“雙碳”背景下綠色技術創新對制造業企業高質量發展的影響：一個有調節的中介模型

范定祥，何孟潔，劉雨果

（湖南工業大學經濟與貿易學院，湖南 株洲 412000）

0 引言

我國在2020 年提出了“力爭2030 年前實現碳達峰、2060 年前實現碳中和”的“雙碳”目標。在“雙碳”目標引領下，綠色技術創新成為實現“雙碳”目標和推進制造業高質量發展的動力。制造業作為實體經濟的“壓艙石”，如何實現其高質量的綠色低碳發展是亟待解決的重要問題。但在實際生產中，綠色技術創新和綠色低碳發展的短板等嚴重阻礙了制造業的高質量發展，須從實證層面厘清制造業高質量發展的深層邏輯和微觀表征。

目前，關于綠色技術創新效應的研究主要聚焦于以下幾點：一是綠色技術創新可以實現清潔生產。Zandi 等［1］（2019）、徐建中等［2］（2019）、賈軍［3］（2016）指出，綠色技術創新能夠實現化石能源的清潔高效利用，并推進制造業全要素生產率的持續改善，從而實現綠色可持續發展。二是考慮到存在“回彈效應”，部分學者認為，綠色技術創新在推動經濟規模增長的過程中可能會帶來更多的能源需求，進而造成環境惡化。Shan 等［4］（2021）、李凱杰等［5］（2020）指出，在綠色技術創新推動經濟增長的過程中，碳減排效應遠不及其排放增長效應。

關于制造業高質量發展的研究主要聚焦于以下幾點：一是制造業高質量發展戰略與舉措。尚會永和白怡珺［6］（2019）認為，應抓住制造業變革的重大機遇，在夯實我國制造業發展根基的基礎上超越發達國家的制造業發展水平；呂鐵和劉丹［7］（2019）認為，應通過大力建設產業創新體系來厘清推進中國制造業高質量發展的基本思路。二是制造業高質量發展的變化態勢。王博雅［8］（2021）認為，要想實現制造業的高質量發展，需要由技術水平提升的單輪驅動轉換到技術水平和技術效率共同提升的雙輪驅動。三是制造業高質量發展水平測度及時空演變。張愛琴和張海超［9］（2021）采用CRITIC-熵值法組合權重與TOPSIS 相結合的評價方法來測度我國制造業的高質量發展水平。四是影響制造業高質量發展的因素，主要集中于數字經濟［10］、數字化轉型［11］、人工智能技術應用［12］、產業集聚［13］等視角。

以上文獻對制造業高質量發展的戰略、影響因素、水平測度等進行了深入研究，為本研究提供了有益的借鑒。但在“雙碳”背景下，企業需要兼顧碳減排和經濟效益兩個方面。綠色技術創新能否實現制造業高質量發展與生態環境保護的雙重紅利，以及市場化水平和行業競爭水平的提升能否倒逼制造業進行綠色技術創新，即制造業綠色技術創新和高質量發展之間的雙向影響關系還需要進一步深入研究。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》提出，構建市場導向的綠色技術創新體系，實施綠色技術創新攻關行動。因此，深入推進制造業綠色技術創新與高質量發展的協調是中國制造業轉型升級的保障，也是實現“雙碳”目標的重要途徑。與已有文獻相比，本文可能的邊際價值在于：第一，深入探究“雙碳”背景下綠色技術創新、市場化水平、行業競爭度以及制造業企業高質量發展之間的關系，豐富了既有研究視角。第二，引入市場化水平，就綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的作用機制進行了分析，豐富了既有研究內容和方法。第三，引入行業競爭度，就綠色技術創新、市場化水平對制造業企業高質量發展的作用路徑進行了分析，豐富了既有研究內容和方法。第四，進行了市場化水平高低的異質性分析，為制定差異化市場政策提供了有效參考。

1 理論分析與研究假設

1．1 綠色技術創新與制造業企業高質量發展

根據內生增長理論，技術創新可以幫助企業在提高生產效率的同時改變利益獲取方式，進而實現企業高質量發展。關于綠色技術創新與制造業企業高質量發展關系的研究，Seman 等［14］（2019）研究指出，綠色技術創新可以通過使用新的或改良的生產工藝，降低生產制造等流程中的材料投入，實現集約化生產，從而有助于提升企業的發展質量。程廣斌等［15］（2022）以我國30 個省（區、市）的面板數據為研究對象，構建面板固定效應模型，研究發現企業綠色技術創新可以通過提高企業市場份額水平來實現高質量發展。陳喆和鄭江淮［16］（2022）運用我國1997—2016 年的省際面板數據對理論模型進行了實證檢驗，發現綠色技術創新可以通過發揮節能減排效應、促進產業結構升級、引領市場需求來實現經濟高質量發展。基于此，提出如下假設：

假設1：綠色技術創新能夠顯著促進制造業企業高質量發展。

1．2 市場化水平對綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的中介效用

根據資源依賴理論，當外部市場環境蘊含更多機會和豐富資源時，企業會更加傾向于采用創新驅動發展的經營戰略。關于綠色技術創新對市場化水平的影響：一方面，綠色技術創新可以通過降低企業的環保成本從而提高企業在市場中的核心競爭力；另一方面，綠色技術創新可以通過向消費者提供有針對性的綠色產品來加快產品和服務的市場化進程。

關于市場化水平對制造業高質量發展的影響，樊綱等［17］（2011）通過探究市場化水平和經濟高質量發展之間的關系，發現市場化水平的提升能夠改善資源配置效率，并對經濟高質量發展產生積極的影響。陳詩一和劉文杰［18］（2021）認為，在市場化發展過程中，要素市場化是改革的重中之重，是實現高質量發展的必經之路。張明龍［19］（2020）研究發現，市場化進程的不斷深入提升了綠色投資效益，有助于降低綠色投資過程中的信息成本，進而推動企業實現高質量發展。陳歡等［20］（2022）利用我國1997—2019 年的省級面板數據，研究發現市場化改革對經濟高質量發展有正向促進作用。基于此，提出如下假設：

假設2：綠色技術創新通過市場化水平的提升來推動制造業企業高質量發展。

1．3 行業競爭對綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的調節作用

根據權變理論，企業進行綠色技術創新活動所產生的成本和收益在不同行業競爭環境水平下會發生變化。關于行業競爭的調節作用，米晉宏等［21］（2020）研究發現，在激烈的行業競爭條件下，綠色技術創新能夠幫助企業及時識別和分析出對自身有利的市場信息，進而降低企業在高水平市場競爭環境下的環保成本；吳昊旻和張可欣［22］（2021）認為，行業競爭越激烈，企業越傾向于履行環境責任，從而實現高質量發展；霍春輝等［23］（2023）研究發現，當制造行業競爭處于中等水平時，數字化轉型的行業同群效應才會顯著推動制造業企業高質量發展。基于以上分析，提出如下假設：

假設3：行業競爭在綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展中發揮調節作用。

假設4：行業競爭在綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的中介效應中發揮調節作用，該調節作用主要發生在前半段路徑。

假設5：行業競爭在綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的中介效應中發揮調節作用，該調節作用主要發生在后半段路徑。

假設6：行業競爭在綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的中介效應中發揮調節作用，該調節作用發生在前后兩段路徑。

2 研究設計

2．1 數據來源

根據中國證監會發布的《上市公司行業分類指引》（2012 年修訂），本文以2006—2019 年我國滬深A 股制造業上市公司為樣本，剔除缺失值和異常值后共得到15 073 個樣本。數據處理采用Stata14和EXCEL軟件。

2．2 變量定義

2．2．1 被解釋變量

在現有關于制造業高質量發展水平測度的研究中，相關學者主要采用多指標綜合評價法或單一指標法來衡量微觀企業的高質量發展情況。其中，多指標綜合評價法的主觀性較強，很難構建客觀、統一的評價指數。目前，全要素生產率因其具備的信息豐富且綜合性強等優點而被廣泛應用于衡量新時期經濟發展質量。基于此，本文采用更為客觀且操作性強的單一指標法，利用微觀企業的全要素生產率這一代理變量來衡量制造業企業高質量發展水平。全要素生產率反映了各種要素投入轉化為最終產出的總效率［24］，體現了要素投入之外的資源配置、技術進步、規模經濟增長以及組織制度創新等所能解釋的產出效應。換句話說，全要素生產率實際上就是測度要素資源轉化為最終產品的整體效率的一個指標。而提高全要素生產率的核心在于加大人力資本和技術投入以及提升資源配置效率等。本文參考相關研究［25-27］，將以LP 法測算的全要素生產率作為被解釋變量來進行相關實證分析，最后采用OP 法測算的全要素生產率和經濟增加值來進行穩健性檢驗。具體而言，本文通過以下公式來測算上市公司的全要素生產率：

在式（1）中：Y代表營業收入（千元）；K代表固定資產凈值（千元）；L代表職工人數（千人）；M代表中間投入，包括購買商品和接受勞務支付的現金；AGE代表企業年齡；SOE代表企業產權性質；YEAR代表年度效應；ε為隨機誤差項。

2．2．2 解釋變量

本文的解釋變量為綠色技術創新（GTI）。參照相關研究，以綠色專利授權量來衡量企業的綠色技術創新水平。在我國現有專利類型中，實用新型專利具備新穎性、實用性特點，旨在改進現有產品形狀、構造或者將兩者結合起來；發明專利極具創造性特點，是企業技術創新水平的最佳體現。基于此，本文中的綠色技術創新采用制造業企業每年授權的綠色專利總數來衡量。綠色專利總數具體為綠色發明專利授權量和綠色實用新型專利授權量之和。

2．2．3 中介變量

本文選取市場化水平（MAR）作為中介變量，運用要素市場的發育程度來表示，具體數據來源于中國市場化指數數據庫。

2．2．4 調節變量

本文的調節變量為行業競爭度（HHI）。目前，關于行業競爭度的測量并沒有統一的標準。本文采用企業所處行業收入的赫芬達爾指數來度量企業的行業競爭度。赫芬達爾指數越高，表明行業競爭程度越低；反之，表明行業競爭程度越高。

2．2．5 控制變量

參考李井林等［28］（2021）的研究，選取產權性質（SOE）、是否為重污染企業（HP）、是否為高科技企業（TEC）、第一大股東持股比率（Top1）、資產負債率（Lev）、凈資產收益率（Roe）、創新投入（RD）、獨立董事占比（Indep）、兩職合一（Dual）、托賓Q值（TobinQ）等10個變量作為控制變量。

各變量的具體含義如表1所示。

表1 變量定義表

2．3 模型設定

2．3．1 基本回歸模型設定

本文通過構建模型（2）來驗證假設1。模型中包括企業全要素生產率（TFP_LP）和企業綠色技術創新（GTI）以及相關控制變量。

在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距項；δ1～δ11 表示相關變量的回歸系數；δ表示殘差項。

2．3．2 中介效應模型設定

本文參照溫忠麟等［29］（2004）的研究，構建模型（3）—（5）來驗證假設2。

首先，在模型（3）的基礎上引入模型（4），檢驗綠色技術創新（GTI）對市場化水平（MAR）的影響；然后，引入模型（5）檢驗中介變量市場化水平在綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間的中介效應。

綜上，本文將市場化水平（MAR）作為中介變量引入回歸模型中，檢驗綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的作用機制。在模型中，i表示公司；t表示年份；δ0 表示截距項；δ1～δ12 表示相關變量的回歸系數；δ表示殘差項。

2．3．3 調節效應模型設定

為考察行業競爭程度（HHI）對綠色技術創新賦能制造業企業高質量發展的調節作用，根據溫忠麟和葉寶娟［30］（2014）的研究，構建模型（6）—（8）來驗證假設3、假設4和假設5。

首先，驗證直接調節效應。若模型（6）中的a3 顯著，則說明直接效應受到調節，即驗證假設3。然后，通過模型（7）和（8）驗證調節變量對中介效應的調節作用。若系數b3、c4 顯著，則說明調節變量能夠調節前半段路徑（綠色技術創新→市場化水平），即驗證假設4；若系數b1、c5 顯著，則說明調節變量能夠調節后半段路徑（市場化水平→制造業企業高質量發展），即驗證假設5；若系數b3、c5 顯著，則說明調節變量能夠調節前后路徑，即驗證假設6。在模型中，i表示公司；t表示年份；a0、b0、c0 表示截距項；a1～a7、b1～b7、c1～c9表示回歸系數；Controls表示控制變量集合；year為時間固定效應；id為個體固定效應；industry為行業固定效應；δ表示殘差項。

3 實證分析

3．1 描述性統計

表2 為描述性統計結果。其中：樣本企業中綠色技術創新的均值為0．656，標準差為1．011，最小值為0，最大值為7．066，這表明雖然我國A 股制造業企業綠色技術創新總體水平較高，但不同企業的綠色技術創新水平差距較大；企業高質量發展指數的均值為8．283，標準差為0．975，最小值為4．476，最大值為11．52，這說明制造業企業之間的發展水平參差不齊。其他控制變量的描述性統計結果與已有的類似研究基本一致。

表2 描述性統計表

3．2 相關性分析

表3 為相關性分析結果。根據表3 列（1）的結果可知，綠色技術創新與制造業企業高質量發展的相關性在1%水平下顯著為正，說明制造業企業的綠色技術創新能力能夠顯著推動企業高質量發展，初步驗證了假設1；列（2）中企業的綠色技術創新能力與產權性質、是否為高科技企業、資產負債率、凈資產收益率、創新投入、獨立董事占比、兩職合一在1%或5%的水平下顯著為正，說明綠色技術創新有助于改變企業所有權性質、提升企業的技術創新能力、提升企業資產負債率、提升企業凈資產收益率、增加企業創新投入、提高獨立董事占比、提高企業兩職合一的比重。

3．3 基準回歸分析

本文在假設1 的背景下以模型（2）為基礎進行基準回歸分析，回歸結果如表4所示。其中，列（1）和列（2）分別是未加入和加入控制變量的基本線性回歸（OLS）結果。從中可以看出，在未加入控制變量的情況下，GTI的系數為0．011，且在1%的水平下顯著，加入控制變量之后，GTI的系數為0．008，且依舊顯著為正，這說明綠色技術創新能夠顯著提升制造業企業的發展質量，但提升效果可能會受公司內部因素的影響。列（3）和列（4）分別是未加入和加入控制變量的固定效應回歸（FE）結果，可以看出綠色技術創新依舊可以對制造業企業高質量發展產生顯著的促進作用。

表4 回歸分析表

3．4 機制檢驗

3．4．1 中介機制分析

本文在假設2 的背景下以模型（3）—（5）為基礎進行中介機制檢驗分析，具體檢驗結果如表5 所示。列（1）是根據模型（3）對綠色技術創新與制造業企業高質量的關系進行分析得到的基準回歸結果，列（2）是根據模型（4）對綠色技術創新與市場化水平的關系進一步檢驗得出的結果。可以看出，綠色技術創新對市場化水平的具體影響效應值為0．147，且在1%的水平下顯著為正，說明綠色技術創新能夠顯著促進市場化水平的提升。列（3）顯示，綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間的相關系數為0．041，市場化水平與制造業企業高質量發展之間的相關系數為0．080，并且均在1%的水平下顯著為正，證明假設2 成立。

表5 市場化指數的中介機制檢驗

3．4．2 有調節的中介效應檢驗

本文在假設3、假設4、假設5、假設6 的背景下以模型（5）—（7）為基礎進行調節效應檢驗，檢驗結果如表6 所示。列（1）檢驗行業競爭度的直接調節效應，交乘項的系數為0．014，且在5%的水平下顯著，說明行業競爭強化了綠色技術創新對制造業企業高質量發展的推動作用，驗證了假設3 的成立。列（2）的交乘項并不顯著，但列（3）的交乘項在5%的水平下顯著，說明行業競爭度調節后半段路徑，假設4 和假設6 不成立，假設5 成立。市場化水平對企業高質量發展的影響效應值為0．188-0．075×HHI。即市場化水平每增加1個單位，企業高質量發展就增加0．188 個單位；同時，行業競爭度每增加1個單位，市場化水平就減少0．075 個單位。這說明行業競爭越強，市場化水平就越高，越能提升市場化水平對制造業企業高質量發展的影響，由此可以驗證假設5的成立。

表6 有調節的中介效應結果：行業競爭度與市場化程度

3．5 穩健性檢驗

在穩健性檢驗中，本文采用OP 法測算的全要素生產率以及經濟增加值（EVA）來重新測度制造業企業高質量發展指數，EVA=［凈利潤+(利息支出+研究開發費用調整項)×(1－企業所得稅稅率)］－(平均所有者權益+平均負債合計－平均無息流動負債－平均在建工程×5．5%)/主營業務收入。表7為更換了被解釋變量后的回歸結果。研究結果顯示，GTI的系數仍然在5%的水平下顯著為正，說明在更換被解釋變量測算方法后，回歸結果依舊穩健。

3．6 市場化水平的異質性分析

我國不同地區的市場化水平存在較大的差異，本文根據已公布的市場化指數來衡量各個地區的整體市場化水平，將高于市場化平均水平的樣本分為高市場化水平組；反之，將低于市場化平均水平的樣本分為低市場化水平組。實證結果如表8所示。在高市場化水平組，解釋變量的系數為正，且在10%的水平下顯著；在低市場化水平組，解釋變量并不顯著。這表明，綠色技術創新對高市場化水平地區制造業企業高質量發展的促進作用更顯著，這與上文的分析結果相一致。

表8 市場化程度的異質性檢驗結果

3．7 內生性檢驗

3．7．1 滯后被解釋變量

為解決互為因果等可能導致的內生性問題，本文通過滯后被解釋變量重新進行回歸。回歸結果如表9 所示。當被解釋變量滯后一期、滯后兩期時，綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間的關系依然在1%的水平下顯著為正，表明解釋變量與被解釋變量之間并不存在互為因果導致的內生性問題。

表9 綠色技術創新與滯后一期、滯后兩期制造業企業高質量發展的回歸結果

3．7．2 工具變量法

為解決遺漏變量等可能導致的內生性問題，本文選擇制造業企業綠色技術創新的行業均值（MEAN-GTI）作為工具變量并進行工具變量檢驗（見表10）。這是因為企業的綠色技術創新成果與行業綠色技術創新成果的均值密切相關，滿足相關性假設的條件。通過采用兩階段最小二乘法（2SLS），可進一步緩解反向因果或遺留變量等帶來的內生性問題。表10 為兩階段最小二乘法（2SLS）第一和第二階段的回歸結果，GTI的系數在1%的水平下保持顯著為正。由此可知，綠色技術創新存在行業同群效應，即當行業內其他企業進行綠色技術創新時，未進行綠色技術創新的企業也會效仿其他企業的做法進行綠色技術創新，同時綠色技術創新也能顯著促進企業的高質量發展。通過弱工具變量檢驗發現，并不存在弱工具變量問題，說明回歸結果具備一定的可靠性。

表10 內生性檢驗結果

4 結論與建議

本文基于2010—2021 年制造業A 股上市公司的非平衡面板數據，創新性地從“雙碳”目標視角切入，對綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間的關系和作用機制進行了理論分析與實證檢驗，得到如下主要結論。

第一，企業綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間存在顯著的正相關關系，且內生性、樣本選擇偏誤等檢驗結果顯示，研究結論具有穩健性；第二，綠色技術創新可通過提升要素市場的發育程度這一路徑來驅動制造業企業高質量發展，即要素市場的發育程度在綠色技術創新與制造業企業高質量發展之間發揮部分中介作用；第三，行業競爭度在綠色技術創新、市場化水平與制造業企業高質量發展之間的關系中具有調節效應，且行業競爭度對后半段路徑（市場化水平→制造業企業高質量發展）的促進作用更強；第四，異質性分析結果表明，綠色技術創新對高市場化水平地區制造業企業高質量發展的促進作用更顯著。

根據上述研究結論，本文基于“雙碳”目標，針對我國制造業企業綠色技術創新和高質量發展提出以下建議。

第一，推進制造業低碳綠色發展，以綠色技術創新帶動高排放、低效率的傳統發展模式向低碳模式轉換，提升制造業全要素生產率；第二，由于綠色技術創新對制造業高質量發展存在顯著促進作用，企業應順應時代發展趨勢，以低碳發展為核心導向，緊跟產業發展核心需求，積極踐行綠色發展戰略，充分引進高新技術人才以及高端制造設備，并不斷加大綠色專利技術研發的資金投入；第三，由于綠色技術創新對制造業企業高質量發展的作用在不同市場化水平下存在差異，有關部門要建立健康的管理市場和資本市場，加強外部約束，適當減少對企業經營的干預，充分發揮市場在資源配置中的作用；第四，深入貫徹落實綠色低碳轉型戰略，推動降碳節能和清潔生產，實施綠色制造工程，走綠色低碳發展道路。