識(shí)溢出的方式產(chǎn)生積極的外部性，促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新［9］。就“抑制”效應(yīng)而言，非國(guó)有企業(yè)股東往往具有逐利動(dòng)機(jī)，更關(guān)注經(jīng)濟(jì)目標(biāo)而非綠色發(fā)展中關(guān)注的社會(huì)效益，因此混改也可能對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。與非綠色創(chuàng)新相比，綠色創(chuàng)新具有技術(shù)溢出和環(huán)境溢出的“雙重外部性”［15-16］。企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新將降低外部成本，減少對(duì)環(huán)境的破壞從而產(chǎn)生社會(huì)效益，但綠色創(chuàng)新的研發(fā)投入和風(fēng)險(xiǎn)并未從社會(huì)效益中獲得相應(yīng)補(bǔ)償，企業(yè)私人收益小于社會(huì)收益；企業(yè)不進(jìn)行綠色創(chuàng)新將增加污染排放，對(duì)環(huán)境的污染導(dǎo)致社會(huì)成本增加，而污染企業(yè)并未受到懲罰，無(wú)須承擔(dān)污染所增加的社會(huì)成本，企業(yè)私人成本小于社會(huì)成本［17］。研發(fā)者不能獨(dú)享研發(fā)成果利益，而模仿者可以低成本方式獲取新技術(shù)，從而降低創(chuàng)新主體的積極性；污染者在不受懲罰的情況下，污染能帶來(lái)更大利益，從而不會(huì)主動(dòng)選擇綠色創(chuàng)新。因此，追求利潤(rùn)最大化的非國(guó)有股東缺乏綠色創(chuàng)新動(dòng)力，傾向于選擇“非綠色”技術(shù)。同時(shí)，綠色創(chuàng)新難以在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)利益、對(duì)環(huán)境保護(hù)的貢獻(xiàn)形成長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)需經(jīng)歷較長(zhǎng)的期間。上述特征降低了綠色創(chuàng)新項(xiàng)目的投資價(jià)值，因此出于逐利目的非國(guó)有股東具有減少綠色創(chuàng)新項(xiàng)目的動(dòng)機(jī)，抑制國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響取決于“激勵(lì)”和“抑制”效應(yīng)的大小關(guān)系，基于此，提出如下實(shí)證假設(shè)。

H1：混改有助于促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

H1：混改將抑制國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

1. 2 行業(yè)特征對(duì)混合所有制改革與國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)聯(lián)的影響

由于不同行業(yè)中國(guó)有企業(yè)特征差異，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵(lì)”和“抑制”效應(yīng)可能受國(guó)有企業(yè)行業(yè)特征影響，從而表現(xiàn)為混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的凈影響出現(xiàn)異質(zhì)性。雖然壟斷行業(yè)中的國(guó)有企業(yè)通常面臨更高的代理問題，但由于上述國(guó)有企業(yè)僅依靠壟斷地位就可以獲取長(zhǎng)期高額利潤(rùn)［18］，非國(guó)有股東可以坐擁壟斷性收益［19］，因此非國(guó)有股東改革動(dòng)機(jī)相對(duì)較小，削弱混改公司治理渠道的“激勵(lì)”效應(yīng)。同時(shí)，高額經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)的存在也會(huì)進(jìn)一步阻礙非國(guó)有股東綠色創(chuàng)新的動(dòng)力，保持原有的“非綠色”路徑，放大混改的“抑制”效應(yīng)。據(jù)此，對(duì)應(yīng)假設(shè)H1和假設(shè)H1，提出如下實(shí)證假設(shè)。

H2：相較于競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，混改對(duì)壟斷行業(yè)中國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)較弱。

H2：相較于競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，混改對(duì)壟斷行業(yè)中國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)更明顯。

此外，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)以及通過知識(shí)溢出渠道發(fā)揮的“激勵(lì)”效應(yīng)也與國(guó)有企業(yè)自身技術(shù)知識(shí)儲(chǔ)備相關(guān)。綠色技術(shù)的知識(shí)溢出并非自動(dòng)轉(zhuǎn)移的過程，而是需要國(guó)有企業(yè)具備吸收和利用綠色技術(shù)相關(guān)知識(shí)的能力［20］。相較于非環(huán)保類國(guó)有企業(yè)，環(huán)保類國(guó)有企業(yè)往往具有較高的綠色知識(shí)儲(chǔ)備，因此理論上其吸收并運(yùn)用外部綠色知識(shí)的能力較強(qiáng)，有助于放大混改知識(shí)溢出渠道的“激勵(lì)”效應(yīng)。與此同時(shí)，環(huán)保類國(guó)有企業(yè)較高的綠色知識(shí)儲(chǔ)備和成熟的環(huán)保經(jīng)營(yíng)模式更有助于綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，因此有助于削弱混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)。基于此，提出如下假設(shè)。

H3：相較于非環(huán)保類國(guó)有企業(yè)，混改對(duì)環(huán)保類國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)更明顯。

H3：相較于非環(huán)保類國(guó)有企業(yè)，混改對(duì)環(huán)保類國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)較弱。

2 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源

2. 1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

該研究以2010—2019年A股上市國(guó)有企業(yè)為研究樣本。由于2008年金融危機(jī)及政府相關(guān)應(yīng)對(duì)策略對(duì)企業(yè)資產(chǎn)配置產(chǎn)生了外在影響，且該研究控制變量需滯后一期，因此選擇2010年作為研究起點(diǎn)。國(guó)有企業(yè)依據(jù)最終控制人屬性為中央或地方政府企業(yè)進(jìn)行識(shí)別。同時(shí)借鑒已有研究剔除：金融類上市企業(yè)；上市狀態(tài)為終止上市、*ST（退市風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警）、暫停上市、ST（暫停上市、特別處理）以及退市整理期企業(yè)；關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。所有連續(xù)變量均按照上下1%的水平進(jìn)行了Winsorize處理。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）數(shù)據(jù)庫(kù)。

2. 2 變量選擇

2. 2. 1 被解釋變量：企業(yè)綠色創(chuàng)新

參考齊紹洲等［21］的研究，采用企業(yè)當(dāng)年申請(qǐng)的綠色專利總數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新代理變量（記為ln ），該值越大說明企業(yè)綠色創(chuàng)新水平越高。相比于量表設(shè)計(jì)的主觀性以及專利授權(quán)情況的不穩(wěn)定性［22］，綠色專利申請(qǐng)數(shù)更能反映企業(yè)真實(shí)綠色創(chuàng)新水平，因此主要以綠色專利申請(qǐng)數(shù)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新。綠色專利包括綠色發(fā)明專利和綠色實(shí)用新型專利，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，進(jìn)一步采用綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)（1）和綠色實(shí)用新型專利申請(qǐng)數(shù)（2）作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 2. 2 核心解釋變量：混改變量

混改虛擬變量。參考現(xiàn)有研究［1，23］，將國(guó)有企業(yè)在第年時(shí)前十大股東中非國(guó)有股東持股比例超過10%定義為進(jìn)行了混合所有制改革。根據(jù)中國(guó)《公司法》規(guī)定“單獨(dú)或者合計(jì)持有公司10%以上股份的股東有權(quán)請(qǐng)求召開臨時(shí)股東大會(huì)”，這意味著當(dāng)非國(guó)有股東持股比例超過10%時(shí)，其話語(yǔ)權(quán)得到實(shí)質(zhì)的提升，將影響國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理。因此該研究以前十大股東中非國(guó)有股東持股比例超過10%作為國(guó)有企業(yè)發(fā)生混改的標(biāo)準(zhǔn)。以樣本期間進(jìn)行混改的國(guó)有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，即=1，未進(jìn)行混改的國(guó)有企業(yè)為控制組，即=0。

混改時(shí)間虛擬變量。=1表示混改完成（連續(xù)兩年股權(quán)結(jié)構(gòu)保持不變）［24］，=0表示未進(jìn)行混改。

2. 2. 3 控制變量

參考彭星等［25］、徐佳等［26］的研究，控制了公司和地區(qū)兩個(gè)層面的影響因素。

公司層面的控制變量包括：①資產(chǎn)負(fù)債率（）。采用總負(fù)債除以總資產(chǎn)構(gòu)建。適度的負(fù)債有利于企業(yè)利用資金改善技術(shù)和工藝，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。②企業(yè)年齡（）。采用企業(yè)成立年數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量以控制企業(yè)發(fā)展階段對(duì)綠色創(chuàng)新的影響。③總資產(chǎn)收益率（）。采用凈利潤(rùn)除以總資產(chǎn)構(gòu)建以衡量企業(yè)的盈利能力，企業(yè)盈利能力越強(qiáng)越有動(dòng)力投資綠色創(chuàng)新。④營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（）。采用本年?duì)I業(yè)收入與上年?duì)I業(yè)收入差額除以上年?duì)I業(yè)收入構(gòu)建以衡量企業(yè)的成長(zhǎng)性。成長(zhǎng)型企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力更足，更有助于促進(jìn)綠色創(chuàng)新。⑤企業(yè)規(guī)模（）。采用企業(yè)員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量。通常而言，企業(yè)規(guī)模越大，其進(jìn)行綠色創(chuàng)新的成功率越高，更愿意也更有能力為實(shí)現(xiàn)自身長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展而保持較高的綠色創(chuàng)新投入水平。

省份層面的控制變量包括：①環(huán)境規(guī)制變量。由于環(huán)境規(guī)制因素可能通過倒逼效應(yīng)、資源效應(yīng)和擠出效應(yīng)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新行為［27］，參考趙玉民等［28］以及彭星等［25］的研究，引入命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型和公眾參與型三類環(huán)境規(guī)制變量。其中命令控制型代表政府或環(huán)保機(jī)構(gòu)的強(qiáng)制性政策手段，以受理環(huán)境行政處罰案件數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量（）；市場(chǎng)激勵(lì)型通常指政府通過稅收和價(jià)格等市場(chǎng)化手段激勵(lì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，以單位GDP排污費(fèi)收入衡量（）；公眾參與型指企業(yè)或個(gè)人參與環(huán)境保護(hù)行動(dòng)或承諾，以省級(jí)人民代表大會(huì)環(huán)境建議數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量（）。②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域不均衡性，與各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，分別引入人均GDP 對(duì)數(shù)（ln ）和第二產(chǎn)業(yè)占GDP 比值（）從經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)綠色創(chuàng)新的影響。③開放程度（ln ）。采用外商投資規(guī)模的自然對(duì)數(shù)衡量。地區(qū)開放程度主要通過技術(shù)溢出效應(yīng)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新。其中，公司層面控制變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，地區(qū)層面控制變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)環(huán)境年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。表1為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中綠色創(chuàng)新水平的變異系數(shù)大于1，說明不同國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平差異相對(duì)較大。

2. 3 模型設(shè)定

參考現(xiàn)有研究［24，29］ ，將國(guó)有企業(yè)混改視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用如下PSM?DID模型檢驗(yàn)混合所有制改革的環(huán)保效應(yīng)：

= 0 + 1it × + Σ+ + ++ （1）

其中：為企業(yè)綠色創(chuàng)新變量，為分組虛擬變量，以混改國(guó)有企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組。再采用帶寬為0. 05的核匹配法進(jìn)行逐年匹配，從未混改的國(guó)有企業(yè)中找到與混改國(guó)有企業(yè)相匹配的企業(yè)作為控制組。為混改時(shí)間虛擬變量，為其他控制變量，是企業(yè)固定效應(yīng)，是年份固定效應(yīng)，是行業(yè)固定效應(yīng)。為控制潛在的橫截面相關(guān)問題，將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到行業(yè)-年份層面［30］。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3. 1 匹配前后的平衡性檢驗(yàn)

使用PSM?DID模型檢驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)組和控制組的特征變量在匹配后的分布是相同的，否則將造成估計(jì)結(jié)果偏差?；诖?，首先對(duì)核匹配法獲取的實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值均小于5%，且所有變量t檢驗(yàn)的結(jié)果不拒絕實(shí)驗(yàn)組與控制組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)，滿足條件獨(dú)立假設(shè)。

3. 2 實(shí)證結(jié)果及分析

表2匯報(bào)了模型（1）的回歸結(jié)果。其中列（1）為僅包含核心解釋變量以及時(shí)間、行業(yè)和個(gè)體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)和地區(qū)層面的控制變量。由于滿足共同支撐假設(shè)的樣本匹配結(jié)果更為理想且具有更強(qiáng)的外部有效性，因此列（3）在列（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用滿足共同支撐假設(shè)的樣本進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，前的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正，驗(yàn)證了實(shí)證假設(shè)H1，拒絕了實(shí)證假設(shè)H1，說明國(guó)有企業(yè)混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵(lì)”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，引入非國(guó)有股東能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。

其他控制變量的回歸結(jié)果表明資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模和人均GDP 水平對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。命令控制型環(huán)境規(guī)制因素對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新存在明顯的促進(jìn)效應(yīng)，而其他環(huán)境規(guī)制因素對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響并不明顯，表明政府或環(huán)保機(jī)構(gòu)的強(qiáng)制性政策手段很可能倒逼企業(yè)提升綠色創(chuàng)新水平。

3. 3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

雙重差分估計(jì)結(jié)果滿足一致性的前提是實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即在沒有政策干預(yù)之前，結(jié)果變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組的發(fā)展趨勢(shì)應(yīng)保持一致。為此，該研究在基準(zhǔn)分析的基礎(chǔ)上，將模型（1）中替換為樣本期間各年份虛擬變量，以進(jìn)一步檢驗(yàn)兩組企業(yè)綠色創(chuàng)新的事前平行趨勢(shì)和事后動(dòng)態(tài)效果。圖1為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果的圖示，其中虛線表示95%的置信區(qū)間?？梢钥闯?，國(guó)有企業(yè)混合所有制改革之前，交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，即混改國(guó)有企業(yè)和未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新不存在明顯差異。而當(dāng)國(guó)有企業(yè)混改后，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正且系數(shù)的絕對(duì)值水平逐漸增大，說明混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用逐漸顯現(xiàn)并增強(qiáng)，即該研究雙重差分模型滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

3. 4 安慰劑檢驗(yàn)

參照Chetty等［31］的研究，采用非參置換檢驗(yàn)的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。首先對(duì)所有樣本企業(yè)和政策時(shí)間進(jìn)行不重復(fù)隨機(jī)抽樣，基準(zhǔn)回歸部分實(shí)驗(yàn)組包含306個(gè)企業(yè)，因此每次抽取306個(gè)樣本企業(yè)及其對(duì)應(yīng)的隨機(jī)政策時(shí)點(diǎn)，然后將隨機(jī)抽取的306個(gè)樣本企業(yè)作為虛擬實(shí)驗(yàn)組，剩余企業(yè)為虛擬控制組，并將此過程重復(fù)500 次，最終獲得500個(gè)虛擬實(shí)驗(yàn)組與虛擬政策時(shí)間交互的估計(jì)系數(shù)。若國(guó)有企業(yè)混合所有制改革能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，則模型（1）的估計(jì)系數(shù)（0. 104）應(yīng)該位于置換檢驗(yàn)中系數(shù)分布的尾部，說明其在安慰劑檢驗(yàn)中屬于小概率事件，從而排除不可觀測(cè)因素的影響。圖2為安慰劑檢驗(yàn)系數(shù)估計(jì)值的核密度分布圖，其中垂直虛線為500次虛擬系數(shù)的均值，垂直實(shí)線為模型（1）中的真實(shí)估計(jì)系數(shù)，真實(shí)估計(jì)系數(shù)位于虛擬回歸系數(shù)分布的高尾，說明該研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果通過安慰劑檢驗(yàn)。

3. 5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3. 5. 1 工具變量法

雖然采用雙重差分傾向得分匹配法在一定程度上減輕了反向因果的影響，但仍不能完全排除。綠色創(chuàng)新在一定程度上反映了當(dāng)前國(guó)有企業(yè)的社會(huì)責(zé)任擔(dān)當(dāng)，非國(guó)有企業(yè)可能因?yàn)闃淞⑵放粕鐣?huì)責(zé)任聲譽(yù)的需要而進(jìn)入國(guó)有企業(yè)，從而發(fā)生混合所有制改革。

為了緩解上述反向因果對(duì)研究結(jié)論的影響，參照蔡貴龍等［32］的研究，選取企業(yè)所處地區(qū)在第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)開始至1949年之前是否被迫開放為商埠（）以及是否為租界（）作為國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的工具變量。該工具變量滿足相關(guān)性和外生性要求。一方面，商埠和租界的出現(xiàn)改變了第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)之前的封閉狀態(tài)，被允許其他國(guó)家投資建廠、開辦學(xué)校，這些地區(qū)對(duì)非國(guó)有資本的包容性更大，制度建設(shè)和改革較完善，更可能進(jìn)行混改，滿足相關(guān)性要求。另一方面，綠色創(chuàng)新主要取決于企業(yè)的微觀決策，而開放商埠和租界屬于歷史事件，主要取決于當(dāng)時(shí)所處的地理位置，與微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新行為關(guān)系不大，且企業(yè)綠色創(chuàng)新很難影響或改變開放商埠和租界這類歷史事件，滿足外生性要求。以商埠（）和租界（）作為混改與否的工具變量，其與的交互項(xiàng)和作為×的工具變量。工具變量的回歸結(jié)果見表3列（1）和列（2）。列（1）中和的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正，說明混改與商埠或租界的形成正相關(guān)，滿足相關(guān)理論分析；列（2）中核心解釋變量×的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正，說明混合所有制改革能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，基準(zhǔn)模型的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。同時(shí)，Kleibergen?Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量、Kleibergen?Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量和Hansen J統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果表明，工具變量滿足相關(guān)性和外生性，且不存在弱工具變量問題，表明工具變量的選取是合理的。

3. 5. 2 更換匹配依據(jù)

基準(zhǔn)回歸部分采用的逐期匹配可以避免“時(shí)間錯(cuò)配”和“自匹配”問題，是目前多期PSM?DID的主流方法，但是由于對(duì)處理前的每期都進(jìn)行了匹配，每次匹配的結(jié)果不盡相同，導(dǎo)致控制組不穩(wěn)定，從而引起偏差。因此，參照賈俊雪等［33］的研究，采用協(xié)變量平均匹配，即將每個(gè)樣本處理前的各期協(xié)變量進(jìn)行平均，然后使用該平均值進(jìn)行傾向得分匹配?；貧w結(jié)果見表3列（3）—列（5），交互項(xiàng)前的系數(shù)均顯著為正，說明基準(zhǔn)模型的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 機(jī)制分析與異質(zhì)性探究

4. 1 正向作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述部分驗(yàn)證了國(guó)有企業(yè)混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新主要表現(xiàn)出促進(jìn)作用。由理論分析可知，國(guó)有企業(yè)混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)主要是通過治理渠道和知識(shí)溢出渠道發(fā)揮作用。因此，探討治理水平和知識(shí)溢出兩個(gè)渠道的存在性，可進(jìn)一步揭示國(guó)有企業(yè)混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的微觀作用機(jī)制。參考Baron等［34］的研究，使用逐步檢驗(yàn)法檢驗(yàn)影響機(jī)制的存在性。在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（2）和模型（3）：

= 0 + 1× + Σ+ + ++ （2）

= 0 + 1 + 2× + Σ+ ++ + （3）

模型（2）中為機(jī)制變量，直接考察國(guó)有企業(yè)混改對(duì)治理水平（）和知識(shí)溢出（）的影響，模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入機(jī)制變量?；鶞?zhǔn)模型已經(jīng)驗(yàn)證混合所有制改革有助于促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，因此主要關(guān)注式（2）中交互項(xiàng)前的系數(shù)1 以及式（3）中機(jī)制變量前的系數(shù)1。如果1 和1 均顯著，就說明國(guó)有企業(yè)混合所有制改革使公司治理水平和知識(shí)溢出發(fā)生明顯變化，同時(shí)公司治理水平的提高和知識(shí)溢出能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。如果至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)一步通過Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)判斷中介效應(yīng)的顯著性。

4. 1. 1 公司治理渠道

為檢驗(yàn)治理渠道的存在性，參照白重恩等［35］的研究，選取控股股東持股比例、股權(quán)制衡度、管理層持股比例、獨(dú)立董事占比、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、總經(jīng)理持股比例、股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)7個(gè)治理變量進(jìn)行主成分分析，并以第一大主成分衡量公司治理水平，構(gòu)建機(jī)制變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。表4的列（1）匯報(bào)了式（2）的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平下顯著為正，說明混合所有制改革能有效提高公司治理水平。表4列（2）匯報(bào)了當(dāng)被解釋變量為綠色專利申請(qǐng)數(shù)時(shí)式（3）的回歸結(jié)果，公司治理前的系數(shù)在5% 的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正。說明混合所有制改革能夠通過提高公司治理水平推動(dòng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，驗(yàn)證了國(guó)有企業(yè)混合所有制改革公司治理渠道的存在性。

4. 1. 2 知識(shí)溢出渠道

為檢驗(yàn)知識(shí)溢出渠道的存在性，參考薛成等［36］的研究，采用上市公司與其他公司聯(lián)合申請(qǐng)的綠色專利數(shù)衡量企業(yè)的知識(shí)溢出水平，構(gòu)建機(jī)制變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)。表4的列（3）匯報(bào)了式（2）的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)前的系數(shù)為正但不顯著，表4的列（4）匯報(bào)了當(dāng)被解釋變量為綠色專利申請(qǐng)數(shù)時(shí)式（3）的回歸結(jié)果，知識(shí)溢出前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正。由于1顯著而1 不顯著，需進(jìn)一步采用Sobel?Goodman檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)判斷中介效應(yīng)是否真實(shí)存在。其中Sobel檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著，拒絕了1 和1 乘積為0的原假設(shè)。進(jìn)一步采用抽樣次數(shù)分別為500、1 000和2 000次的Bootstrap檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示95%的置信區(qū)間均未包含0，同樣拒絕了1 和1 乘積為0的原假設(shè)，說明混合所有制改革能通過促進(jìn)企業(yè)間知識(shí)溢出推動(dòng)企業(yè)綠色創(chuàng)新，驗(yàn)證了國(guó)有企業(yè)混合所有制改革知識(shí)溢出渠道的存在性。

4. 2 負(fù)向作用機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)非國(guó)有股東是否會(huì)因?yàn)橹鹄麑傩远种茋?guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，參照朱德勝等［37］的研究，以創(chuàng)新產(chǎn)出比創(chuàng)新投入構(gòu)建企業(yè)創(chuàng)新效率變量（）。其中創(chuàng)新產(chǎn)出以下一期息稅前利潤(rùn)與本期息稅前利潤(rùn)之差衡量，創(chuàng)新投入包括自主投入和模仿投入，分別以開發(fā)支出和管理費(fèi)用衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)前文理論分析，當(dāng)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新效率低時(shí)，國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新所獲得的經(jīng)濟(jì)收益相對(duì)較小，如果非國(guó)有股東逐利動(dòng)機(jī)存在，非國(guó)有股東將更關(guān)注其他可獲得經(jīng)濟(jì)盈利的項(xiàng)目而非投入國(guó)有企業(yè)綠色發(fā)展，從而削弱國(guó)有企業(yè)混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用。而當(dāng)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新效率高時(shí)，企業(yè)綠色創(chuàng)新行為能夠獲利，因此非國(guó)有股東參股對(duì)綠色創(chuàng)新的抑制作用較弱。該研究按照國(guó)有企業(yè)所屬行業(yè)的創(chuàng)新效率是否高于所有行業(yè)創(chuàng)新效率的中位數(shù)將樣本分為低創(chuàng)新效率組和高創(chuàng)新效率組，回歸結(jié)果見表5。其中列（1）和列（2）分別匯報(bào)了國(guó)有企業(yè)混改對(duì)低創(chuàng)新效率和高創(chuàng)新效率組中國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明高創(chuàng)新效率組中交互項(xiàng)前系數(shù)顯著為正，而低創(chuàng)新效率組中交互項(xiàng)前的系數(shù)為正但不顯著，說明相較而言，低創(chuàng)新效率組中混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)較弱，非國(guó)有股東的逐利動(dòng)機(jī)存在。

4. 3 異質(zhì)性探究

理論分析表明混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)可能受行業(yè)特征影響。基于此，采用分組回歸的方式進(jìn)一步探討混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。其中，競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的劃分參照岳希明等［38］的研究，環(huán)保行業(yè)的劃分參照王鋒正等［10］的做法。

分組回歸結(jié)果見表6，其中列（1）和列（2）分別匯報(bào)了混合所有制改革對(duì)競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)和壟斷性行業(yè)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示列（1）交互項(xiàng)前的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正，而列（2）交互項(xiàng)前系數(shù)為正但不顯著，說明混合所有制改革對(duì)競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用更明顯，驗(yàn)證了實(shí)證假設(shè)H2。列（3）和列（4）分別匯報(bào)了混合所有制改革對(duì)環(huán)保行業(yè)和非環(huán)保行業(yè)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示列（3）交互項(xiàng)前的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著為正，而列（4）交互項(xiàng)前系數(shù)為正但不顯著，說明混合所有制改革對(duì)環(huán)保行業(yè)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新促進(jìn)作用更明顯，驗(yàn)證了實(shí)證假設(shè)H3。

5 進(jìn)一步分析

5. 1 非國(guó)有股東參股程度對(duì)綠色創(chuàng)新的影響

前述研究表明，當(dāng)前混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“激勵(lì)”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，即通過提高國(guó)有企業(yè)治理水平以及增強(qiáng)知識(shí)溢出效應(yīng)有效促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。然而，相關(guān)研究表明，非國(guó)有股東參股占比的變化可能導(dǎo)致非國(guó)有股東行為的改變。非國(guó)有股東的主要目的是追逐自身利益最大化，為了避免地方政府干預(yù)對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生的影響，非國(guó)有股東存在動(dòng)機(jī)掏空國(guó)有企業(yè)以降低投資風(fēng)險(xiǎn)［39］。同時(shí)，隨著非國(guó)有股占比的增加，非國(guó)有股東的掏空動(dòng)機(jī)不斷增強(qiáng)［40］，因此理論上非國(guó)有股占比的增加可能會(huì)逐漸放大混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的“抑制”效應(yīng)?；诖?，將進(jìn)一步探討非國(guó)有股東參股程度是否會(huì)影響混改與國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)。參考馬連福等［41］的研究，以前十大股東中非國(guó)有股東持股比例之和比前十大股東持股比例之和衡量非國(guó)有股東參股程度。首先，按照非國(guó)有股東參股程度劃分為不同的區(qū)間類型，并比較不同非國(guó)有股東持股類型的企業(yè)綠色創(chuàng)新水平，結(jié)果見表7?？梢钥闯?，當(dāng)前十大股東中非國(guó)有股東持股比例在15%～≤30%時(shí)，衡量樣本國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的三個(gè)指標(biāo)的均值都高于持股比例在15%以下和30%以上的樣本均值。

進(jìn)一步地，依據(jù)不同參股類型分組檢驗(yàn)非國(guó)有股東參股程度對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見表8。其中，列（1）—列（4）分別表示前十大股東中非國(guó)有股東持股比例在10%～≤15%，15%～≤30%，30%～≤50%以及>50%時(shí)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，當(dāng)非國(guó)有股東持股比例在50%以下時(shí)，交互項(xiàng)的系數(shù)為正，但僅當(dāng)非國(guó)有股東參股程度位于15%～≤30%時(shí)顯著。說明當(dāng)非國(guó)有股東參股占比為15%～≤30%時(shí)，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)非國(guó)有股東持股比例>50%時(shí)，混改并不利于國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。上述結(jié)果出現(xiàn)的可能原因在于，隨著非國(guó)有股東占比的增加，非國(guó)有股東對(duì)國(guó)有企業(yè)決策的干預(yù)程度以及交流深度增加，有助于放大混改公司治理和知識(shí)溢出渠道的“激勵(lì)”效應(yīng)。同時(shí)，隨著非國(guó)有股東占比的增加，非國(guó)有企業(yè)掏空國(guó)有企業(yè)的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，因此更關(guān)注短期經(jīng)濟(jì)效益而非環(huán)境因素，放大混改的“抑制”效應(yīng)。當(dāng)混改水平較低時(shí)，隨著非國(guó)有股東占比的增加，雖然“激勵(lì)”效應(yīng)和“抑制”效應(yīng)都增強(qiáng)，但此時(shí)由于國(guó)有股東股權(quán)占比相對(duì)較大，能有效制衡非國(guó)有股東的掏空行為，因此“激勵(lì)”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。而隨著非國(guó)有股東占比的不斷增加，當(dāng)超過一定閾值后，可能表現(xiàn)為“抑制”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，從而整體上發(fā)現(xiàn)隨著非國(guó)有股東占比的增加，混改首先對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)增強(qiáng)，隨后逐漸減弱，最終阻礙國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

5. 2 國(guó)有企業(yè)混改的溢出效應(yīng)

國(guó)有企業(yè)混改對(duì)企業(yè)所屬行業(yè)內(nèi)的其他未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新應(yīng)存在正向的溢出效應(yīng)。一方面，雖然未混改國(guó)有企業(yè)并未因非國(guó)有資本的引入提高公司治理水平，但其可以通過學(xué)習(xí)同行業(yè)混改國(guó)有企業(yè)優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)的方式促進(jìn)自身綠色創(chuàng)新。位于同行業(yè)的企業(yè)往往具有相似的運(yùn)營(yíng)方式和盈利模式，未混改的國(guó)有企業(yè)可以借鑒混改企業(yè)的相關(guān)政策制約經(jīng)理人機(jī)會(huì)主義行為、降低企業(yè)代理成本，促進(jìn)綠色創(chuàng)新。另一方面，未混改國(guó)有企業(yè)可以通過與同行業(yè)混改國(guó)有企業(yè)業(yè)務(wù)往來(lái)、交換資源等方式，獲取混改國(guó)有企業(yè)從引入非國(guó)有股東中得到的技術(shù)知識(shí)，降低研發(fā)的不確定性，進(jìn)而提高自身綠色創(chuàng)新水平。采用DID模型探討國(guó)有企業(yè)混改對(duì)同行業(yè)未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，被解釋變量為未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。理論上，應(yīng)當(dāng)采用存在國(guó)有企業(yè)混改的行業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，而選擇從未進(jìn)行過國(guó)有企業(yè)混改的行業(yè)作為對(duì)照組，但分析發(fā)現(xiàn)樣本中較少有行業(yè)從未發(fā)生國(guó)有企業(yè)混改。因此，該研究選擇將行業(yè)按照國(guó)有企業(yè)混改比例分為高混改比例行業(yè)和低混改比例行業(yè)。若溢出效應(yīng)存在，則應(yīng)當(dāng)觀測(cè)到位于高混改比例行業(yè)中的未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平高于低混改比例行業(yè)中未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。具體模型如下：

= 0 + 1× + βΣ+ + ++ （4）

其中：為分組虛擬變量，取值為1代表處于高混改比例行業(yè)中的未混改國(guó)有企業(yè)，作為實(shí)驗(yàn)組。隨后通過核匹配法從低混改比例行業(yè)的未混改國(guó)有企業(yè)中找到與之匹配的企業(yè)作為控制組，將記為0。為時(shí)間虛擬變量，由于2013年后混改進(jìn)入全面深化改革階段，因此以2013年作為檢驗(yàn)溢出效應(yīng)的政策時(shí)點(diǎn)，2013年及以后年份取值為1，否則取值為0。其他控制變量與固定效應(yīng)的設(shè)置與基準(zhǔn)模型一致。

回歸結(jié)果見表9，被解釋變量分別為綠色專利申請(qǐng)數(shù)、綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)和綠色實(shí)用新型專利申請(qǐng)數(shù)。其中，列（1）和列（2）交互項(xiàng)前的系數(shù)均顯著為正，而列（3）交互項(xiàng)前的系數(shù)不顯著，說明相對(duì)于低混改比例行業(yè)而言，混合所有制改革能顯著促進(jìn)高混改比例行業(yè)中未混改國(guó)有企業(yè)整體綠色創(chuàng)新發(fā)展，同時(shí)該行業(yè)溢出效應(yīng)主要集中在實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

6 結(jié)論與啟示

基于混合所有制改革的制度背景，以中國(guó)2010—2019 年A 股國(guó)有上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，通過PSMDID實(shí)證檢驗(yàn)了混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響、作用機(jī)制及影響的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討了混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明：第一，整體上，混改能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。第二，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)存在異質(zhì)性，混改能有效促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中的國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但是對(duì)壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中國(guó)有企業(yè)的綠色創(chuàng)新不存在顯著影響。第三，混改主要通過提高國(guó)有企業(yè)公司治理水平和知識(shí)溢出效應(yīng)促進(jìn)綠色創(chuàng)新。第四，當(dāng)混改水平位于15%～≤30%時(shí)，混改對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)最明顯。第五，混改對(duì)未混改國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新存在溢出效應(yīng)，有效促進(jìn)了同行業(yè)未混改國(guó)有企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

上述研究結(jié)論對(duì)于推動(dòng)中國(guó)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革，提升國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新水平以實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量綠色發(fā)展具有如下政策含義。

第一，應(yīng)充分認(rèn)識(shí)混改在綠色發(fā)展中的重要作用，進(jìn)一步推動(dòng)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革。該研究發(fā)現(xiàn)引入非國(guó)有股東能有效促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，同時(shí)對(duì)于同行業(yè)未混改的國(guó)有企業(yè)存在顯著的溢出效應(yīng)。因此，政府應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識(shí)到混改在環(huán)境保護(hù)中的重要作用，其可能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效率和環(huán)境保護(hù)的“共贏”，應(yīng)進(jìn)一步加快推動(dòng)混合所有制改革。

第二，形成互相制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，合理配置非國(guó)有資本占比。研究表明，雖然整體上混改有助于促進(jìn)國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但該促進(jìn)效應(yīng)可能隨非國(guó)有股東占比的變化而呈現(xiàn)出異質(zhì)性。當(dāng)非國(guó)有股東占比高于50%，混改反而會(huì)抑制國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新。因此政府在推進(jìn)國(guó)有企業(yè)混改的過程中應(yīng)當(dāng)合理配置非國(guó)有資本，在充分發(fā)揮非國(guó)有資本的治理效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的同時(shí)，也需依靠國(guó)有股東對(duì)引入的非國(guó)有股東進(jìn)行監(jiān)督，降低非國(guó)有股東掏空行為可能導(dǎo)致的負(fù)面影響。

第三，避免“一刀切”的混合所有制改革，應(yīng)堅(jiān)持分類分層有序推進(jìn)。研究發(fā)現(xiàn)，混改對(duì)不同類型國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)存在差異，雖然混改能有效促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中國(guó)有企業(yè)綠色創(chuàng)新，但卻難以促進(jìn)壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中國(guó)有企業(yè)的綠色創(chuàng)新。因此，在政府運(yùn)用混改進(jìn)行國(guó)有企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型時(shí)，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先推進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和環(huán)保行業(yè)中國(guó)有企業(yè)的混合所有制改革。而對(duì)于壟斷行業(yè)和污染行業(yè)中的國(guó)有企業(yè)而言，則應(yīng)采取試點(diǎn)的方式，厘清引入非國(guó)有股東卻難以提升綠色創(chuàng)新面臨的痛點(diǎn)，完善現(xiàn)有的制度規(guī)則，抑制非國(guó)有股東進(jìn)入可能導(dǎo)致的負(fù)面效應(yīng)，激發(fā)混改對(duì)綠色創(chuàng)新的積極影響。在此基礎(chǔ)上，逐步擴(kuò)大試點(diǎn)范圍直至全面推廣。

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