【摘 要】 “雙碳”目標(biāo)下，推動科技創(chuàng)新和發(fā)展方式的綠色化轉(zhuǎn)型對實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展攸關(guān)重要，而金融市場的不完善會使得企業(yè)創(chuàng)新不能有效獲取外部資金支持從而難以可持續(xù)推進(jìn)。文章基于2013—2022年A股重污染行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型，探究金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用及其內(nèi)在影響機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明，金融資源錯(cuò)配會顯著抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的提升。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，這一負(fù)面影響在非國有企業(yè)和東部地區(qū)更顯著，而環(huán)境規(guī)制和管理者綠色認(rèn)知能夠有效緩解該負(fù)面影響。文章在現(xiàn)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行了有效補(bǔ)充，為完善我國金融資源配置機(jī)制、促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而為新質(zhì)生產(chǎn)力注入新動能提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和政策參考。

【關(guān)鍵詞】 金融資源錯(cuò)配； 綠色技術(shù)創(chuàng)新； 新質(zhì)生產(chǎn)力； 環(huán)境規(guī)制； 管理者綠色認(rèn)知； 重污染行業(yè)

【中圖分類號】 F275 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2025）01-0002-09

一、引言

黨的二十屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于進(jìn)一步全面深化改革、推進(jìn)中國式現(xiàn)代化的決定》提出，“支持企業(yè)用數(shù)智技術(shù)、綠色技術(shù)改造提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)”[1]。在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的指引下，我國正穩(wěn)步邁向創(chuàng)新強(qiáng)國的行列，R&D經(jīng)費(fèi)支出從2007年的3 710.2億元到2023年的33 278億元，實(shí)現(xiàn)大幅增長，而企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主力軍，其技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，不僅是自身可持續(xù)發(fā)展的核心驅(qū)動力，更是構(gòu)建新發(fā)展格局、推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在。眾所周知，改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長、創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)史上的奇跡，但與資源浪費(fèi)及環(huán)境污染相伴的經(jīng)濟(jì)增長給生態(tài)環(huán)境造成了巨大壓力，推動企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新正日益成為實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵[2-3]。與此同時(shí)，金融資源的合理配置意味著高效率部門更容易獲取支持，然而現(xiàn)實(shí)狀況并非如此，金融資源錯(cuò)配現(xiàn)象在我國經(jīng)濟(jì)體系中顯性存在，部分產(chǎn)出效率不高的企業(yè)占據(jù)較多的金融資源，而部分技術(shù)創(chuàng)新效率高、具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)卻一直面臨著融資難、融資貴的問題，進(jìn)而影響到技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、制度創(chuàng)新等多個(gè)維度的綠色技術(shù)創(chuàng)新。金融資源錯(cuò)配不僅導(dǎo)致企業(yè)資金短缺、外部融資難度提升，更抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新、延宕經(jīng)濟(jì)與環(huán)境效益的雙贏進(jìn)程[4]。

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)：“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展”。實(shí)現(xiàn)人與自然和諧共生、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵途徑是綠色技術(shù)創(chuàng)新[5]，但綠色技術(shù)創(chuàng)新過程一方面具有高風(fēng)險(xiǎn)、高投入、高不確定性的特征，另一方面又具有技術(shù)與環(huán)境的雙重外部性，即企業(yè)在進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新時(shí)，往往需要承擔(dān)高昂的研發(fā)成本，而與此同時(shí)，其他企業(yè)則可能通過較低的成本輕易模仿或復(fù)制綠色技術(shù)創(chuàng)新的成果，從而導(dǎo)致實(shí)施綠色創(chuàng)新的企業(yè)競爭優(yōu)勢被削弱、創(chuàng)新動力不足、創(chuàng)新效率低下，其中，重污染行業(yè)企業(yè)尤為典型，其綠色發(fā)展尤其會面臨資本供給不足和金融資本配置低效的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[3]。本研究梳理既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，造成金融資源配置無法達(dá)到“帕累托最優(yōu)”的原因主要有政府干預(yù)、金融體系“所有制偏好、規(guī)模偏好”和差異化產(chǎn)業(yè)政策等，而環(huán)境規(guī)制作為一種制度安排，可能有助于降低企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生的環(huán)境負(fù)外部性，提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[6]，同時(shí)，管理者綠色認(rèn)知水平的提升能夠推動企業(yè)自發(fā)開展高質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新，抑制金融資源錯(cuò)配對企業(yè)創(chuàng)新帶來的負(fù)向影響[7]。即便如此，金融資源錯(cuò)配所帶來的潛在負(fù)面影響仍不容忽視，由此所衍生的問題是：金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新有何影響？其影響對于重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新有何具體表征？其內(nèi)在機(jī)制又將如何？解答以上問題對實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)及經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

本文選取2013—2022年重污染上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究金融資源錯(cuò)配如何影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，以及環(huán)境規(guī)制和管理者綠色認(rèn)知在這一影響過程中的調(diào)節(jié)作用。本文的研究貢獻(xiàn)在于：（1）利用雙向固定效應(yīng)模型，采用非徑向SBM-ML指數(shù)對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測度，證實(shí)了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著負(fù)向影響，在豐富企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新前因變量的同時(shí)，為金融資源配置機(jī)制的完善提供新的理論觀點(diǎn)及經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。（2）本文從企業(yè)內(nèi)外部視角切入，創(chuàng)新性地引入環(huán)境規(guī)制和管理者綠色認(rèn)知兩個(gè)變量，進(jìn)一步探究它們?nèi)绾握{(diào)節(jié)金融資源錯(cuò)配與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，不僅深化了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的有關(guān)認(rèn)識，亦可作為對已有相關(guān)文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融資源錯(cuò)配與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

金融資源錯(cuò)配（Financial Resources Mismatching，F(xiàn)RM）是指稀缺的金融資源大量流向低效率的企業(yè)，而高效率企業(yè)得不到充足的金融資源，從而造成金融資源配置的非理性抑或錯(cuò)配[8]。金融資源錯(cuò)配現(xiàn)象的產(chǎn)生，根源在于我國金融資源的分配與定價(jià)并非完全由市場機(jī)制決定，未能按照效率原則進(jìn)行配置。已有文獻(xiàn)研究了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)創(chuàng)新活動的關(guān)系：同小歌等[8]研究發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)削弱了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的負(fù)面效應(yīng)。李健等[9]研究發(fā)現(xiàn)，通過加劇融資約束、提高融資成本以及增大營運(yùn)資本波動等，金融資源錯(cuò)配對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。

綠色技術(shù)創(chuàng)新（Green Technological Innovation，GTI）并不等同于一般技術(shù)創(chuàng)新，最早由Ernest et al.[10]提出，被定義為“為遵循生態(tài)經(jīng)濟(jì)規(guī)律、提高資源使用效率和減少生態(tài)環(huán)境污染和破壞而進(jìn)行的技術(shù)創(chuàng)新”。與一般創(chuàng)新相比，綠色技術(shù)創(chuàng)新周期更長、風(fēng)險(xiǎn)更高，因此更加容易出現(xiàn)資金問題。一方面，與傳統(tǒng)創(chuàng)新活動相同，綠色技術(shù)創(chuàng)新需要大量金融資源的投入。金融資源錯(cuò)配表明金融資源并未遵循效率優(yōu)先的原則被有效分配給各個(gè)企業(yè)或部門，導(dǎo)致那些積極追求綠色技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)，在信貸市場上難以獲得充足的綠色研發(fā)資金支持，進(jìn)而阻礙了整體綠色技術(shù)水平的提升。在金融資源錯(cuò)配背景下，政府主導(dǎo)金融體系使得市場形成嚴(yán)重的兩極分化，有些企業(yè)效率低、綠色研發(fā)動機(jī)不足，導(dǎo)致大量資源被閑置；有些企業(yè)創(chuàng)新效率高卻得不到充足的資源，導(dǎo)致綠色研發(fā)投入不足。另一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新有著技術(shù)與環(huán)境“雙重外部性”，其實(shí)質(zhì)是以當(dāng)前經(jīng)濟(jì)利益的犧牲來換取未來的生態(tài)價(jià)值，這有悖于企業(yè)利潤最大化的目標(biāo)，綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的成果在一定程度上又具有滯后性，導(dǎo)致企業(yè)自主進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的動機(jī)不強(qiáng)。此外，金融資源錯(cuò)配會扭曲資本價(jià)格信號造成企業(yè)對綠色技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)期收益的誤判，降低企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H1：金融資源錯(cuò)配顯著抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。

（二）環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

制度理論強(qiáng)調(diào)，遵循外部制度規(guī)范的組織更有可能實(shí)現(xiàn)生存與持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)。因此，為了獲取社會認(rèn)可和促進(jìn)組織發(fā)展所需的資源，企業(yè)會積極調(diào)適并響應(yīng)外部的制度環(huán)境。Porter[11]提出了“波特假說”，主張環(huán)境規(guī)制非但不會阻礙企業(yè)發(fā)展，反而能夠成為推動綠色技術(shù)革新的動力。環(huán)境規(guī)制（Environmental Regulation，ER）是政府為了保護(hù)環(huán)境而制定的制度措施，這些措施通過法律法規(guī)的形式，對企業(yè)行為進(jìn)行了明確規(guī)范，旨在約束并減少企業(yè)一切可能對環(huán)境造成不利影響的行為。綠色技術(shù)創(chuàng)新的“雙重外部性”使得企業(yè)在沒有外部激勵(lì)的情況下，自主進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的動機(jī)相對較弱，在這一背景下，政府行為顯得尤為重要，因?yàn)樗軌蛴行浹a(bǔ)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新所固有的不足，激發(fā)綠色技術(shù)創(chuàng)新活力，比如改進(jìn)生產(chǎn)工藝流程、研發(fā)高效的污染治理技術(shù)等。李凱風(fēng)等[6]研究認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制與金融資產(chǎn)配置正逐步成為推動工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵驅(qū)動力。增強(qiáng)省域環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度與提升金融資源的優(yōu)化配置能力，對地區(qū)實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展至關(guān)重要。一方面，隨著環(huán)境規(guī)制水平的提升，企業(yè)面臨著更加嚴(yán)格的政府監(jiān)管壓力，為了達(dá)到政府監(jiān)管的合規(guī)性要求，避免可能的處罰，企業(yè)必須積極響應(yīng)政府的環(huán)境政策，采取一系列措施來降低污染物的產(chǎn)生與排放，以達(dá)成節(jié)能減排和清潔生產(chǎn)的要求[12]。另一方面，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制作為一種強(qiáng)有力的監(jiān)督手段，能夠促使企業(yè)積極披露環(huán)境相關(guān)信息，從而顯著減輕金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間的信息不對稱狀況，這有助于企業(yè)爭取到綠色技術(shù)研發(fā)的信貸資金支持。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：環(huán)境規(guī)制負(fù)向調(diào)節(jié)金融資源錯(cuò)配與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，提升環(huán)境規(guī)制水平有助于降低金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的不利影響。

（三）管理者綠色認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用

戰(zhàn)略認(rèn)知理論認(rèn)為，企業(yè)行為及決策直接受管理者主觀認(rèn)知影響，而非外部環(huán)境。管理者認(rèn)知被視為企業(yè)行為的先導(dǎo)因素[9]，因此在研究企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新時(shí)，需重視管理者的主導(dǎo)作用。管理者綠色認(rèn)知（Executive Green

Perceptions，EGP）是指企業(yè)管理者基于對資源環(huán)境問題的理解，形成的對資源環(huán)境的感知以及在承擔(dān)節(jié)約資源及保護(hù)環(huán)境義務(wù)時(shí)的心理體驗(yàn)，涵蓋綠色競爭優(yōu)勢認(rèn)知、社會責(zé)任意識、外部壓力感知等因素。已有學(xué)者探究了企業(yè)管理者的綠色認(rèn)知與企業(yè)綠色行為之間的關(guān)系。馮忠壘等（2015）認(rèn)為，企業(yè)的綠色行為是社會網(wǎng)絡(luò)、管理者認(rèn)知與企業(yè)綠色行為三方交互作用的結(jié)果，綠色認(rèn)知水平高的管理者更有可能表現(xiàn)出綠色行為意圖，從而驅(qū)動企業(yè)綠色行為實(shí)施。企業(yè)管理者對綠色發(fā)展的認(rèn)知會直接反映在企業(yè)戰(zhàn)略決策中，管理者綠色認(rèn)知水平的提升有助于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。首先，綠色技術(shù)創(chuàng)新的雙重外部性導(dǎo)致企業(yè)缺乏創(chuàng)新動力。高綠色認(rèn)知水平的管理者會努力克服綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中投入大、風(fēng)險(xiǎn)高等問題，即使在資源有限的情況下，也會積極進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新獲取競爭優(yōu)勢。其次，管理者綠色認(rèn)知能促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露水平的提升[13]，而環(huán)境信息披露水平的提升通過提高企業(yè)社會聲譽(yù)等方式增強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)對企業(yè)的信任，提升企業(yè)的外部融資能力，緩解金融資源短缺給綠色技術(shù)創(chuàng)新動機(jī)強(qiáng)的企業(yè)帶來的負(fù)向影響?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H3：管理者綠色認(rèn)知負(fù)向調(diào)節(jié)金融資源錯(cuò)配與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，提升管理者綠色認(rèn)知水平有助于降低金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的不利影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選擇2013—2022年A股重污染行業(yè)上市公司作為樣本對象，檢驗(yàn)了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。參考王永貴等（2023）對重污染行業(yè)的界定，選擇了18種重污染行業(yè)上市企業(yè)，包括煤炭開采和洗選業(yè)（B06）、石油和天然氣開采業(yè)（B07）等。研究對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）剔除ST和*ST企業(yè)；（2）剔除核心變量觀測值缺失的樣本；（3）為控制極端值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。最終得到5 585個(gè)有效觀測值，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、上市公司年報(bào)及社會責(zé)任報(bào)告和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）等。研究理論模型如圖1所示。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）。目前學(xué)界對于綠色技術(shù)創(chuàng)新研究尚未統(tǒng)一，主流測定方法有四種：一是綠色全要素生產(chǎn)率[14]；二是單位新產(chǎn)品產(chǎn)量的能源消耗情況[15]；三是上市公司的綠色專利申請數(shù)量[16]；四是萬元工業(yè)產(chǎn)值的廢水排放量[17]。考慮到全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的綜合體現(xiàn)，借鑒惠獻(xiàn)波[18]的做法，將企業(yè)環(huán)境污染納入評價(jià)體系，選擇綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的度量指標(biāo)，采用非徑向SBM-ML指數(shù)進(jìn)行測度，具體如下：（1）投入指標(biāo)，由勞動力投入、能源資源投入與資本投入三個(gè)二級指標(biāo)構(gòu)成，分別用企業(yè)職工總數(shù)、企業(yè)用電量總量、固定資產(chǎn)凈額來測度；（2）期望產(chǎn)出，用企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入表示；（3）非期望產(chǎn)出，以“三廢”（SO2、工業(yè)廢水及工業(yè)煙塵）排放量測度。所測算出來的ML指數(shù)反映了企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的變化率，接著以2013年為基期設(shè)定2013年企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為1，并結(jié)合ML指數(shù)計(jì)算，從而得到2013—2022年重污染企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)。同理可得到綠色技術(shù)效率變化指數(shù)（GTE）和綠色技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（GTP）。

2.解釋變量：金融資源錯(cuò)配（FRM）。目前，學(xué)界廣泛采用資本偏離程度來測度金融資源錯(cuò)配，這種方法的科學(xué)性和可操作性最強(qiáng)。參考寧薛平等[19]研究，采用企業(yè)的資金使用成本與其所在行業(yè)平均資金使用成本的偏離程度來衡量金融資源錯(cuò)配程度，其中企業(yè)資金使用成本采用財(cái)務(wù)費(fèi)用中利息支出規(guī)模與扣除應(yīng)付賬款的負(fù)債總額之比來度量。具體計(jì)算方法如下：

FRM=［企業(yè)資金使用成本-行業(yè)平均資金使用成本］÷行業(yè)平均資金使用成本

=［利息支出/（負(fù)債-應(yīng)付賬款）-行業(yè)平均利率］÷行業(yè)平均利率

3.調(diào)節(jié)變量：（1）環(huán)境規(guī)制（ER）。參考何玉梅等[20]、張宏等[21]、徐素波等[22]等測量方法，采用各省份每千元工業(yè)增加值的工業(yè)污染治理完成投資額作為度量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的指標(biāo)。計(jì)算式為：環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度=（工業(yè)污染治理完成投資÷工業(yè)增加值）×1 000。（2）管理者綠色認(rèn)知（EGP）。參考李亞兵等[7]的衡量方法，采用文本分析法對上市公司年報(bào)進(jìn)行分析，選取如節(jié)能減排、環(huán)保戰(zhàn)略等關(guān)鍵詞。通過上述詞語在公司年報(bào)中出現(xiàn)的頻次構(gòu)造上市公司管理者綠色認(rèn)知變量。

4.控制變量。本研究綜合考慮企業(yè)的內(nèi)部環(huán)境和外部環(huán)境選取控制變量。

各變量具體定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型

本研究采用雙向固定效應(yīng)模型來檢驗(yàn)金融資源錯(cuò)配對重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，基準(zhǔn)模型構(gòu)建如下：

GTIi，t=a0+a1FRMi，t+a2Controli，t+∑Year+∑Ind+ε（1）

其中GTIi，t表示企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，F(xiàn)RMi，t表示金融資源錯(cuò)配程度，Controli，t代表一系列控制變量，Year和Ind為年度和行業(yè)虛擬變量。若模型1中FRM的回歸系數(shù)a1顯著為負(fù)，則H1得以證實(shí)。

2.調(diào)節(jié)作用模型

為驗(yàn)證H2和H3，本文設(shè)計(jì)了模型2和模型3：

GTIi，t=a0+a1FRM×ERi，t+a2FRMi，t+a3ERi，t+a4Controli，t+

∑Year+∑Ind+ε （2）

GTIi，t=a0+a1FRM×EGPi，t+a2EGPi，t+a3EGPi，t+a4Controli，t+∑Year+∑Ind+ε （3）

模型2和模型3分別用來檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制和管理者綠色認(rèn)知對金融資源錯(cuò)配與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，若模型2和模型3中的a1顯著為負(fù)或者顯著為正，則代表環(huán)境規(guī)制和管理者綠色認(rèn)知在金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響過程中的調(diào)節(jié)作用顯著。

四、檢驗(yàn)結(jié)果與實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本研究對各變量的指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，以更全面了解樣本企業(yè)經(jīng)營期間表現(xiàn)的變化情況，如表2所示。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新來看，綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）最大值為1.17，最小值為0.884，這在一定程度上說明目前重污染企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較低，從各企業(yè)金融資源錯(cuò)配水平來看，最大值為2.508，最小值為-1，表明重污染行業(yè)企業(yè)獲得金融資源的能力差異顯著。

本文對各變量進(jìn)行了皮爾遜相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)以及膨脹因子檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。模型中各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值較小，并且變量的方差膨脹因子均小于2。因此，可以說明本文的模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）回歸分析

1.金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響

表4為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，模型1中的被解釋變量為企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，模型2中的被解釋變量為綠色技術(shù)效率變化指數(shù)，模型3中的被解釋變量為綠色技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)。由表4可知，列（1）中FRM的回歸系數(shù)為-0.757，且在5%的水平上顯著；列（2）中FM的回歸系數(shù)為-0.519，且在1%的水平上顯著；列（3）中FRM的回歸系數(shù)為-0.852，且在5%的水平上顯著。回歸結(jié)果證實(shí)了金融資源錯(cuò)配對重污染行業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，H1得到了驗(yàn)證。金融資源錯(cuò)配程度越嚴(yán)重，可能會使得管理者將資金投入到短期內(nèi)獲利較高的項(xiàng)目以維持穩(wěn)定的資金鏈，企業(yè)在這樣的經(jīng)營環(huán)境下，無法兼顧綠色技術(shù)創(chuàng)新。

2.環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)作用

本研究通過引入金融資源錯(cuò)配（FRM）與調(diào)節(jié)變量環(huán)境規(guī)制（ER）的交乘項(xiàng)驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對上述影響的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果見表5。為了避免回歸過程中出現(xiàn)共線性問題，在構(gòu)建交乘項(xiàng)前對金融資源錯(cuò)配與環(huán)境規(guī)制進(jìn)行了中心化處理?；貧w結(jié)果顯示，列（1）、列（3）、列（5）中金融資源錯(cuò)配與環(huán)境規(guī)制交乘項(xiàng)（FRM×ER）系數(shù)分別在10%、10%、5%的水平上顯著為正。這說明相對于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制較為寬松的地區(qū)，金融資源的錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更為顯著，H2得到驗(yàn)證。

3.管理者綠色認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用

本研究通過引入金融資源錯(cuò)配（FRM）與調(diào)節(jié)變量管理者綠色認(rèn)知（EGP）的交乘項(xiàng)驗(yàn)證管理者綠色認(rèn)知在金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響過程中的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果見表5。為了避免回歸過程中出現(xiàn)共線性問題，本研究在構(gòu)建交乘項(xiàng)前對金融資源錯(cuò)配與調(diào)節(jié)變量管理者綠色認(rèn)知進(jìn)行了中心化處理?；貧w結(jié)果顯示，列（2）、列（4）、列（6）中解釋變量金融資源錯(cuò)配與調(diào)節(jié)變量管理者綠色認(rèn)知的交乘項(xiàng)系數(shù)（FRM×EGP）分別為0.479、0.213和0.756且分別在10%、5%、5%的水平上顯著。這表明前文關(guān)于管理者綠色認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用的預(yù)期是成立的，管理者對綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)注可以削弱金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響，H3得到驗(yàn)證。

（三）進(jìn)一步分析

1.基于產(chǎn)權(quán)的異質(zhì)性分析

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響企業(yè)獲得金融資源的途徑和渠道，因此本文將國有企業(yè)與非國有企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的樣本數(shù)量分別為2 472和3 113家，回歸結(jié)果如表6所示。由表6結(jié)果可知，國企對應(yīng)的列（1）—列（3）中，金融資源錯(cuò)配的系數(shù)分別為-0.303、0.048和-0.683，但都不顯著；非國有企業(yè)對應(yīng)的列（4）—列（6）中，金融資源錯(cuò)配的系數(shù)分別在5%、10%和10%的水平上顯著為負(fù)，與整體樣本一致。通過比較分組回歸系數(shù)可以看出，金融資源錯(cuò)配對國有企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新技術(shù)并未產(chǎn)生顯著影響，而對非國有企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新則產(chǎn)生了顯著負(fù)向影響。原因可能是國有企業(yè)更多享受政府支持，以較低的價(jià)格獲取更多的金融資源，而非國有企業(yè)的研發(fā)活動融資渠道狹窄、融資價(jià)格高昂，使得企業(yè)研發(fā)成本增加，最終抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

2.基于地區(qū)異質(zhì)性的分析

我國中西部與東部地區(qū)地理環(huán)境迥異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡顯著。為深入探究地域差異的潛在影響，本研究進(jìn)行了異質(zhì)性分析，將樣本企業(yè)劃分為東部地區(qū)組與非東部地區(qū)組進(jìn)行分組檢驗(yàn)，非東部地區(qū)與東部地區(qū)的企業(yè)樣本數(shù)量分別為4 820和765家，回歸結(jié)果如表7所示。由表7可知，在非東部地區(qū)企業(yè)對應(yīng)的列（1）—列（3）中，金融資源錯(cuò)配的系數(shù)分別為-0.347、0.071和-0.398，但都不顯著；東部地區(qū)企業(yè)對應(yīng)的列（4）—列（6）中，金融資源錯(cuò)配的系數(shù)分別為-2.067、-2.366和-1.945，且在1%、5%和10%的水平上顯著，與整體樣本一致。通過比較分組回歸系數(shù)可以看出，金融資源錯(cuò)配對非東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新并未產(chǎn)生顯著影響，而對東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新則產(chǎn)生了顯著負(fù)向影響。原因可能是東部地區(qū)的高科技、高附加值產(chǎn)業(yè)更加集中，需要更多的金融資源支持，而金融資源錯(cuò)配難以支撐企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的運(yùn)行，更容易對其產(chǎn)生負(fù)向影響。

五、結(jié)論與啟示

本研究以2013—2022年重污染行業(yè)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及企業(yè)外部環(huán)境規(guī)制和內(nèi)部管理者綠色認(rèn)知在這一影響過程中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融資源錯(cuò)配負(fù)向影響重污染企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，且在東部地區(qū)企業(yè)與非國有企業(yè)中的抑制作用更加明顯。（2）來自政府的環(huán)境規(guī)制和企業(yè)內(nèi)部管理者綠色認(rèn)知水平的提升能夠抑制金融資源錯(cuò)配對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響。

基于以上結(jié)論，本研究有如下啟示：（1）政府層面。首先，應(yīng)積極推進(jìn)金融體系市場化進(jìn)程，建立以市場為導(dǎo)向的金融資源配置機(jī)制，保證金融資源配置效率。其次，要借助數(shù)字技術(shù)完善金融供給體系，推進(jìn)數(shù)字金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，紓解企業(yè)尤其是重污染融資困境并優(yōu)化金融資源配置。最后，加快建立綠色金融體系，有針對性和有所側(cè)重地推進(jìn)金融要素的市場化改革，促進(jìn)金融資源流入重污染行業(yè)企業(yè)，為其提供融資支持，幫助實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型。（2）企業(yè)層面。應(yīng)以經(jīng)濟(jì)和環(huán)境雙贏作為發(fā)展目標(biāo)，積極開展各種綠色活動。一方面，管理者應(yīng)加強(qiáng)對環(huán)境問題的關(guān)注與重視，同時(shí)強(qiáng)化自身的環(huán)境責(zé)任承擔(dān)意識，提升自身綠色認(rèn)知水平。另一方面，“雙碳”時(shí)代，作為企業(yè)的戰(zhàn)略決策者，管理者需要敏銳地從來自政府以及外部其他利益相關(guān)者的綠色技術(shù)創(chuàng)新要求中洞察機(jī)遇，不斷優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)、提高自身信用等級、建立完整的信息披露制度以及加強(qiáng)與金融機(jī)構(gòu)的合作，引領(lǐng)企業(yè)開展高質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新、打造可持續(xù)的綠色競爭優(yōu)勢。（3）提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、促推綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。地方政府應(yīng)結(jié)合本地特色，制定與本地人力資本水平和科技水平相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制政策，促進(jìn)企業(yè)構(gòu)建長效的清潔生產(chǎn)機(jī)制。企業(yè)則應(yīng)理性地在環(huán)境規(guī)制與主營業(yè)務(wù)之間配置資源，選擇可減少環(huán)境規(guī)制遵循成本的新技術(shù)新工藝，將環(huán)境規(guī)制融入到企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略之中，以提高企業(yè)的市場競爭優(yōu)勢。只有政企因地制宜、齊心協(xié)力，不斷提高環(huán)境規(guī)制政策的科學(xué)性和合理性，才能在提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的同時(shí)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益提升與環(huán)境效益改善“雙贏”局面，為高質(zhì)量發(fā)展推動中國式現(xiàn)代化提供有效助力。

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