央地產業政策協同、企業社會責任與企業綠色技術創新 *

肖紅軍，陽 鎮，王 欣

一、引 言

黨的二十大報告明確提出高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。高質量發展的重要支撐是經濟高質量發展，而經濟高質量發展戰略的實現過程中必然牽引到整個產業發展體系與微觀企業創新體系之中。在中觀產業層面，在以供給側結構性改革為主線的宏觀經濟制度變革的情境下，化解產能過剩，實現產業綠色轉型升級與創新發展已經成為推動宏觀經濟全面轉型的重要內容之一（江飛濤和李曉萍，2018）。近年來，隨著綠色與創新發展理念成為引領新發展階段的重要發展理念，如何驅動傳統產業的創新發展以及綠色轉型升級成為學界和政府關注的重大現實問題。黨的十九大報告進一步提出要構建市場導向的綠色技術創新體系，包括產業綠色創新體系與企業綠色技術創新體系。從這個意義上講，基于產業政策驅動企業綠色轉型與技術創新成為政府熱議與關注的現實問題。

近年來，學界圍繞企業綠色技術創新的驅動因素的研究主要集中于環境規制，探討環境規制、環保督察以及環保約談等政府政策導向與政府規制強度對企業綠色技術創新的實際影響（陶鋒等，2021；李依等，2021），卻忽視了產業政策對企業綠色技術創新的功能價值。同時，既有對產業政策的微觀效應的研究僅考慮到中央政府作為行政決策的最高權力機構所制定的產業政策對微觀企業行為的影響，研究多從中央產業政策的視角探究對微觀企業創新行為的影響（黎文靖和鄭曼妮，2016；余明桂等，2016），而忽視了央地分權關系下央地政策協同對產業政策制定以及實施的客觀影響，在央地分權關系下呈現出央地產業政策協同以及政策不協同兩類情境，由此難以識別央地協同和地方發揮自主性兩種模式下對企業創新績效的異質性影響，從而難以清晰回答我國產業政策對微觀企業綠色技術創新的有效性問題。更為關鍵的是，既有對企業綠色技術創新的研究忽視了企業內部可持續戰略導向對企業綠色技術創新的可能影響，即政策驅動下企業具有可持續戰略導向能否更好地發揮產業政策的創新驅動效應依然存疑。

沿著上述研究缺口，本文以2006—2017年滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗央地產業政策協同對微觀企業創新績效的影響，具體考察央地協同（中央產業政策支持、地方產業政策支持）、央地不協同（中央產業政策不支持、地方產業政策支持或者中央產業政策支持、地方產業政策不支持）對微觀企業綠色技術創新的具體影響及其內在機理。最后，本文基于外部政策驅動與內部可持續導向的雙重視角，考察企業社會責任導向在產業政策協同與企業綠色技術創新之間的調節效應，驗證驅動企業綠色技術創新的內外結合效應。本文的研究貢獻在于：在理論層面，從產業政策的視角驗證了企業綠色技術創新的驅動因素，為我國綠色與創新發展理念下進一步優化產業政策體系、構建面向企業綠色技術創新的綠色產業政策體系提供經驗證據，擴展了既有產業政策對企業創新研究的相關文獻（黎文靖和鄭曼妮，2016；趙婷和陳釗，2020）。同時，立足我國獨特的央地分權的制度背景探究中央與地方分權關系下的產業政策協同對微觀企業綠色技術創新的內在影響機理，進而豐富了轉型中國家判斷產業政策有效性與合意性的重要邊界條件。最后，從企業社會責任的視角驗證了企業內可持續導向在政策驅動的綠色技術創新過程中的重要作用，進一步驗證了企業綠色技術創新的由外而內的雙重機制的結合效應。在政策層面，本文的研究豐富了產業政策對企業綠色技術創新促進作用的研究框架，為全面審視央地分權關系下的產業政策對微觀企業綠色創新行為的影響提供新的理論框架，也有助于中央政府與地方政府在未來設計產業政策推動產業綠色轉型的過程中重新審視中央與地方的政策協同與政策合力的價值效應，更好地基于央地產業政策驅動產業綠色轉型與微觀企業的綠色創新，最終實現高質量發展。

二、理論基礎與研究假設

（一）產業政策與企業綠色技術創新

產業政策由來已久，在新中國成立初期，政府為推動國家快速從農業國向工業國轉型，便通過“一五計劃”“二五計劃”等整體性產業結構調整部署實現了第二產業的快速發展。改革開放以來，隨著市場化進程逐步啟動與加快，我國充分吸收學習日本在20世紀60年代的經濟趕超經驗，在經濟發展戰略規劃與結構調整過程中逐步引入了日本的選擇性產業政策這一重要的政策工具，并逐步作為后發國家經濟趕超的政策工具（Hu，2012）。學界一般將產業政策分為選擇性產業政策與功能性產業政策（江飛濤和李曉萍，2015）。產業政策并不是一個單一的政策工具，在我國更多地體現為政策組合，包括面向產業組織、產業投資、產業稅收財政與產業科技創新等系列政策組合或者補充性、配套性的政策工具（王克敏等，2017）。尤其是在政府“五年規劃”的指導下，各地政府與各職能部門會相應出臺各種配套性與執行性的具體性政策安排，包括政府采購、土地、園區布局與產業規劃、科研補貼與稅收等系列具體性政策安排，實現產業政策的層層傳導與落地，發揮產業政策與其它配套政策的組合效應（江飛濤和李曉萍，2015；余明桂等，2016）。

從產業政策對企業綠色技術創新的激勵效應來看，其主要體現在三大層面。第一，從融資約束視角看，企業綠色技術創新依然是企業面向市場的一種風險性與周期性的不確定性活動，在開展綠色創新過程中，如改造企業的創新流程、工藝與技術設備等都需要一定的資金投入與外部的利益相關方支持，產業政策鼓勵企業開展綠色創新，為企業引進節能減排的相關技術設備以及技術改造提供相應的外部政策支持。產業政策主要是通過政府的公共信號強化市場對開展綠色技術創新的企業支持效應，由于企業綠色技術創新是企業對環境承擔公共責任的優質信號，能夠在政府產業政策支持下獲取相應的外部利益相關方的融資支持，進而緩解企業綠色技術創新過程中的融資約束，提升企業綠色技術創新績效（白雪潔和孟輝，2018）。第二，從研發激勵視角看，企業開展綠色技術創新具有公共正外部性，且研發收益難以彌合企業綠色技術創新的研發成本，需要政府承擔相應的基礎性與部分領域的研發支出，避免企業綠色技術創新的研發投入不足。而產業政策主要通過選擇性產業政策與功能性產業政策對企業開展綠色創新實施定向補貼，通過政府直接性的財政補貼、稅收優惠以及信貸優惠支持為企業開展研發投入提供直接性的資源支持（Bérubé & Mohnen，2009；郭玥，2018），且這一過程中將大量資源引向被鼓勵與支持的行業內企業中，進而有效激勵企業開展綠色研發與綠色創新管理體系建設（Aghion et al.，2015；Kleer，2010）。第三，從信貸支持的視角看，產業政策作為政府優化產業發展的基礎環境的公共政策與創新政策，能夠通過行政審批制度優化以及減稅降費等實質性財政配套政策為提高產業發展的稅收環境、改善企業的宏觀賦稅提供稅收支持；且產業政策本身作為市場的公共信號，具有天然的政府背書性質，被產業政策支持的企業能夠獲得相應的政策性銀行與商業銀行更多的信貸支持。基于此，本文認為產業政策能夠促進企業綠色技術創新，并提出以下研究假設：

研究假設H1a：限定其它條件，中央產業政策會促進被鼓勵行業中的企業綠色技術創新績效。

研究假設H1b：限定其它條件，地方產業政策會促進被鼓勵行業中的企業綠色技術創新績效。

近年來，學界逐步從對產業政策合法性的爭論轉向了對產業政策有效性邊界條件的識別，判斷產業政策的有效性不再是聚焦產業政策作用于產業發展的顯著性、無效應或者否定產業政策本身在產業發展過程中的合理性，主張產業政策的討論跳出能否可用、要不要用、有沒有效等形而上學的基本問題，主張產業政策的研究與討論需要跳出存廢之爭或者有效之爭，而是尋求提高產業政策有效性的內外部邊界條件與作用情境（賀俊，2017）。從央地分權的視角看，央地之間的政策協同性是產業政策是否有效的邊界條件之一（陽鎮等，2021）。這意味著在產業政策的執行過程中，如何保證中央與地方的一致性（上行下效）成為規避產業政策落實過程中不確定性的關鍵（張杰和宣璐，2016；趙婷和陳釗，2020）。同時，中國作為一個典型的央地分權國家，其制度設計存在明顯的中國特點。“五年規劃”中，黨中央和國務院主要負責產業政策的頂層制度設計，地方政府則會根據地方產業特色和資源稟賦差異制定符合地區利益的產業政策底層制度設計。這一制度設計特點就意味著中央政府制定的產業政策，地方政府存在自由裁量的空間，從而出現央地產業政策協同（即中央政府和地方政府均鼓勵和支持的產業政策）和央地產業政策不協同（即中央政府鼓勵和支持的產業未納入到地方政府支持目錄，或地方政府鼓勵和支持的產業并非中央政府支持的產業）兩種情形。基于信號理論，中央與地方的產業政策協同意味著能給被選擇或者被激勵范圍內的企業更大的公共信號，進一步為企業在綠色技術創新過程中緩解融資約束，獲取信貸市場的支持以及更豐富的政府補貼提供政策基礎，也為優化企業綠色發展與綠色技術創新環境提供政策合力下的組合協同效應（陽鎮等，2022；李青原和肖澤華，2020）。基于此，本文提出以下研究假設：

研究假設H1c：限定其它條件，央地產業政策協同將促進企業綠色技術創新績效。

而對應于央地產業政策不協同的情形，殷華方等（2007）認為原因在于地方政府在制定和執行產業政策時存在明顯的地方特色，具有一定程度的自由裁量權，并不會完全按照中央政府政策制定產業政策，地方政府與中央政府以及地方政府之間存在博弈行為，地方政府制定產業政策是最適合地方經濟發展的制度。實質上，央地產業政策不協同可能是基于比較優勢的理性選擇，也有可能是另一種形式的地方保護主義。從信號傳遞機制來看，央地產業政策不協同傳遞出政策不確定的信號，在政策不確定的情況下，企業將采取保守的創新戰略，通過收縮風險性投資來抵消政策不確定性的不利影響（張峰等，2019；陽鎮等，2022）。當產業政策不協同時，部門之間存在巨大的協調成本以及政策執行過程中的沖突，引起政策執行的混亂和偏差，同時也無法從政策供給面、需求面和環境面整合創新要素，削弱了政策激勵的合力（趙晶等，2022）。綠色技術創新與一般技術創新不同，綠色技術創新的變現能力更弱，投資回報期更長，投資風險更大。在央地產業政策不協同的情況下，企業享受到的政府補助和稅收優惠有限，無法對高投入與市場風險更高的綠色技術創新產生有效激勵（狄靈瑜等，2021）。基于此，本文認為央地產業政策不協同將對企業綠色技術創新績效產生不利影響，進一步提出以下研究假設：

研究假設H1d：限定其它條件，央地產業政策不協同會抑制企業綠色技術創新績效。

（二）產業政策、企業社會責任與企業綠色技術創新

企業社會責任是在特定的制度安排下，基于企業的經濟與社會雙元混合屬性承擔對企業多元利益相關方的公共社會與環境責任，最終為企業的經濟性利益相關方（股東、員工、供應商、消費者等）與社會性利益相關方（社會組織、社區、集群環境、政府、自然環境等）創造涵蓋經濟、社會與環境的綜合價值與共享價值（李偉陽和肖紅軍，2011；肖紅軍和陽鎮，2018；Freeman，2010）。從這個意義上講，企業社會責任作為企業運營管理過程中的一種可持續導向與戰略理念，能夠強化企業技術創新過程中的責任理念，基于利益相關方責任導向，通過企業社會責任嵌入企業運營管理、企業社會責任實踐嵌入企業業務實踐以及企業社會責任認知嵌入戰略決策理念之中，在企業綠色技術創新過程中強化企業的綠色可持續導向以及責任式創新理念，更好地實現企業技術創新符合經濟與社會環境的綜合價值導向，滿足技術創新的可持續要求與三重底線標準（梅亮和陳勁，2015）。因此，基于企業社會責任戰略導向的責任式創新不僅僅要求企業的創新追求熊彼特主義下的生產要素組合或者新的生產要素等經濟意義或者經濟價值導向的創新，而是要求企業技術創新更加符合可持續導向，符合外部利益相關方的共同價值，且在技術創新使命導向、技術創新過程以及技術創新績效評估等多維度全方位嵌入社會責任理念，最終實現責任式創新導向下的綠色技術創新與可持續創新（肖紅軍等，2022）。基于此，從戰略導向的視角看，企業開展綠色技術創新本質上屬于企業的戰略決策與戰略執行活動，產業政策支持下的企業，在社會責任戰略導向下更傾向于制定企業綠色技術創新戰略，圍繞企業綠色創新體系建設、綠色產品與服務開發以及綠色工藝與流程等制定相應的戰略實施體系，且在社會責任導向下其開展綠色技術創新的戰略執行效果更強，即企業會更傾向于基于中央與地方產業政策的資源支持強化企業綠色技術創新的戰略決策與執行效果，提升面向企業綠色技術創新的資源配置效率，最終改善產業政策支持下的企業綠色技術創新績效。

在戰略性企業社會責任的框架下（Porter & Kramer，2006，2011；肖紅軍，2020），被產業政策激勵的企業能夠在可持續競爭與綠色創新的理念指引下強化企業綠色技術創新過程中的價值獲取效應，即能夠通過企業社會責任進一步推動外部利益相關方參與企業綠色技術創新，包括更好地為企業綠色技術創新提供融資支持與社會支持，包括外部利益相關方更容易接受企業研發生產的綠色產品，更好地參與到研發設計過程之中，從而提高企業綠色技術創新績效（李井林和陽鎮，2019）。同樣地，在央地產業政策協同的情境下，企業社會責任戰略導向更強的企業意味著其能夠立足產業政策協同下的雙重資源供給與信號驅動效應，自主開展面向綠色技術創新過程的資源配置，進一步產生內部可持續導向下的綠色技術創新強化效應。基于此，本文認為在企業社會責任導向下產業政策協同會進一步強化企業綠色技術創新績效。綜上，本文提出如下研究假設：

H2a：限定其它條件，企業社會責任在中央產業政策與企業綠色技術創新績效之間產生正向調節效應。

H2b：限定其它條件，企業社會責任在地方產業政策與企業綠色技術創新績效之間產生正向調節效應。

H2c：限定其它條件，企業社會責任在央地產業政策協同與企業綠色技術創新績效之間產生正向調節效應。

三、實證設計

（一）樣本篩選與數據來源

本文的初始研究樣本選取2006—2017年滬深A股上市公司，在初始樣本的基礎上進一步篩選了樣本，篩選條件主要是：（1）剔除金融、保險行業的樣本；（2）剔除曾被ST或PT的樣本；（3）剔除資不抵債的樣本，最終得到21，635個公司—年度樣本。本文還結合證監會發布的“上市公司行業分類指引2001”，基于中國研究數據服務平臺（CNRDS）的中央產業政策數據庫與地方產業政策數據庫，人工篩選中央與地方五年規劃中重點支持的相關產業政策，與企業所在的行業代碼相匹配。其他財務數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。為降低極端值對統計結果的不利影響，數據處理過程中進一步對所涉及的連續變量采取了1%和99%分位數縮尾處理（winsorize）。

（二）變量選擇

1.被解釋變量：企業綠色技術創新績效。本文借鑒齊紹洲等（2018）的研究，采用世界知識產權組織（WIPO）制定的“國際專利分類綠色清單”所列示的綠色專利編碼，識別并核算企業每年的綠色專利數量。主要包括綠色專利申請數量與綠色專利授權數量，比對數據庫主要基于國家知識產權局數據庫檢索以及CNRDS數據庫比對，最終形成可信度較高的上市公司綠色技術創新專利數據庫。本文以綠色專利申請總量與綠色專利授權總量的對數化作為企業綠色技術創新的測度，分別以企業綠色專利申請（LnAGreen）和綠色專利授權（LnGGreen）兩個變量測度企業綠色技術創新績效。最后，在穩健性檢驗中，考慮到綠色專利類別中不同專利類型質量的差異性，以及綠色專利在企業總專利比重的差異性，反映綠色創新導向的差異性，本文進一步基于綠色發明專利申請與授權總量的對數化以及發明專利占綠色專利總量的比重，最終全面衡量企業綠色技術創新績效。

2.解釋變量：產業政策與央地產業政策協同。目前針對產業政策的文本主要包括中央政府（國務院以及相關國家部委）發布的產業政策文本與地方政府發布的產業政策文本，本文考察的產業政策主要包括中央產業政策（PlcyC）、地方產業政策（Plcy）與央地產業政策協同性（IMPGs）。其中，中央產業政策的相關文本與變量測度方法主要參考黎文靖和鄭曼妮（2016）、余明桂等（2016）關于中央產業政策對企業微觀行為影響的研究，地方產業政策與產業政策協同性主要參考陽鎮等（2021）、趙婷和陳釗（2020）的相關研究。本文根據公司所在行業年度是否處于中央與地方政府的“十一五規劃”（2006—2010）、“十二五規劃”（2011—2015）和“十三五規劃”（2016—2020）支持范圍內，設置如下虛擬變量：如果五年規劃中提到“鼓勵”“支持”“培育發展”“改造提升”“積極發展”“重點發展”和“大力發展”等字眼的行業時，則認為分別受到中央與地方產業政策支持，PlcyC和Plcy分別賦值為1，否則為0。最后，對于央地產業政策協同的測度，本研究基于同一年度受到中央產業政策與地方產業政策支持的企業，將其定義為央地產業政策協同（Policy_CL），而不協同則分為兩種狀況：第一種狀況屬于中央支持但地方不支持的產業（IM‐Pg）；第二種情況則是中央不支持但地方支持的產業（IMPs）。企業所在年度屬于兩種產業政策不協同的狀況分別賦值為1，否則為0。

3.調節變量：企業社會責任。本文主要基于第三方機構對企業社會責任表現（披露績效）的相關研究（權小鋒等，2015；陽鎮和李井林，2020；肖紅軍等，2021），以企業和訊網的上市公司企業社會責任評分衡量企業社會責任表現（LnCSR），確保企業社會責任評級數據的客觀性。

4.控制變量。本文考慮到企業層面的財務特征與上市公司的治理特征可能對企業開展綠色技術創新產生影響，進一步參考黎文靖和鄭曼妮（2016）、余明桂等（2016）、譚勁松等（2017）、陽鎮等（2021）關于產業政策對企業創新行為影響的相關研究，控制了公司層面的變量，包括公司財務特征與公司治理層面的變量。具體而言，控制變量集X包括：盈利能力、企業年齡、產權性質、市值賬面比、董事會規模、獨立董事比例、高管薪酬。此外，本文還控制了年度固定效應和行業固定效應。

基于此，本文的主要變量說明與具體定義如表1所示。

表1 變量選擇與定義

（三）模型構建

模型（1）檢驗央地產業政策對企業綠色技術創新績效的影響（研究假設H1a-H1b），LnGreen為企業綠色技術創新績效，PlcyC為中央產業政策，Plcy為地方產業政策。若α1>0，意味著央地產業政策促進了企業綠色技術創新績效。

模型（2）—（4）檢驗央地產業政策協同性對企業綠色技術創新績效的影響（研究假設H1c-H1d），Ln‐Green為企業綠色技術創新績效，IMPgs央地產業政策協同性。若α1>0，意味著央地產業政策協同性促進了企業綠色技術創新績效。

為了進一步檢驗企業社會責任對企業綠色技術創新績效影響的內在機理，以中央產業政策、地方產業政策以及央地產業政策協同性為解釋變量，企業綠色技術創新績效為被解釋變量，企業社會責任為調節變量，分別構建如下模型（5）—（6），檢驗企業社會責任在央地產業政策以及政策協同與企業綠色技術創新績效之間產生影響的內在機理。

在上述模型（1）—（6）中，i代表企業，t代表時間，Year和Ind分別代表年份和行業，ε代表模型的隨機擾動項。

四、實證檢驗與結果分析

（一）變量的描述性統計分析

從主要被解釋變量來看（如表2所示），不管是綠色專利申請還是綠色專利授權，樣本企業分布不一，其中綠色專利申請的均值為0.541，方差為0.851，綠色專利授權的均值為0.430，方差為0.827，且從50%、75%分位數來看，存在樣本企業缺乏相應的綠色專利。從主要解釋變量來看，中央產業政策（Pl‐cyC）、地方產業政策（Plcy）的均值分別為0.3和0.518；產業政策協同（IMPgs）均值為0.242，方差為0.429，說明樣本企業央地產業政策協同性較高，不同行業央地產業協同性差異較大，且說明不管是中央還是地方，產業政策覆蓋的范圍較廣，對當前微觀企業呈現出較大程度的強激勵特征。從主要調節變量來看，企業社會責任（CSR）的均值為27.164，方差為17.661，說明樣本企業的社會責任理念與社會責任表現強度不一，其它控制變量分布范圍與已有研究基本一致，本文不再贅述。

（二）基準回歸分析

更進一步，本文采用皮爾森（Pearson）進行變量間的相關性檢驗，結果顯示主要被解釋變量和解釋變量、控制變量之間的相關系數較小，可以認為變量之間不存在嚴重的多重共線性問題①考慮到篇幅限制，本文對相關性結果檢驗表以及基礎回歸過程中的VIF檢驗的相關數據供感興趣的讀者備索。。基于研究模型（1）的基本設定，通過多元回歸模型（OLS）考察中央與地方產業政策對企業綠色技術創新績效的影響，表2的回歸結果顯示，不管是對綠色專利申請還是綠色專利授權都產生顯著的促進效應，說明不管是中央還是地方產業政策都有助于強化企業綠色技術創新績效，且對企業綠色專利授權的影響系數大于綠色專利申請的影響系數。其中，中央產業政策對綠色專利申請與授權的影響系數分別為0.098和0.100，且都通過了1%水平下的顯著性檢驗，地方產業政策對綠色專利申請與授權的影響系數分別為0.037和0.051，且都通過了1%水平下的顯著性檢驗，意味著中央產業政策對企業綠色技術創新績效的影響效應更大。在中央與地方產業政策激勵環境下，企業能夠強化可持續綠色發展導向下的企業綠色技術創新，能夠促進企業更好地迎合產業綠色轉型導向，積極改造企業的技術創新過程以及產品與服務的綠色屬性，實現基于綠色技術創新的可持續發展。這表明，本文的研究假設H1a-H1b得到經驗證據的支持。

表2 央地產業政策對企業綠色技術創新的回歸結果

基于此，本文根據研究模型（2）—（4）的基本設定，使用OLS回歸模型對研究假設H1c-H1d實證檢驗，即考察產業政策協同（IMPgs）和產業政策不協同（IMPg和IMPs）對于企業綠色技術創新績效的具體影響。從表3的回歸結果來看，基于表3的列（1）和（4）可以看出，產業政策協同（IMPgs）對企業綠色專利申請與綠色專利授權均產生顯著的正向促進作用，影響系數分別為0.124和0.133，且都通過1%水平下的顯著性檢驗，說明央地產業政策協同能夠有效地發揮中央與地方兩個資源配置與政策治理主體的優勢與積極性，更好地促進企業綠色技術創新，本文的研究假設H1c得到實證結果的支持。更進一步，本文考察了央地產業政策不協同的兩類情境（即中央支持、地方不支持以及地方支持、中央不支持的情境）對企業綠色技術創新的具體影響，基于表3的列（2）—（3）與列（5）—（6）可以看出，央地產業政策不協同對企業綠色專利申請與綠色專利授權均產生顯著的抑制作用，且都通過1%水平下的顯著性檢驗，說明本文研究假設H1d得到實證結果的支持。這說明，在我國特殊的央地分權關系之下，在產業政策制定過程中，需要中央與地方兩個行政權力主體與政策治理主體的通力配合，更好地做好產業政策制度與執行過程中的政策配套機制建設，強化企業綠色技術創新。

表3 央地產業政策協同性對企業綠色技術創新績效的影響

（三）穩健性檢驗

考慮到本文對綠色專利申請的測度可能有偏，主要采取兩種方式對央地產業政策協同與企業綠色技術創新績效之間的關系進行穩健性檢驗。第一種方式是替換被解釋變量。主回歸模型對企業綠色專利測度主要是采取對數化的方式予以衡量，考慮用綠色專利類型的差異性以及綠色發明專利在全部綠色專利中的比重來反映企業綠色技術創新的質量，替代本文的被解釋變量來測量企業綠色技術創新績效。基于本文基礎模型（2），重新回歸央地產業政策協同對企業綠色技術創新，發現央地產業政策協同對企業綠色發明專利的申請量與授權量都產生顯著的促進效應，即央地產業政策協同有助于強化企業綠色發明專利申請與授權，提高企業綠色技術創新的質量①考慮到篇幅限制，替換企業綠色技術創新測度的回歸結果表供感興趣的讀者備索。。第二種方式是替換計量模型的重新估計。考慮到本文對企業綠色技術創新績效的測度中存在部分企業缺乏綠色創新專利數據，即企業未通過相應的綠色技術創新實現專利申請或者專利授權，因此，本文采取Tobit模型重新估計企業社會責任對企業綠色技術創新績效的影響，回歸結果表明，央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響系數分別為0.117和0.133，通過了1%水平下的顯著性檢驗②考慮到篇幅限制，基于Tobit模型的回歸結果表供感興趣的讀者備索。，說明研究假設H1c的研究結論基本穩健。最后，考慮到高新技術產業的創新能力相比于其他產業而言具有更為明顯的創新導向，本文將高新技術產業的相關樣本予以剔除，進一步考察央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響，發現央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響依然顯著為正③考慮到篇幅限制，剔除高新技術產業的樣本的相關回歸結果表供感興趣的讀者備索。，說明本文的研究結論依然穩健。

進一步考慮到本文遺漏變量尤其是地區宏觀經濟變量對企業綠色技術創新績效可能產生的影響，將城市經濟增長率（GDP）、第二產業占GDP比重（Stru）、外商直接投資與GDP比值（FDI）、普通高等教育在校學生數的自然對數（Student）以及地區財政預算收入占GDP比重（Fiscal）等變量納入到基礎回歸的研究模型之中，回歸結果表明④考慮到篇幅限制，增加宏觀經濟因素的控制變量回歸結果表供感興趣的讀者備索。，產業政策協同依然對企業綠色專利申請產生顯著的促進效應，影響系數為0.141，通過了1%水平下的顯著性檢驗；且產業政策不協同依然對企業綠色專利申請產生顯著的抑制效應，影響系數都通過了1%水平下的顯著性檢驗。這說明，在納入地區宏觀經濟因素后，產業政策協同對企業綠色技術創新績效影響的研究結論依然穩健。另外，考慮到產業政策對企業綠色技術創新績效的影響存在滯后性，本文將企業綠色技術創新滯后一期重新考察產業政策協同對企業綠色技術創新績效的具體影響，回歸結果表明⑤考慮到篇幅限制，企業綠色技術創新滯后一期的回歸結果表供感興趣的讀者備索。，產業政策協同顯著促進企業綠色技術創新績效，而產業政策不協同對企業綠色技術創新績效產生顯著的抑制效應，進一步支持本文主要研究假設H1c和H1d。

為進一步緩解遺漏變量造成的內生性問題，本文使用PSM的臨近匹配方法，檢驗產業政策協同對企業綠色技術創新的具體影響。在通過平衡性檢驗和共同支撐假設基礎上，本文進一步基于匹配后的樣本考察產業政策協同與不協同的兩種類型對企業綠色技術創新績效的影響，回歸結果表明①考慮到篇幅限制，基于PMS匹配后的樣本下產業政策協同性對企業綠色技術創新的回歸結果表供讀者備索。，不管是對企業綠色專利申請還是綠色專利授權，央地產業政策協同性依然對企業綠色技術創新產生顯著的正向促進作用，說明本文的核心假設H1c依然成立。

五、調節機制與中介作用機制檢驗

（一）調節機制檢驗

為進一步檢驗本文提出的研究假設H2a-H2c，即企業社會責任在央地產業政策與企業綠色技術創新績效之間的調節效應，基于研究模型（5）—（6），表4列（1）—（6）的回歸結果表明，企業社會責任分別在中央與地方產業政策與企業綠色技術創新績效之間產生顯著的正向調節效應，對企業綠色專利申請與綠色專利授權都產生顯著的正向調節效應。其中，從中央產業政策與企業綠色技術創新的作用過程來看，如表4列（1）—（2）所示，企業社會責任與中央產業政策的交互項（PCCSR）對企業綠色專利申請與綠色專利授權的影響系數分別為0.015和0.018，分別通過了5%和1%水平下的顯著性檢驗，本文研究假設H2a得到實證結果的支持。更進一步，從地方產業政策與企業綠色技術創新的作用過程來看，如表4列（3）—（4）所示，企業社會責任與地方產業政策的交互項（PyCCSR）對企業綠色專利申請與綠色專利授權的影響系數分別為0.016和0.014，分別通過了1%和5%水平下的顯著性檢驗，本文研究假設H2b得到實證結果的支持。最后，從產業政策協同對企業綠色技術創新的作用過程來看，如表4列（3）—（4）所示，企業社會責任與央地產業政策協同的交互項（IMCSR）對企業綠色專利申請與綠色專利授權的影響系數分別為0.019和0.022，都通過了1%水平下的顯著性檢驗，本文研究假設H2c得到實證結果的支持。因此，本文研究假設H2a-H2c均得到實證結果的支持。這說明，企業社會責任作為企業可持續創新與可持續發展的重要戰略導向，能夠強化產業政策支持下的企業綠色創新導向，通過可持續的商業模式創新、綠色產品創新以及工藝流程創新等強化企業綠色技術創新績效，形成外部政策激勵下的內部戰略響應的綠色創新效應。

（二）中介機制檢驗

為進一步驗證央地產業政策協同性為何能夠促進企業綠色技術創新績效，本文從研發激勵、政府補貼與稅收優惠三重視角，檢驗企業研發投入、政府補貼以及稅收優惠在央地產業政策協同與企業綠色技術創新績效之間的中介效應。首先，從研發激勵的視角看，本文認為央地產業政策協同能夠激勵企業綠色技術創新中的研發投入，強化企業的研發風險偏好，進而促進企業綠色技術創新績效。表4列（2）的回歸結果表明，央地產業政策協同性對企業研發投入產生顯著的正向促進效應，影響系數為0.002，通過了1%水平下的顯著性檢驗。表4列（3）的回歸結果表明，加入研發投入后央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響系數依然為正，影響系數為0.118，相比于列（1）中的影響系數有所下降，表明研發投入在央地產業政策協同性與企業綠色技術創新績效之間產生部分中介效應。這說明，央地產業政策協同性有助于激勵企業開展綠色技術（綠色工藝、設備與流程）與綠色產品研發，進而提升企業綠色技術創新績效。

其次，從外部資源供給的視角看，政府補貼是企業開展綠色技術創新的重要資源基礎，本文認為央地產業政策協同有助于企業獲得政府補貼，進而促進企業綠色技術創新績效（郭玥，2018）。表4列（4）的回歸結果表明，產業政策協同性對企業研發補貼（Subsidy）產生顯著的正向促進效應，影響系數為0.028，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，足以說明，產業政策協同性有助于企業獲得更強的政府財政資源供給。表4列（5）的回歸結果表明，加入政府補貼后央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響系數依然為正，影響系數為0.121，相比于列（1）中的影響系數有所下降，表明政府補貼在產業政策協同性與企業綠色技術創新績效之間產生部分中介效應。這說明，產業政策協同性有助于企業獲取政府創新補貼，基于資源基礎觀，外部資源供給能夠強化企業綠色技術創新績效。

表4 企業社會責任的調節效應檢驗

最后，從稅收環境的視角看，本文認為央地產業政策協同有助于企業獲得稅收優惠，即能夠降低企業的實際稅率，進而促進企業綠色技術創新績效。從表4列（6）的回歸結果可以看出，產業政策協同性對企業稅收優惠（Taxp）產生顯著的正向促進作用，對稅收優惠的影響系數為1.609，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明產業政策協同有助于企業降低實際稅率，獲得更大的稅收優惠。伴隨政府稅收環境改善，稅收優惠在產業政策協同性與企業綠色技術創新績效之間產生部分中介效應。這說明，產業政策協同性有助于企業降低實際稅率，進而降低企業綠色技術創新過程中的成本支出，為企業綠色技術創新提供良好的外部營商環境支持。

表4 產業政策協同性與企業綠色技術創新的中介效應檢驗

另外，為進一步驗證產業政策不協同對企業綠色技術創新抑制效應的內在原因，我們補充了為何產業政策不協同抑制企業綠色技術創新的檢驗結果。為行文方便，本文將產業政策不協同的兩種情形合并處理形成產業政策不協同（IMPno）的全新變量，并從融資約束緩解、政府補助以及稅收優惠三重視角予以檢驗。基于表5列（1）的結果發現，央地產業政策不協同對基于SA指數的融資約束產生顯著的負向影響效應，即產業政策不協同難以緩解企業融資約束。基于表5列（2）—（3）的結果發現，產業政策不協同對企業政府補貼獲取以及稅收優惠產生顯著的負向影響效應，即產業政策不協同難以支持企業獲取相應的外部政府資源。

表5 央地產業政策不協同對融資約束和政府補助的影響

六、異質性討論

（一）市場化環境異質性

考慮到我國地區經濟發展程度不一，各地區的市場化程度具有明顯的差異性，各地區的知識產權保護制度以及營商環境等差異明顯，這使得企業開展綠色技術創新的意愿與市場動力具有明顯的差異與分化傾向。本文進一步參考王小魯等（2019）測算的市場化程度區域指數，按照市場化程度的中位數將研究樣本劃分為市場化程度高和市場化程度低兩組分樣本，進一步檢驗市場化環境異質性下產業政策協同性（央地產業政策協同與央地產業政策不協同）對企業綠色技術創新績效的影響。從表6列（1）—（4）可以看出，產業政策協同在市場化程度更低的地區對企業綠色技術創新績效的影響系數更大，對綠色專利申請和綠色專利授權的影響系數分別為0.125和0.141，都通過了1%水平下的顯著性檢驗。從表7列（1）—（4）可以看出，產業政策不協同在市場化程度更低的地區對企業綠色技術創新績效的負向抑制效應更大，對綠色專利申請和綠色專利授權的影響系數分別為-0.070和-0.073，都通過了1%水平下的顯著性檢驗。因此，考慮我國不同地區的經濟發展程度與要素市場發育程度的差異性，在經濟欠發達以及市場化制度環境相對滯后的地區，企業開展綠色技術創新更需要中央與地方兩個治理主體發揮政策合力，基于產業政策協同的力量，更好地促進企業綠色技術創新績效。

表6 市場化環境異質性檢驗（產業政策協同）

表7 市場化環境異質性檢驗（產業政策不協同）

（二）行業異質性

考慮到不同企業所受到的環境規制強度的異質性，一般而言，重污染行業的環境壓力更大，外部正式制度下的環境規制以及非正式制度如社會媒體關注下的企業綠色技術創新導向與綠色轉型壓力較大，其自身具備更強的綠色發展的驅動力，產業政策在不同行業中會對企業綠色技術創新績效產生不同的影響，本文將研究樣本進一步區分為重污染行業與非重污染行業①重污染行業的分類參考潘愛玲等（2019）的相關研究，基于2012年中國證券監督管理委員會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》，將企業所在的行業代碼歸屬于B06、B07、B08、B09、C17、C19、C22、C25、C26、C28、C29、C30、C31、C32、D44定義為重污染行業。，分組考察產業政策協同性（央地產業政策協同與央地產業政策不協同）對企業綠色技術創新績效的影響。從表8列（1）—（4）的回歸結果可以看出，非重污染行業中產業政策協同對企業綠色專利申請和綠色專利授權的影響系數分別為0.120和0.133，都通過了1%水平下的顯著性檢驗，但是在重污染行業中，產業政策協同對企業綠色專利申請與綠色專利授權的影響系數沒有通過10%水平以下的顯著性檢驗。從表9列（1）—（4）的回歸結果可以看出，重污染行業中產業政策不協同對企業綠色專利申請和綠色專利授權的影響系數分別為-0.083和-0.080，都通過了1%水平下的顯著性檢驗，相比于非重污染行業而言，產業政策不協同對企業綠色技術創新績效的抑制效應更大。因此，考慮行業環境壓力水平的異質性，產業政策協同對非重污染行業的企業綠色技術創新的激勵效應更為明顯，而產業政策不協同對重污染行業的企業綠色技術創新的抑制效應更為明顯。

表8 行業異質性檢驗（產業政策協同）

表9 行業異質性檢驗（產業政策不協同）

（三）產權異質性

考慮到我國特殊的產權制度安排，不同產權屬性也可能存在差異性。一方面，由于國有企業具有天然的政府資源獲取甚至政治關聯優勢，相較于民營企業而言，國有企業更能夠得到政府政策的支持與創新資源的供給，這對于產業政策驅動下的綠色技術創新過程產生差異性影響。另一方面，由于國有企業天然的公共社會使命導向，不管是競爭性國有企業還是非競爭性的公益類國有企業，強調經濟與社會的復合使命是國有企業顯著區別于民營企業的重要標尺，意味著承擔對公共環境的社會責任是國有企業的內生使命要求。因此，進一步區分國有產權與非國有產權，考察不同產權屬性下央地產業政策協同與央地產業政策不協同分別對企業綠色技術創新績效的影響。從表10列（1）—（4）的回歸結果可以看出，央地產業政策協同對國有企業與非國有企業的綠色技術創新績效產生顯著的促進效應，且對國有企業的綠色專利申請與綠色專利授權影響系數分別為0.139和0.147，都通過了1%水平下的顯著性檢驗，央地產業政策協同對國有企業的綠色技術創新績效的促進效應更大。從表11列（1）—（4）的回歸結果可以看出，央地產業政策不協同對國有企業與非國有企業的綠色技術創新產生顯著的抑制效應，且非國有企業的綠色專利申請與綠色專利授權影響系數分別為-0.092和-0.087，都通過了1%水平下的顯著性檢驗，意味著產業政策不協同對國有企業的綠色技術創新績效的抑制效應更大。這說明，國有企業作為具有公共社會屬性的環境使命內生型企業，央地產業政策協同對國有企業綠色技術創新產生更強的促進效應，而央地產業政策不協同對國有企業綠色技術創新產生更強的抑制效應。

表10 產權異質性檢驗（產業政策協同）

表11 產權異質性檢驗（產業政策不協同）

七、研究結論與政策啟示

（一）研究結論及局限性

本文主要研究中央與地方產業政策以及央地產業政策協同對企業綠色技術創新績效的影響，并進一步考察企業社會責任在央地產業政策與企業綠色技術創新績效之間的調節效應，驗證企業綠色技術創新的外部政策激勵與內部可持續導向的內外協同效應。本文的研究結果表明：第一，不管是中央產業政策還是地方產業政策，都能夠對企業綠色技術創新產生顯著的促進效應，說明我國產業政策具備綠色發展的價值效應，證實了產業政策的強激勵效應與綠色效應；第二，考慮央地分權關系背景下，央地產業政策協同性對企業綠色技術創新產生顯著的正向影響，而央地產業政策不協同則抑制了企業綠色技術創新，說明央地分權關系下，中央與地方的產業政策協同有助于強化企業綠色創新導向，佐證了基于央地關系視角下的政策協同的綠色價值。進一步機制檢驗結果表明，產業政策協同主要通過政府補貼、稅收優惠以及研發激勵三重機制對企業綠色技術創新產生正向促進效應，而產業政策不協同抑制企業綠色技術創新的主要原因在于弱化企業政府補貼以及強化企業融資約束；第三，考慮企業可持續導向的差異性，基于企業社會責任的調節機制檢驗結果表明，企業社會責任在央地產業政策協同與企業綠色技術創新之間產生顯著的正向調節效應，說明企業社會責任作為企業內的一種可持續綠色發展導向，能夠強化產業政策驅動的企業綠色創新導向，產生基于“外部政策驅動——內部可持續戰略導向”的內外結合效應。最后，央地產業政策協同對企業綠色技術創新的激勵效應在市場化程度較低地區的企業、非重污染行業的企業以及國有企業中更為明顯。

（二）政策啟示

本文的研究具有三方面的啟示：第一，中央與地方政策持續重視產業政策對微觀企業綠色創新的政策價值。基于本文的研究結果，不管是中央產業政策還是地方產業政策，都能夠對企業綠色技術創新產生顯著的正向促進效應。中央政府需要繼續發揮政策制定過程中的頂層制度設計與政策設計的能力優勢與資源優勢，發揮中央政府在基于產業政策有效治理產業綠色轉型與創新發展中的重要作用，促使有為政府產業政策的“有形之手”與市場在資源配置過程中起決定性作用的“無形之手”協同共進，推動產業綠色化轉型與微觀企業的綠色技術創新體系建設，最終通過企業綠色創新引領與綠色產業政策牽引實現企業的高質量發展。

第二，在產業政策制定與執行過程中，基于央地分權關系，持續強化中央與地方產業政策制定過程中的對話溝通機制與政策執行過程中的協調共商機制，發揮兩個行政治理主體在治理地區產業與微觀企業綠色轉型與創新發展過程中的政策信號協同、財政資源協同與治理能力協同等多重優勢，完善產業政策的執行與評估反饋機制，借助央地產業政策協同促進企業實現綠色創新引領。

第三，企業可持續導向是企業綠色技術創新的驅動器與催化劑，在當前經濟社會轉型期與新發展理念引領的新發展階段，綠色技術創新成為推動企業創新與環境共生融合的重要標尺，且企業綠色技術創新成為微觀層面系統扭轉過度依賴傳統要素發展模式的價值利器，企業需要高度重視自身的可持續理念與可持續價值創造，推動企業社會責任更好地嵌入企業的技術創新過程與實現綠色技術創新驅動的可持續商業模式創新，如產品的循環可持續利用、綠色產品創新等，實現綠色技術創新與企業可持續性商業模式的相互耦合，最終促進企業與多元利益相關方的共生與共贏發展，發揮外部產業政策驅動與內部企業可持續導向的內外協同效應，最終為企業的利益相關方創造可持續的經濟與社會環境綜合價值。