綠色創新對企業績效的影響：基于中國上市公司面板數據

趙樹寬，張鉑晨，蔡佳銘

（吉林大學管理學院，吉林長春 130022）

1 研究背景

改革開放40 年間，中國經濟取得了世界矚目的成就,然而粗放式的經濟增長也帶來了資源短缺、環境污染、氣候變化等不可忽視的生態環境問題［1］。根據2018 年發布的環境績效指數，中國在世界180個國家中排名第120 位，空氣質量排名第177 位［2］。可見，中國正面臨平衡經濟增長與環境可持續性之間矛盾的雙重挑戰，如何突破并解決資源約束下經濟增長乏力問題已經迫在眉睫［3］。此外，隨著環保意識的提高，消費者更加關注企業的環境行為，以環境友好方式提供綠色產品和服務已成為當下及未來企業獲取競爭優勢的重要途徑［4］。在此背景下，綠色創新作為生態文明視角下傳統創新的嶄新形態，被視為實現經濟可持續發展的關鍵力量［5］。因此，探討綠色創新對企業績效的影響具有重要的理論與現實意義。

近年來，綠色創新與企業績效的關系引起了學者們的研究興趣。一些學者認為綠色創新對企業績效具有正向影響，如Dangelico 等［6］通過調查發現，綠色創新能夠提高資源利用率、有效降低成本，從而有助于企業績效的提高；解學梅等［7］通過對重污染企業的實證研究表明，綠色創新能夠滿足消費者的環保需求，進而為企業獲取競爭優勢，有利于提高企業績效。但是，也有學者對綠色創新與企業績效的關系提出質疑，認為綠色創新與企業績效的關系具有不確定性，可能是負相關或非線性關系，如Tang等［8］以188家制造業企業為樣本，通過分析發現，與非綠色創新企業相比，綠色創新企業的財務績效并沒有顯著提高；Stucki［9］進一步指出，企業綠色創新的成果轉化率并不能得到有效保障，僅有19%的企業能夠通過綠色創新提高企業績效；楊靜等［10］利用江蘇省132 家制造型企業的問卷調查數據研究發現，綠色創新與企業績效之間存在倒“U”型關系。

通過文獻梳理，本研究認為，盡管現有研究對綠色創新與企業績效之間的關系進行了探討，但實證檢驗結果仍存在一定分歧，主要原因在于：（1）從研究樣本上看，現有研究從制造型企業、重污染企業等特定行業視角對綠色創新與企業績效的關系進行研究，事實上，不同行業之間由于各自背景特征不同存在較大差異，因此導致研究結果缺乏共識和普適性；（2）從研究方法上看，現有研究大多采用問卷調查方法對綠色創新和企業績效指標進行測量，調查結果易受到被調查者主觀意識和判斷的干擾，導致研究結果存在偏差；（3）從研究內容上看，盡管現有研究為綠色創新對企業績效的直接作用提供了實證支持，但對可能影響綠色創新與企業績效間關系的邊界條件知之甚少，僅有部分學者如Lin等［11］、Li 等［12］、Geng 等［13］從企業規模和地理位置特征角度提出了不同的解釋。因此，綠色創新能否幫助企業提升績效，綠色創新與企業績效之間的關系受哪些因素的影響，這些問題仍有待進一步研究。有鑒于此，本研究基于自然資源基礎觀（nature resource-based view），以2010—2019 年中國滬深A股上市企業為研究樣本，實證檢驗綠色創新與企業績效之間的關系，并考察政府補貼、產融結合和環境規制在二者關系中的調節作用。

2 理論分析與研究假設

2.1 綠色創新與企業績效

綠色創新是指有助于降低能源消耗、減少污染排放、改善生態環境、實現人與自然和諧共處的新的或改進的技術、工藝、過程或產品［14］。根據自然資源基礎觀，企業為應對自然環境挑戰并實現環境可持續性而積累的資源和能力，將為企業帶來長期競爭優勢［15］。因此，綠色創新作為企業可持續發展戰略的重要組成部分，將對企業績效產生深遠影響。首先，從成本角度來看，綠色創新能夠降低企業經營成本，從而提高企業績效。如Zhu 等［16］通過研究發現，企業通過采用新的綠色工藝和技術，從源頭上解決了環境污染問題，有助于降低企業的環境治理成本；Chen［17］認為，企業通過開展綠色創新滿足了環境保護的要求，有助于降低污染懲罰和不合規成本；Dangelico 等［6］指出，綠色創新能夠提高資源的獲取率，降低原材料和能源的消耗，從而有效降低制造成本，對提升企業績效起到積極作用。其次，從收入角度來看，綠色創新能夠創造新的銷售收入，從而提高企業績效。如Lin 等［11］發現，企業通過將綠色技術商業化，能夠為企業獲得新的利潤；Li 等［12］的研究表明，企業利用綠色創新使產品通過回收和再生產轉化為適銷對路的商品，為企業創造了額外收入；Miroshnychenko 等［18］則認為，綠色創新產品可以更好地服務綠色市場，贏得消費者的信任，從而激發綠色購買行為，最終提高了企業市場份額。最后，從競爭優勢角度來看，綠色創新能夠幫助企業獲得差異化競爭優勢，從而提高企業績效。如Chiou 等［19］指出，綠色創新作為一項前沿技術，是企業獨有并難以模仿的關鍵資源和能力，它為潛在競爭者創造了壁壘，使企業從中受益；解學梅等［7］強調，綠色創新戰略的實施是企業承擔社會責任的積極表現，不僅滿足了消費者日益增長的綠色需求，幫助企業獲得綠色溢價和差異化優勢，同時也提高了企業的戰略合法性，有利于企業績效的提升；Phan 等［20］的研究表明，企業在實施綠色創新戰略的過程中積累的綠色知識、技術以及應對環境不確定性的能力，能幫助企業建立完善的環境管理體系，培育獨特的核心競爭力，從而促進企業績效的持續提升。綜上，提出假設1。

H1：綠色創新對企業績效有顯著的正向影響。

2.2 政府補貼的調節作用

政府補貼是政府為特定目的向企業提供的一種資金支持，它不僅是政府一種重要的經濟工具，能夠有效解決市場失靈問題，同時也是政府直接干預市場的重要手段，已成為推動中國產業調整的重要舉措，因此，政府補貼作為企業外部資源的重要來源，對企業的生存和發展具有重要的意義［21］。首先，政府補貼能夠有效降低企業綠色創新的成本及風險。由于綠色創新活動從研究、開發到生產銷售是一個高投入、高風險且具復雜性的過程，需要大量、持續的資金投入，僅依靠企業內部資源會對企業造成財務負擔［22］。此時，政府補貼通過增加企業的現金流量，在一定程度上能夠有效緩沖“資源枯竭”，提高企業的財務實力［23］，進而有助于企業創新成果的商業化，促進企業經營績效的持續提升［24］。此外，政府補貼為企業與政府之間建立了良好的溝通橋梁，有助于企業獲得更多的政策導向信息，從而有效降低綠色創新的風險［25］，增強了綠色創新對企業績效的促進作用。其次，政府補貼具有積極的信號傳遞效應，有助于緩解企業融資約束。在多數情況下，綠色創新較高的風險性、不確定性以及較長的投資回報期增加了外部投資者的擔憂，導致企業融資困難，綠色創新的效果無法得到保障［26］。作為向資本市場發出的信號，政府補貼顯示出了政府的支持和認可度，因此，獲得補貼的企業往往被視為與政府具有良好關系，被貼上“認可標簽”［27］。在這種情況下，政府補貼的隱形擔保作用能夠有效降低信息不對稱，提高投資者的信心和意愿，并吸引更多人力資本和金融資本，從而緩解企業融資約束［28］，有利于企業綠色創新的價值實現，幫助企業獲得更高的經濟效益。綜上，提出假設2。

H2：政府補貼在綠色創新與企業績效之間起正向調節作用。

2.3 產融結合的調節作用

隨著國內金融市場的發展，越來越多的企業開始投資或參股金融機構，以緩解融資約束，由此，產業和金融（以下簡稱“產融”）結合作為一種新興的發展方式，在中國日益變得普遍［29］。盡管一些學者認為產融結合具有蓄水池效應，使企業與金融機構的關系更加密切，有助于企業獲得關系型融資，緩解企業融資約束［30］，但隨著研究的不斷深入,也有研究提出了相反觀點，即產融結合具有擠出效應［31］。首先，產融結合增加了企業的經營成本。由于企業與金融機構之間缺乏深入互動，產融結合仍存在大量無效性和負效應［32］，導致企業經營成本增加，如簽約成本、交易成本、人力成本等，弱化了對企業績效的助推作用［33］。其次，產融結合可能會誘發過度投資行為，增加了企業的經營風險。企業實施產融結合的最終目的往往是獲得融資便利，因此產融結合的實施增加了企業獲取資金的便利性，導致關聯金融機構很容易成為企業的“提款機”，在這種情況下，良好的融資預期增強了企業不斷擴大投資的信心，進而造成企業的過度投資行為［34］，尤其當企業持有金融機構股份較高時，將大大降低金融機構的自由決策權，弱化金融機構的監控能力，造成信貸資金的失控，進一步增加了企業的經營風險［35］。最后，產融結合可能會增加企業對金融活動的重視，與創新及主營業務的投資和發展產生替代效應。投資金融產業獲取的短期超額利潤可能會導致企業過度金融化，不僅使其短期變現能力受到嚴重影響［36］，而且將企業改善自身發展的資金和注意力轉移到金融投資上，抑制了企業通過創新提升主營業務發展的意愿和能力，從而導致研發投資不足、生產力長期停滯，不利于企業的長遠發展［37］。綜上，提出假設3。

H3：產融結合在綠色創新與企業績效之間起負向調節作用。

2.4 環境規制的調節作用

為了應對前所未有的資源短缺和環境污染問題，中國政府制定了大量的環境法規，以監督和約束企業的環境行為［38］。以“波特假說”為代表的學者認為,環境規制能夠刺激企業的綠色創新活動，促進產品和工藝的持續改進，從而產生創新補償效應，促進企業實現可持續發展［39］。與“波特假說”相反，近年來諸多研究證實了新古典經濟學的觀點，即環境規制不利于綠色創新企業的經營發展［40］。一方面，環境規制具有遵循成本效應。環境規制強度的提升增加了企業的環境治理成本，迫使企業將資金和人力投入非生產性環境活動中，如環境審計、廢物處理和訴訟等，擠占了企業用于研發及生產的資金，影響企業對稀缺資源的配置［41］，尤其當環境成本過高時，出于成本最小化以及合規動機，很多企業可能采取暫停部分生產活動等消極行為以滿足監管要求，從而導致企業生產規模縮減［42］，對企業綠色創新成果應用及轉化過程產生不利影響。另一方面，嚴格的環境規制增加了對違規企業的懲治力度。政府可能會對違規企業采取強制關閉停產、吊銷企業經營許可證、公開披露負面檢查結果等直接懲罰措施，導致企業擁有的資源和權利遭到威脅［21］；隨著信息的公開和輿論的傳播，企業因環境事故導致的負面新聞極易成為輿論的焦點，企業環境評級持續下降，導致投資者對違規企業的預期降低，從而減少或拒絕投資，進一步增加了企業的創新風險，不利于企業績效的提升［43］。綜上，提出假設4。

H4：環境規制在綠色創新與企業績效之間起負向調節作用。

據此，構建本研究的概念模型如圖1 所示。

圖1 研究概念模型

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

選取2010—2019 年中國滬深A 股上市公司作為研究樣本，并對初始樣本進行如下篩選:（1）剔除研究期間被ST、*ST 處理的公司；（2）剔除研究期間為金融行業的公司；（3）剔除研究期間相關數據缺失的公司；（4）為避免極端值的影響，對所有連續變量在1%和99%的水平上進行了Winsor 縮尾處理。最終獲得1 834 家公司共計12 316 條觀測值的非平衡面板數據。其中，企業綠色創新數據來源于中國國家知識產權局（CNIPA），產融結合數據來源于萬德數據庫（Wind）；環境規制數據來源于《中國環境統計年鑒》；政府補貼及其他相關數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR）。

3.2 變量測量

（1）企業績效（FP）。關于企業績效的衡量，已有研究主要采用資產收益率、凈資產收益率、托賓Q值等指標。其中，資產收益率作為核算財務績效中一種標準方法，能夠反映企業的盈利能力，常被用于相關研究中。因此，參照 Ma 等［44］的方法，采用資產收益率作為企業績效的測度。

（2）綠色創新（GI）。現有研究多采用問卷調查方法對企業綠色創新進行衡量，但是難以從客觀角度反映企業綠色創新的成果和能力，因此，參考Bai 等［45］的研究方法，采用綠色專利申請量來衡量綠色創新。具體而言，2010 年世界知識產權組織（WIPO）推出了國際專利綠色分類清單，根據《聯合國氣候變化框架公約》對綠色專利進行了劃分和定義，本研究利用該清單中列示的綠色專利分類號（IPC）在中國國家知識產權局網站中檢索，最后將整理所得綠色專利申請數加 1 后取自然對數來衡量企業綠色創新。

（3）政府補貼（Sub）。參考楊亭亭等［46］的研究方法，使用政府補貼資金占總資產的比例進行測度。

（4）產融結合（Fin）。參考徐輝等［47］的研究方法，將產融結合設定為虛擬變量，若企業當年參股金融機構，Fin 取值為1；否則Fin 取值為0。

（5）環境規制（ER）。已有研究從企業環保投入、企業污染排放等角度對環境規制進行測度，然而現有指標容易受到企業內外部因素的影響，不能客觀有效地反映環境規制強度，因此，參考原毅軍等［48］的研究方法，采用企業所在地環境污染治理總投資占地區生產總值的比例進行測度。

（6）控制變量。為了排除其他因素對回歸分析結果的影響，參考解學梅等［7］、崔廣慧等［42］的研究，控制了以下變量：資產負債率（Lev），用總負債占總資產比例表示；企業規模（Size），用企業總資產的自然對數表示；企業成長性（Growth），用營業總收入同比增長率表示；銷售利潤率（Ros），用營業利潤占營業總收入比例表示；獨立董事比例（Dire），用獨立董事人數占董事會總人數比例表示；股權集中度（Top10），用前十大股東持股總數占總股數比例表示。另外，還加入了行業虛擬變量和年度虛擬變量，以控制行業和年度效應。

各變量的測度方法具體如表1 所示。

表1 變量定義

3.3 模型設定

為檢驗本研究假設，構建模型1、模型2 分別如式（1）（2）進行回歸分析：

式（1）（2）中：MV 表示政府補貼、產融結合或環境規制；Controls 表示控制變量；α0表示截距項；βn表示各因素估計系數；i表示企業；t表示年份；ε表示隨機誤差項。

模型1 用來檢驗假設H1，若β1顯著為正，說明綠色創新顯著提升了企業績效；反之，則說明綠色創新對企業績效產生不利影響。模型2 用來檢驗假設H2～H4，當MV=Sub 時用來檢驗假設H2，當MV=Fin 時用來檢驗假設H3，當MV=ER 時用來檢驗假設H4，若β3顯著為正，說明政府補貼、產融結合或環境規制起到正向調節作用；反之，則說明政府補貼、產融結合或環境規制起到負向調節作用。

4 實證研究結果

4.1 描述性統計和相關性分析

由表2 可知，樣本企業綠色專利申請量的均值為5.13，標準差為39.00，表明研究期間企業的綠色創新成果水平整體較低，不同企業間綠色創新水平差異較大；企業績效的均值為0.05，表明研究期間內樣本企業盈利能力平均較好；政府補貼強度的均值、標準差均為0.01，表明企業獲得的補貼強度不高，不同企業間獲得的政府補貼差距較小；產融結合的均值為0.13，表明產融結合在企業中具有一定的普遍性；環境規制強度的均值、標準差均為0.01，表明環境規制強度不高，且不同企業面臨的環境監管力度差距較小。其余控制變量均處于正常范圍內。

表2 變量的描述性統計結果

表3 報告了主要變量的Pearson 相關分析結果。綠色創新與企業績效之間呈顯著正相關關系（β=0.027，P＜0.01），政府補貼與企業績效呈顯著正相關關系（β=0.090，P＜0.01），產融結合（β=-0.031，P＜0.01）和環境規制（β=-0.051，P＜0.01）均與企業績效呈顯著負相關關系，因此本研究假設得到了初步證實；其余變量與企業績效也呈現出一定的相關關系，說明這些變量選取較為合理。此外，各變量間的相關系數絕對值小于0.5，且各變量方差膨脹因子檢驗的結果表明，VIF 最大值為1.64，遠小于 10，說明不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 變量的相關性分析結果

4.2 回歸分析

（1）綠色創新與企業績效。如表4 所示，基于模型1，模型（1）中僅加入了控制變量，模型（2）在模型（1）的基礎上加入了綠色創新變量，檢驗結果顯示綠色創新與企業績效之間呈顯著的正相關關系（β=0.003，P＜0.01），表明綠色創新有利于提升企業績效，具有顯著的價值創造效應，因此假設H1得到了驗證。

表4 變量的回歸分析結果

表4（續）

表4（續）

（2）政府補貼的調節作用。基于模型2，表4中的模型（3）檢驗了政府補貼對綠色創新與企業績效間關系的調節作用，結果顯示綠色創新與政府補貼交互項（GI×Sub）的回歸系數顯著為正（β=0.170，P＜0.01），因此假設H2得到驗證，即政府補貼正向調節綠色創新與企業績效之間的關系。為了更加直觀地看出調節作用，繪制調節效果圖如圖2 所示，政府補貼強度的增加使得綠色創新和企業績效的斜率顯著增大，因此假設H2得到進一步支持。

（3）產融結合的調節作用。基于模型2，表4中的模型（4）檢驗了產融結合對綠色創新與企業績效間關系的調節作用，結果顯示綠色創新與產融結合交互項（GI×Fin）的回歸系數顯著為負（β=-0.003，P＜0.01），因此假設H3得到驗證，即產融結合負向調節綠色創新與企業績效之間的關系。由圖3 可知，與非產融結合企業相比，實施產融結合使得綠色創新和企業績效的斜率變小，因此假設H3得到進一步支持。

（4）環境規制的調節作用。基于模型2，表4中的模型（5）檢驗了環境規制對綠色創新與企業績效間關系的調節作用，結果顯示綠色創新與環境規制交互項（GI×ER）的回歸系數顯著為負（β=-0.202，P＜0.01），因此假設H4得到驗證，即環境規制負向調節綠色創新與企業績效之間的關系。由圖4 可知，環境規制強度的增加使得綠色創新和企業績效的斜率變小，因此假設H4得到進一步支持。

圖4 環境規制的調節作用

4.3 穩健性檢驗

為確保結果的穩健性與可靠性，采用以下方法對以上回歸結果進行檢驗：

（1）替換解釋變量。使用綠色創新傾向指標作為綠色創新的替換變量重新進行回歸分析，如果一個公司擁有至少1 件綠色專利，則取值為1，否則取值為0。結果如表5 所示，均與原回歸結果保持一致。

表5 替換解釋變量檢驗結果

表5（續）

（2）替換被解釋變量。使用凈資產收益率（ROE）作為企業績效的替換變量，重新進行回歸分析，結果如表6 所示，均與原回歸結果保持一致。

表6 替換被解釋變量檢驗結果

表6（續）

（3）時滯效應檢驗。考慮到綠色創新對企業績效的影響可能存在一定的時滯，因此將企業績效滯后1 期重新進行回歸分析，結果如表7 所示，均與原回歸結果保持一致。

表7 考慮時滯效應檢驗結果

經過上述檢驗，本研究的結論仍然成立，由此表明本研究的結論具有較高的穩健性。

5 結論與啟示

5.1 結論

本研究基于自然資源基礎觀，利用2010—2019年中國滬深A 股上市企業數據，突破了現有研究僅從特定行業視角評價綠色創新經濟后果的局限性，通過構建綠色創新、政府補貼、產融結合、環境規制和企業績效之間的理論模型，實證檢驗了綠色創新與企業績效之間的關系，并考察了政府補貼、產融結合和環境規制對二者關系的調節作用。主要得到以下結論：（1）綠色創新對企業績效具有顯著的正向影響；（2）政府補貼正向調節綠色創新與企業績效之間的關系，即政府補貼強度越高，綠色創新對企業績效的促進作用越強；（3）產融結合負向調節綠色創新與企業績效之間的關系，即與非產融結合企業相比，在產融結合企業中綠色創新對企業績效的促進作用減弱；（4）環境規制負向調節綠色創新與企業績效之間的關系，即環境規制強度越高，綠色創新對企業績效的促進作用越弱。

5.2 實踐啟示

首先，企業應轉變理念，充分認識綠色創新的潛力，高度重視綠色創新在企業商業戰略中的重要性，積極投資于綠色研發活動，培養和引進更多具有綠色環保意識和綠色研發能力的人才，為企業綠色產品和工藝的開發與創新提供支持性環境，從而促進企業績效的可持續增長。其次，政府補貼和產融結合對綠色創新與企業績效間關系的不同影響表明，外部資源的獲取并不總是越多越好，資金使用方向和效率的把握才是綠色創新發揮有效性的關鍵。一方面，政府補貼作為一種外部選擇行為，對受補貼企業的資金使用形成了約束，確保了補貼的效率，因此，政府應進一步完善補貼政策，加大對綠色創新企業研發和應用的支持力度，充分發揮政府補貼的良性引導作用；另一方面，產融結合作為企業主動獲取資源的行為，可能存在監管不足的現象，引致一系列風險，因此，在推動產融結合的同時，金融機構應建立有效的監督管理機制，加強對產融結合企業資金使用效率及方向的跟蹤和監管，對可能存在的風險和非理性投資行為進行防范和干預，引導金融資本與產業資本實現有效結合和互動，發揮產融結合的協同效應。最后，由于不同地區的經濟發展模式和環境污染水平不同，“一刀切”的政策未必在各地都能奏效，反而可能適得其反，因此，政府在制定具體的環境監管政策時，應當結合當前形勢和發展要求，制定差異化的監管措施：對污染嚴重的地區，根據區域特點適當加大整治力度；對于環境污染程度較低的地區，適當減弱整治力度，因地制宜，發揮環境監管的靈活性。

5.3 研究局限與展望

本研究僅分析了綠色創新的整體效應，并未對不同類型的綠色創新進行區分，因此未來可以研究不同類型綠色創新對企業績效的影響，以比較它們之間的相似性和差異性。另外，由于研究的復雜性，本研究僅從政府補貼、產融結合和環境規制視角挖掘綠色創新對企業績效作用關系的邊界條件，然而現實中仍存在其他重要因素對綠色創新與企業績效之間關系產生影響，未來可以進一步探究影響綠色創新與企業績效關系的邊界條件，以豐富現有研究。