程劍飛 （中國社科院大學應用經(jīng)濟學院 北京 102488）

一、引言

綠色創(chuàng)新是一種旨在提高能源效率、實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境協(xié)調發(fā)展的技術發(fā)明與創(chuàng)造，其通常被認為是促進低碳經(jīng)濟、實現(xiàn)“雙碳”目標的有效方法。在綠色經(jīng)濟新時代，企業(yè)可以通過綠色工藝創(chuàng)新降低經(jīng)濟成本和環(huán)境外部性，也可以利用綠色產(chǎn)品研發(fā)來提高企業(yè)財務績效，獲得競爭優(yōu)勢。與傳統(tǒng)創(chuàng)新相比，綠色創(chuàng)新具有明顯的特點，即正外部性和激勵不足：一方面，綠色創(chuàng)新具有更強的技術和知識溢出的正外部性，有利于整體清潔生產(chǎn)技術和生態(tài)環(huán)境的改善；另一方面，當創(chuàng)新成本高于排放和能耗成本時，企業(yè)會更傾向于使用高排放和高能耗的生產(chǎn)方式而放棄綠色創(chuàng)新（Bi 等，2016）［1］。在沒有政府支持的情況下，企業(yè)自身的創(chuàng)新意愿可能更低，從而導致整體的綠色創(chuàng)新投資無法達到最優(yōu)水平。當企業(yè)承擔了綠色創(chuàng)新的成本，但回報卻不足以補償創(chuàng)新成本時，他們的創(chuàng)新動力就會更加不足。與此同時，企業(yè)綠色創(chuàng)新可以滿足政府對生態(tài)經(jīng)濟和諧發(fā)展的決策目標，促使政府有強烈的動力將公共資源投入企業(yè)綠色創(chuàng)新活動。那么，基于我國的現(xiàn)實情況，政府補貼是否可以補償企業(yè)的創(chuàng)新成本、提升企業(yè)的創(chuàng)新意愿，從而提高企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平呢？如果政府補貼對企業(yè)的綠色創(chuàng)新存在影響，那么對于不同類型的企業(yè)是否存在差異呢？這些問題成為學界和政府政策制定部門關注的重點。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

1.政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新。在以往的文獻中，學者們對研究政府補貼和傳統(tǒng)創(chuàng)新之間的關系給予了很多關注。有學者認為，公共補貼有可能緩解企業(yè)的融資需求，降低企業(yè)的邊際成本和創(chuàng)新門檻，分散研發(fā)項目的風險，提高創(chuàng)新活動的收入預期，從而增加研發(fā)投入，擴大創(chuàng)新規(guī)模（李青原、肖澤華，2020）［2］。有學者對此持相反觀點，認為由于政府補貼的分配和監(jiān)督體系不完善，高額補貼容易引發(fā)企業(yè)的正向尋租行為，造成高尋租成本，擠占研發(fā)投入，降低企業(yè)創(chuàng)新投資，并對政府補貼的擠岀效應進行了廣泛討論，認為政府補貼可能導致企業(yè)的擴張與自身實力不一致，增加產(chǎn)能過剩的風險。政府補貼可能會損害研發(fā)的商業(yè)化（Link和Scott，2009）［3］。此外，還有學者發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)的公共補貼和研發(fā)投資之間存在倒“U 型”關系（Dai 和Cheng，2015）［4］。在高科技產(chǎn)業(yè)中，政府補貼與創(chuàng)新績效之間沒有明顯的相關性（Klette 和Moen，2012）［5］。政府補貼促進了高科技企業(yè)的自主創(chuàng)新，降低了總的低技術和高技術產(chǎn)業(yè)的要素生產(chǎn)率（Howell，2017）［6］。還有學者分析了地區(qū)間補貼的激勵效果，并進一步提岀政府補貼的激勵幅度要適中，這說明政府補貼過高和過低都不利于刺激企業(yè)創(chuàng)新。

2.政府補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新。目前，對于政府補貼和企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關系相關文獻的結論并不統(tǒng)一。有學者通過設計博弈論模型發(fā)現(xiàn)，政府補貼可以促進清潔生產(chǎn)創(chuàng)新（Wang 等，2017）［7］。政府補貼在驅動綠色創(chuàng)新發(fā)展中發(fā)揮著重要作用，然而過度依賴外生財稅政策的激勵而忽視企業(yè)內部治理因素容易造成公共資源的浪費與政策失靈（張茹等，2021）［8］。還有學者認為企業(yè)可能利用政府補貼，來資助其他與綠色創(chuàng)新沒有直接關系的商業(yè)活動（Antonelli 和Crespi，2013）［9］。政府補貼可能鼓勵企業(yè)在非生產(chǎn)性尋租活動中投入更多資源（Tollison，1997）［10］。因此，機會主義行為的風險相當高。此外，政府補貼對綠色創(chuàng)新行為的影響取決于政府補貼的規(guī)模（Shao等，2021）［11］。

通過既有文獻來看，國內外學者圍繞政府補貼與綠色創(chuàng)新，已經(jīng)有了一些成果，這為本文的研究開展提供了理論支撐。然而，現(xiàn)有研究還存在一定的局限性：一是以往的學者對于政府補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新尚未形成一致的結論。主要是因為在實證研究方面學者們所使用的假設不盡相同，選擇的樣本、指標、模型等也各有特色。二是以往的研究對模型的內生性處理還有待加強。三是以往研究對內部公司治理因素以及異質性影響關注度不夠。

（二）研究假設

從理論機制來看，主要有信號理論、標簽理論和引導理論。首先，政府補貼可以幫助制造企業(yè)克服內部資源有限的約束，解決綠色創(chuàng)新與末端治理之間的選擇問題。信號理論認為，政府補貼是政府對項目支持和信任的標志，從而使原本對企業(yè)綠色發(fā)展有顧慮的銀行和企業(yè)家愿意為企業(yè)貸款或投資。其次，企業(yè)與外部投資者存在著信息不對稱，導致外部投資者無法對企業(yè)有全面的了解。在這種情況下，政府補貼被認為是政府認可的標簽，外部投資者愿意相信并節(jié)省他們對企業(yè)綠色發(fā)展的評估成本。因此，政府補貼可以有效緩解制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新資金不足的問題。最后，為了實現(xiàn)更高的環(huán)境效益，政府更傾向于對清潔能源、可持續(xù)材料等項目給予補貼，從而引導制造企業(yè)選擇環(huán)保方向進行綠色創(chuàng)新。

基于上述分析，本文從政府支持的視角，試圖實證研究政府補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關系，并提出以下假設。

H1：政府補貼對企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有促進作用。

H2：政府補貼對企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有抑制作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本為我國 A 股上市公司，數(shù)據(jù)區(qū)間為2011—2019 年，用以實證研究政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的影響。具體數(shù)據(jù)來源如下：（1）綠色創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)來源于CNRDS 數(shù)據(jù)庫；（2）政府補貼數(shù)據(jù)為手工篩選整理上市企業(yè)年報附注； （3）其余變量的數(shù)據(jù)來源于中國問題研究（CNRDS）、國泰安（CSMAR）等數(shù)據(jù)庫。在此基礎上，本文作了如下處理：（1）剔除樣本期內被標記為“ST”“PT”的公司；（2）剔除金融行業(yè)的公司；（3）剔除觀測值缺失的樣本；（4）縮尾處理所有連續(xù)變量，進行上下1%的Winsorize，用以控制極端值影響。通過篩選，本文最終得到23 048 個樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色創(chuàng)新。在中國問題研究（CNRDS）數(shù)據(jù)庫中，本文篩選整理了上市公司每年申請、授權的綠色專利數(shù)。以往的文獻表明，綠色專利申請量較為穩(wěn)定，專利機構、國家政策等外界因素對其影響較小（周煊等，2012）［12］，專利申請往往是技術已成熟并被投入使用，在申請的過程中，就能夠對企業(yè)創(chuàng)新績效發(fā)生影響（王馨、王營，2021）［13］。因此，本文選取了GINVA：公司當年綠色發(fā)明專利。將申請數(shù)加1 取自然對數(shù)，記為LNGINVA。綠色專利授權是企業(yè)最終獲得的綠色技術創(chuàng)新成果，以此作為替代因變量，可以對回歸結果的可信度進行雙重確認?？紤]到綠色專利申請完到專利局授予中間有一定的時間差，參考以往的文獻，本文還選取了公司當年及未來2 年（3 年內）的綠色發(fā)明專利授予數(shù)加1 取自然對數(shù)，記為LNGINVG。另外，選取公司當年及未來3 年（4 年內）的綠色發(fā)明專利授予數(shù)加1 取自然對數(shù)，記為LNGINVG1。

2.解釋變量：政府補貼。為了提升指標的科學性、有效性，本文計算政府補貼占企業(yè)總資產(chǎn)的百分比，將其記為 SUB。在穩(wěn)健性檢驗中，本文還將政府補貼+1 取對數(shù)作為替代變量，標記為LNSUB。

3.控制變量。綜合以往的文獻，本文還選取了10 個可能影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的指標作為控制變量，分別為：公司規(guī)模（LNMV）、公司資產(chǎn)負債率（LEV）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、公司營業(yè)收入增長率（SALEGR）、公司上市年限（AGE）、產(chǎn)權性質（SOE）、董事會規(guī)模（BOARD）、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一（DUAL）、股權結構（OWN）、兩權分離度（SEP）。主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義表

（三）基準模型設定

借鑒以往的研究，在政府補貼之外，本文還選取了其他可能影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的控制變量，同時，還考慮了行業(yè)以及年份固定效應。本文主要關注的系數(shù)是β1，如果政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生了促進作用，那么β1應該顯著為正，反之β1顯著為負。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出,企業(yè)綠色創(chuàng)新專利申請（GINVA）的最大值為31.000、最小值為0、均值為1.132、方差為 4.055。而3 年內企業(yè)綠色創(chuàng)新授予（GINVG）的最大值為108.000、最小值為0、均值為3.671，方差為13.720。我國上市企業(yè)當中沒有綠色創(chuàng)新專利的比例超過一半，說明我國上市企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平整體不高，并且不同企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平表現(xiàn)出顯著的差異。從政府補貼數(shù)據(jù)來看，政府補貼占總資產(chǎn)的均值為0.427%。從其他變量的描述性統(tǒng)計來看，也與已有研究較為吻合。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）基礎回歸結果

為了深入探究政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用，本文利用軟件Stata，并采用面板OLS 方法進行計量分析。下頁表3 第（1）、（2）列的結果顯示，政府補貼SUB 的回歸系數(shù)為0.041、0.059，且均在1%的水平上顯著，說明政府補貼對企業(yè)的綠色創(chuàng)新申請發(fā)揮了促進作用?？紤]綠色發(fā)明專利的申請到授予有2 年左右的時間間隔，本文參考以往的文獻，以企業(yè)3 年內和4 年內的綠色專利授權數(shù)作為替代變量。在替換被解釋變量的情況下，得出的回歸結果列（3）—列（6）政府補貼的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，這進一步證明了本文的主要研究結論。

表3 政府補貼與企業(yè)綠色創(chuàng)新的基準回歸結果

從控制變量看，公司規(guī)模、總資產(chǎn)報酬率、兩權分離度、董事會規(guī)模越高，企業(yè)的綠色創(chuàng)新力度越強；國有企業(yè)比非國有企業(yè)綠色創(chuàng)新能力強；而企業(yè)年限越長、第一大股東持股比例越高，綠色創(chuàng)新水平越低。上述結論均符合本文的預期。央企、國企的資金較為雄厚，可以為企業(yè)的綠色低碳轉型提供強大的資源支持。而企業(yè)成立的時間與企業(yè)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出負向關系，一個合理的解釋是，企業(yè)往往在成立之初，進行研發(fā)投入和綠色創(chuàng)新，而在之后更加注重于是否環(huán)境合規(guī)。

（三）穩(wěn)健性分析

為了進一步測試基礎回歸結果的穩(wěn)健性，本文選擇了改變被解釋變量、IV 工具變量法進行深入研究，檢驗前文中的回歸結果是否會發(fā)生相應的變化，進而確認本文研究成果的可靠性。

1.改變解釋變量的測度方法。本文借鑒以往的文獻，替換核心解釋變量，將政府補貼+1 取對數(shù)作為指標，記為LNSUB?；貧w結果如表4 所示，說明研究結論依然非常穩(wěn)健?？梢钥闯觯谔鎿Q解釋變量后，相對于綠色發(fā)明專利申請而言，政府補貼對綠色發(fā)明專利授予的促進效果更明顯。

表4 綠色創(chuàng)新的替代性指標

2.工具變量法。政府補貼這一政策工具，本意為激勵創(chuàng)新，但企業(yè)可能會存在迎合政府的行為，所以更應重點考慮是否存在內生性問題。為了解決政府補貼和企業(yè)綠色創(chuàng)新可能存在的內生性，本文選取了當年行業(yè)-年度內上市公司獲取的政府補貼的均值作為工具變量進行兩階段最小二乘（2SLS）回歸。如下頁表5 第（1）列所示，第一階段的回歸結果中，工具變量的回歸系數(shù)為0.619，在1%的水平上顯著，且回歸的F 值十分顯著，2SLS 的結果不存在弱工具變量的問題；如回歸結果第（2）—（4）列所示，在第二階段回歸中，企業(yè)綠色創(chuàng)新仍然與政府補貼存在顯著的正向關系，即在考慮了可能的內生性問題以后，本文的結論依然十分穩(wěn)健。

表5 工具變量2SLS 回歸結果

（四）異質性分析

1.不同產(chǎn)權的異質性。由于我國的特殊國情，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的反應可能存在不同。因此，本文檢驗國有企業(yè)和非國有企業(yè)在政府補貼政策和綠色技術創(chuàng)新之間的關系是否存在差異。本文將樣本分為國企與非國企，分別進行分組回歸，用以檢驗在不同產(chǎn)權性質下政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。回歸結果如表6 所示，因變量為企業(yè)綠色專利申請時，非國有企業(yè)和國有企業(yè)樣本中政府補貼的回歸系數(shù)分別為0.058、0.047，且均在1%的水平上顯著；當因變量為企業(yè)綠色專利3 年內授予時，非國有企業(yè)和國有企業(yè)樣本中政府補貼的回歸系數(shù)分別為0.095、0.059，且均在1%的水平上顯著。雖然在國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中政府補貼系數(shù)均顯著為正，但是與國有企業(yè)相比，政府補貼更能夠顯著地促進非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新。在企業(yè)的綠色創(chuàng)新申請和授予上，這種作用的差異性也表現(xiàn)出一致性。

2.公司規(guī)模的異質性。本文按照公司規(guī)模-年度中位數(shù)進行分組，回歸結果如下頁表7 所示，當因變量為企業(yè)綠色專利申請時，規(guī)模較小和規(guī)模較大樣本中政府補貼的回歸系數(shù)分別為0.048、0.060，均在1%的水平上顯著。當因變量為企業(yè)綠色專利3 年內授予時，規(guī)模較小和規(guī)模較大樣本中政府補貼的回歸系數(shù)分別為0.055、0.123，均在1%的水平上顯著。公司規(guī)模越大，企業(yè)的創(chuàng)新越好。一個合理的解釋是，大公司本身可能創(chuàng)新能力更好，政府補貼能夠與公司自身的規(guī)模優(yōu)勢形成更好的互補，從而使得補貼產(chǎn)生更好的財政激勵效果。

表7 不同公司規(guī)模的異質性分析結果

五、結論與建議

本文以2011—2019 年我國A 股上市公司為樣本，深入研究了政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，并就企業(yè)的異質性情況進行了細致分析。研究結論如下：（1）總體而言，政府補貼與企業(yè)的綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出顯著的正向關系，也就是說政策支持能夠促進企業(yè)的綠色創(chuàng)新。（2）異質性分析顯示，與國有企業(yè)相比，政府補貼更能夠顯著地促進非國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新。對于規(guī)模大的企業(yè)，政府補貼對于綠色技術創(chuàng)新水平的促進效應更為明顯。在企業(yè)的綠色創(chuàng)新申請和授予上，這種作用的差異性也表現(xiàn)出一致性。

本文重點考慮了政府補貼這一支持政策，雖然更為聚焦，結論也更加可靠，但是限于篇幅未探究政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響的具體機制，在未來的研究中值得進一步深入展開。

根據(jù)上述研究結論，并結合我國的具體國情，提出以下建議：一是由于政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新有積極影響，政策制定者應加強對企業(yè)綠色創(chuàng)新的補貼支持。二是需要對這些補貼企業(yè)進行有效的監(jiān)督和評估，通過建立基于申請和使用程序的動態(tài)監(jiān)督機制，提高政府補貼在促進環(huán)境可持續(xù)發(fā)展方面的作用。三是政府應采取更加靈活的補貼方式，充分考慮企業(yè)的異質性，克服因產(chǎn)權性質、規(guī)模等帶來的政策差異，避免“一刀切”，系統(tǒng)性提高企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。四是企業(yè)應不斷樹立“綠色”理念，踐行綠色創(chuàng)新，制定綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略，在盡可能減少負外部性的同時，提升自身的公司治理能力，實現(xiàn)高質量發(fā)展的目標。