綠色補貼對儲能企業綠色創新的影響研究
——基于2013—2022上市公司的數據

郭奕均，張雨萌（湖北經濟學院 會計學院，湖北 武漢 430205）

一、引言

黨的二十大報告指出，在全面建成社會主義現代化強國的新征程上，我們要以更大的責任和擔當，推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。在上述背景下，我國通過各種激勵措施鼓勵企業進行技術創新，特別是對綠色技術創新給予更多支持。

現有文獻多數是有關環保政策與綠色創新的研究成果，且現階段文獻研究行業較為分散，主要以高新技術行業、重污染行業和新能源汽車行業作為研究對象，針對行業性的研究較少，鮮有針對儲能行業政府補貼與綠色創新的研究。與其他行業相比，儲能行業致力于能源轉換與儲存，具有獨特的技術特點、市場需求和發展動力，隨著儲能企業在中國可持續發展中的地位日益突出，政府對其的支持力度也不斷加大。政府補貼在能源整合、系統穩定、轉換技術等創新方面起到一定影響，本文將根據研究結果提供可參考的經驗證據和相關建議。

二、研究假設

（一）政府補貼與儲能企業綠色創新

關于政府補貼對企業綠色創新的影響，學術界還未形成統一的定論。但不少研究表明，政府補貼對綠色創新起到了積極的推動作用。首先，政府補貼提供了資金支持，降低了企業進行綠色技術研發的財務風險，鼓勵了企業增加創新投入[1]。其次，政府補貼可以幫助企業在市場競爭中取得優勢，提高了企業進行綠色創新的積極性。根據信號傳遞理論，政府對特定創新領域提供補貼被視為對該領域的支持和發展前景的肯定。此外，隨著環保意識的不斷提高，采用環境友好的方式提供綠色產品和服務已經成為當下和未來企業獲取競爭優勢的重要途徑。政府對綠色環保產品的重視可以激發企業間的競爭，促進綠色創新技術的快速進步和推廣[2]。基于以上分析，本文提出假設：

H1：政府補貼會促進企業的綠色創新，政府補貼增多，綠色創新效率隨之提高。

（二）研發投入在政府補貼和綠色創新的中介作用

綠色創新是協調環境保護與企業績效的關鍵，政府加大研發投入可以實現技術進步，降低生產過程中污染物的排放，從源頭上減少環境污染[7]。但企業綠色轉型過中程通常耗時長、投資大、風險高，且短期內收益微乎其微，對于資金緊缺、風險承受能力較弱的企業來說較為不利[3]。在此情況下，政府補貼為企業提供了額外的資金支持，降低了企業進行研發活動的財務風險，對企業提供了隱形保障，這使得企業更加愿意增加研發投入進行技術創新，加快綠色轉型的步伐。基于以上分析，本文提出假設：

H2：政府補貼會通過促進企業的研發投入從而促進企業的綠色創新。

（三）企業產權結構在政府補貼和綠色創新的中介作用

我國非國有企業與國有企業相比，在融資約束程度、研發能力、管理水平、經營機制和市場環境及資源配置等方面都存在差異[6]。與國有儲能企業相比而言，非國有儲能企業面臨著融資難、資金緊缺程度大、資源配置能力低等困難，以及企業和外部投資者之間的信息不對稱，導致非國有企業很難吸引到研發資金。在這種情況下，政府補貼意味著對企業和行業的認可和支持。非國有儲能企業通常面臨更加激烈的市場競爭和生存壓力，因此有更強的動力進行綠色創新。基于以上分析，本文提出假設：

H3：相較于國有企業,政府補貼對非國有企業的技術創新績效促進效果更好。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文通過對儲能A 股上市企業數據進行研究，去除ST、*ST、退市企業的樣本數據，去除缺失樣本的數據，最后運用2013—2022 年314 個企業總計2075 個樣本數據進行研究政府補貼對儲能企業綠色創新的影響。

（二）模型設定與說明

由于綠色創新可能受到不同因素的影響，不同年份和行業也會影響被解釋變量，因此，采用控制年份和行業的雙向固定效應模型進行估計。為研究政府補貼對綠色創新的影響，構建模型（1）：

此時，為了研究研發投入的中介效應是如何的，接下來進行逐步回歸法，研究解釋變量對中介變量的影響，以及解釋變量、中介變量對被解釋變量的影響，構建模型（2）（3）

其中，α0為常數項，αi為系數項，代表解釋變量對被解釋變量的影響方向，i 代表第i 個企業，t 代表第t 年，εit為隨機誤差項，CV 表示控制變量。Year 表示年份虛擬變量，Ind 表示行業虛擬變量，分別控制年份和行業帶來的影響。

（三）變量選取（見表1）

表1 變量定義

本文的被解釋變量是綠色創新產出指標企業綠色專利申請數（lnGreen）。本文儲能行業綠色專利申請數作為企業綠色創新數量的衡量指標，加1 后取自然對數，得數越大綠色創新能力越高。

本文的解釋變量是政府補助金額（lnSUB）。采用企業當年所獲得的所有政府補貼總額進行衡量，對企業研發成本或單位生產成本進行補貼。

本文的中介變量是研發金額（lnRD）。本文主要衡量的是研發資金投入強度, 用研發費用/營業收入的比值進行表示。

本文控制變量較多，參考其他學者的研究，將企業所有權性質設置為啞變量，當SOE 為1 時，表示該企業為國有企業，當SOE 為0 時，則表示該企業為非國有企業；將行業差異設置為啞變量，當Ind為1 時，表示是儲能行業；當Ind 為0 時，表示非儲能企業，具體變量定義如表1 所示。

四、實證研究結果

（一）描述性統計

接下來對數據進行描述性統計（見表2）。

表2 描述性統計

其中，lnGP 的均值為0.8213，標準差為1.1148，相對均值來說，標準差比較大，因此，綠色創新專利申請數的波動是比較大的，且均值傾向于最小值，lnSUB 的均值為16.5052，均值偏向于最大值，lnRD的均值為18.2155，對數化后數據的波動均有所減少，資產負債率的均值為0.4459，總資產報酬率、現金流以及營業收入增長率的波動比較大，第一大股東持股比例的均值為0.3323，共有20.72%的儲能企業為國有樣本，企業年齡的均值為2.8538。

（二）多元回歸結果

接下來進行回歸分析，了解解釋變量政府補助對綠色創新專利申請數的影響（見表3）。

表3 模型估計

模型1 估計結果顯示：解釋變量lnSUB 的影響系數為0.04，在1%的顯著性水平下顯著，即存在有顯著的正向影響，在其他變量不變的情況下，政府補助每增加1%，會引起企業綠色創新平均增加0.04，控制變量Size、Lev、ROA、SOE 均對lnGreen 存在有顯著的影響，且Size、Lev、ROA 均對lnGreen 存在有顯著的正向影響，而SOE 則存在顯著的負向影響，即國有比非國有的綠色創新專利申請數是相對較低。此時，在中介效應的第二步中，lnSUB 對lnRD 的影響系數為0.17，在1%的顯著性水平下顯著，通過了檢驗，即解釋變量政府補助的增加會增加企業的研發支出，說明政府補助主要通過影響企業的研發投入從而影響企業的綠色創新產出。

（三）異質性分析

接下來研究國有以及非國有政府補助對綠色創新的影響，分析如表4 所示。

表4 異質性分析

可以看到，國有的lnSUB 對lnGreen 的影響系數為-0.0176，不存在有顯著的影響，而非國有的lnSUB 對lnGreen 的影響系數為0.0624，存在顯著的正向促進作用。

（四）穩健性檢驗

為了檢驗模型結果是否穩定，本文通過選擇滯后一期解釋變量的形式進行穩健性檢驗（見表5）。

表5 穩健性檢驗

此時，滯后一期的lnSUB 的影響系數為0.0488，在5%的顯著性水平下顯著，滯后一期的lnSUB 對lnRD 的影響系數為0.1196，而第三步中，滯后一期的lnRD 仍然是存在有顯著的正向促進作用，說明結果是比較穩健的。

五、結論與政策建議

本文運用雙向固定效應模型進行研究政府補貼對儲能企業綠色創新的影響。研究結果表明：（1）政府補貼對企業綠色創新有顯著的正向促進作用而非表現為“擠出效應”；（2）研發投入在政府補貼與儲能企業中間發揮了中介作用，研發投入越多，企業綠色創新效率越高；（3）政府補貼對非國有企業綠色創新效果大于國有企業綠色創新效果。

基于以上分析，本文提出以下政策建議。

1.就政府而言，可以設定研發補貼政策，鼓勵企業投入更多的資金用于研發新產品、新技術，為了持續優化研發導向的補貼策略，政府機構需要定期對其執行效果進行評估，對于不同產權類型的企業，政府可以采取差別化的補貼政策，對符合特定環保標準和技術水平的企業給予更多支持。這樣的過程有助于政策制定者及時發現并解決存在的問題，從而確保政策能夠持續推動儲能技術的研發和創新。

2.就企業而言，應當意識到綠色創新在商業戰略中的地位，既要注重綠色技術的研發和應用，也要注重企業內部的環保理念和制度建設，形成全方位、多層次的綠色創新體系，積極推廣綠色文化，提升員工的環保意識，培養員工的綠色創新能力。同時，企業需要密切關注市場和政策動態，以便及時調整其綠色創新策略，最終實現經濟效益和環境效益雙重提升。