農業上市公司綠色創新與企業績效關系研究

陳瑾瑜 劉永潔

(西南科技大學經濟管理學院，四川 綿陽 621010)

引言

當前經濟發展面臨著環境污染帶來的諸多挑戰，首當其沖的便是農業行業。傳統農業對環境變化非常敏感，同時農業面源污染又是環境污染的重要來源。因此，推行如生態農業、綠色農業等農業與環境共同發展的方法減少環境污染，增強對環境變化的抵御能力，可以帶來多種共同效益。黨的二十大報告提出，推動綠色發展，加快發展方式綠色轉型，深入推進環境污染防治，促進人與自然和諧共生。農業是事關國計民生的支柱性產業，農業的發展對整個國家和社會來說都尤為重要。中央一號文件多次提出，要加強現代農業設施建設，推進農業綠色發展，加強農業面源污染綜合治理，建設國家農業綠色發展先行區等政策意見。充分說明了黨和國家關于推行農業綠色、可持續發展的決心以及現代綠色農業的重要地位。現代綠色農業兼具經濟性和生態性，技術創新是現代農業發展的基礎，生態友好型技術(綠色創新)是現代綠色農業的基石[1]。企業是技術研發和利用的重要主體，綠色創新具有研發投入大、研究周期長和開發風險高等特點，此外農業綠色創新還具有較強的公益屬性，因此農業綠色創新面臨著主體動力欠缺的困境[2]。綠色創新通常不能在短期內帶來企業績效的明顯提升，許多管理者無法判斷其在研發中投入的大量資金和技術能否通過減少生產成本、環保處罰和提高生產效率等方式彌補環保支出的成本，所以進行綠色創新的積極性不足。農業上市公司是農業規模化經營的重要經營主體，研究農業上市公司綠色創新對企業績效的影響，明確綠色創新的經濟后果，有利于提高企業進行綠色創新的積極性，從而促進現代農業綠色發展和規模化經營。

1 文獻綜述

經濟的傳統高速發展，導致環境問題頻發，綠色創新成為環境友好型和資源節約型社會發展的重要動力，也是企業實現可持續發展的重要途徑。早在1995年Hart就指出，必須轉變經濟發展的方式避免對環境造成不可逆轉的破壞，并且提出污染預防比污染治理更加可取，更具有經濟和環境效益。人民群眾對美好生態環境的需求和政府對環境問題的重視，使綠色創新逐漸成為研究的熱點。綠色創新可以被視為與綠色產品或生產工藝、營銷技術、組織結構和管理系統或技術相關的創新的一個子類，這些產品或過程不僅可以改善環境績效，而且可以提高創新者的經濟績效[3]。目前關于綠色創新的研究主要分為綠色創新的影響因素和綠色創新的作用2個部分，學者基于不同的理論和研究視角取得了豐富的研究成果。關于綠色創新后果的研究，主要集中在環境績效和財務績效的關系上，目前沒有形成統一的結論。

Hart提出的自然資源為基礎的企業觀(NRBV)認為污染預防、產品管理、清潔技術和金字塔底部這4種NRBV資源對企業實現可持續發展，增強企業競爭力和開發潛在市場具有深遠的影響和積極作用[4]。Fanasch以1994—2017年1572家德國酒莊為樣本，研究發現，企業聲譽和生態認證對企業績效具有顯著的正向影響，企業環境績效和財務績效之間并不是此消彼長的關系，高環境績效可以樹立良好的企業形象，獲得社會聲譽優勢，提高企業產品和服務的競爭力，從而提升企業的財務績效。企業通過采取主動的環境戰略可以獲得低成本優勢和差異化優勢，進行綠色創新可以提高企業的財務績效。曹翠珍和趙國浩基于資源基礎觀視角，以我國資源型企業為樣本，研究發現綠色創新對企業競爭優勢存在顯著正向影響。解學梅等以合法性理論為研究框架，發現在中國重污染制造業企業中，綠色產品創新顯著促進了企業財務績效的提升，而綠色工藝創新更能提高企業的環境績效[5]。通過問卷調查，解學梅等研究實證了在我國長三角地區的制造業企業中，綠色創新對企業績效具有顯著的正向影響，并且在綠色供應鏈管理對企業績效正向影響中發揮了中介作用。趙樹寬等以中國A股上市公司2010—2019年的數據為樣本進行研究，實證了綠色創新與企業績效之間的顯著正向關系[6]。

傳統的觀點認為，環保標準提高會增加的企業治污成本，加重企業的負擔。環保投入、綠色創新等行為會對企業財務績效尤其是短期內的財務績效產生顯著的抑制作用。由于對綠色創新技術的低效率轉化和無效利用，進行綠色創新的能源企業中81%的能源企業綠色創新對企業績效的影響不顯著，或者對企業績效具有抑制作用。面對環境監管和市場壓力，管理者容易引發綠色形式主義和短視行為，加劇綠色創新的泡沫，抑制了環境績效和經濟績效的提高[7]。葉陳毅等認為，綠色創新和企業績效之間并不是簡單的線性關系，而是倒U型關系，只有到達門檻值，綠色創新對企業績效的影響才能由抑制作用轉為正向影響。

關于綠色創新與企業績效之間的關系，學者已經取得了豐富的研究成果，但是大多數學者均以制造業公司為研究樣本，缺乏對我國農業行業的研究。農業是我國的第一產業，農業面源污染更是污染防治的重點領域。綠色農業是我國綠色經濟的重要內容，現代農業的綠色轉型也是我國產業綠色轉型實現可持續發展的基礎。目前，國內對綠色農業的研究主要圍繞在綠色農業的概念，發展歷程現狀和前景，國外評價體系和發展方式介紹，存在的問題與對策等定性分析，理論分析和政策建議上。少部分學者展開了對農業企業實踐層面的定量研究，但是多以案例研究、問卷調查為主，綠色創新是一個相對動態的過程，基于企業實踐層面中長期的面板數據的研究是很有必要的。

2 理論基礎與研究假設

2.1 綠色創新與企業績效

綠色創新是創新的一個分支，在實現技術進步過程中，減少或者避免對生態環境的污染與破壞，強調環境效益和經濟效益的雙向奔赴。自然資源基礎理論(NRBV)為企業進行綠色創新提供了有利的理論支撐，企業要想實現可持續發展，不僅要關注財務績效，更應該注重提升環境績效。環境污染具有負外部性，與其他行業相比，農業行業的綠色創新具有明顯的公共品屬性，政府需要制定嚴格的環境規則政策來約束農業企業的污染行為和激勵綠色創新行為。綠色創新可以降低企業生產行為中污染物的排放，使其到達監管的要求，從而避免環保處罰，降低合規成本，甚至優先獲得政府的環保補助和綠色補貼從而彌補綠色創新初期的投入[8]。企業進行綠色創新，提高生產工藝的環境績效可以獲得可持續發展優勢，提高資源的使用效率從而降低生產成本獲得低成本優勢，研發綠色生態友好型產品可以獲得產品差異化優勢等，進而促進企業績效的提高。

綜上，綠色創新可以通過降低企業合規成本、生產成本，提高產品競爭力等提高企業績效水平。據此，提出如下假設。H1：綠色創新對企業績效具有積極影響。

2.2 綠色創新質量的中介作用

綠色創新的宗旨是實現人與自然的和諧共生，實現經濟發展和環境保護相輔相成。以往的研究在探討綠色創新與企業績效的關系時，往往聚焦于綠色創新“量”的研究，忽視了綠色創新“質”的影響。以技術進步為導向的高質量創新才是企業價值的源泉，而片面追求專利數量增加的策略性行為，不但無法增加企業長期價值，還會導致社會資源配置效率的低下[9]。綠色創新的“質”是決定綠色創新與企業績效關系的關鍵因素，已有的研究表明，高質量的綠色創新成果對企業績效具有顯著的正向影響，一項高質量的綠色創新成果要大于多項低質量綠色創新成果帶來的經濟效益和環境效益[10]。高質量的綠色創新能夠樹立良好的企業形象，提升品牌價值，可以贏得消費者的信任從而促進企業績效的提升，同時也可以激發企業的持續創新行為增強企業可持續發展績效[11]。企業必須創造有價值和獨特的資源，才能獲得競爭優勢以實現可持續發展和長期的成功，所以企業的綠色創新活動能否顯著提升企業績效，關鍵在綠色創新成果質量的高低[12]。技術創新是資源要素的高效組合，企業進行綠色創新活動，通過整合企業內外部與綠色創新相關的資源，提高研發人員的專業性和積極性，可以對綠色創新質量產生差異化影響。綠色創新成果的質量關系著資源的使用效率和產品的競爭力，從而對企業績效產生影響。

綜上所述，企業綠色創新行為可以影響綠色創新質量和企業績效，綠色創新質量是影響企業創新績效和經濟績效的關鍵因素。由此，提出以下假設。H2：綠色創新質量在綠色創新與企業績效關系之間發揮中介效應。

綜上，本文構建的理論模型如圖1所示。

圖1 理論概念模型

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取申銀萬國行業分類標準2021修訂版中的農林牧漁類的上市公司2010—2021年的數據為研究樣本。在此基礎上，剔除ST和*ST公司、財務數據和綠色創新數據缺失的公司，共得到了873個觀測值。為了避免數據中極端值對研究結果的影響，對所有連續變量進行了1%和99%分位點上的縮尾處理。財務數據來源于CSMAR數據庫，綠色創新數據來源于CNRDS數據庫，ESG評級數據來自WIND數據庫中第三方獨立評級的華證ESG評級結果，華證ESG評級從高到低AAA-C九檔評級，賦予9～1分。

3.2 變量的界定

3.2.1 被解釋變量

總資產報酬率ROA是衡量組織財務效率和盈利能力最常見的指標之一。考慮到數據的可得性和客觀性以及農業企業的特點，采用ROA作為企業績效的衡量標準。

3.2.2 解釋變量

專利通常是創新活動最具代表性的成果之一，本文參照黎文靖等、徐佳等、趙樹寬等學者的研究，采取企業當年申請的綠色專利數量作為衡量綠色創新的指標，為了避免0值的影響，對觀測期內每年申請的綠色專利數量+1再取對數。為了結果的穩健性，本文采用綠色發明專利申請數量+1取對數作為穩健性檢驗中綠色創新的衡量指標。

3.2.3 中介變量

本文借鑒Nie，Gong等的研究，采用綠色發明專利申請數量占總綠色專利申請數量的比率作為綠色創新質量的衡量標準。

3.2.4 控制變量

為了避免其他變量對研究結論的影響，參照解學梅等、趙樹寬等學者的研究，將ESG評分、資產負債率、企業規模、企業成長性、銷售利潤率、銷售利潤增長率、獨立董事比率、股權集中度、股權性質等變量作為控制變量。

各變量的測度方法如表1所示。

表1 變量定義表

3.3 模型設計

為了檢驗前文的假設，構建多元回歸模型1、模型2，分別如式(1)、式(2)所示。

ROAi，t=α0+β1LnGii，t+βnControlsi，t+εit

(1)

LnGiqi，t=α0+β1LnGii，t+βnControlsi，t+εit

(2)

式中，ROA表示企業績效；LnGi表示綠色創新；Controls表示控制變量；LnGiq表示綠色創新質量；α0表示截距項；i表示企業；t表示年份；ε表示隨機誤差項。

本文借鑒江艇[13]提出的中介效應檢驗方法，因為已有的研究證明綠色創新質量對企業績效具有顯著的促進作用，所以采用兩步法檢驗綠色創新質量是否在綠色創新與企業績效之間存在中介效應。模型1用來檢驗假設H1，如果模型1中β1顯著為正，則說明綠色創新對企業績效具有明顯的促進作用，假設H1成立。用模型1、模型2來檢驗H2，如果模型2中β1顯著，則說明綠色創新質量具有中介作用，假設H2成立。

4 實證研究

4.1 描述性統計和相關性分析

由表2可知，農業上市公司企業績效均值為0.03，中位數為0.033，表明研究期間樣本企業平均盈利能力較好，最小值為-0.265，最大值為0.226，標準差為0.068，整體差異可以接受，但部分企業盈利能力不容樂觀；農業上市公司綠色專利申請量均值為1.909，標準差為4.917，中位數為0，說明研究期間農業上公司綠色創新成果整體較低，有50%的觀測值沒有進行綠色創新，最大值為46，說明綠色創新成果差異較大；在觀測期間企業的綠色創新成果中，約有74.942%的綠色專利為綠色發明專利，說明綠色創新質量較高；企業ESG評級均值為3.846，中位數為4(B級)，最大值為7(A級)，說明整體ESG評級較低；SOE的均值為0.174，在研究樣本中有17.4%的國有企業；企業規模SIZE最小值為20.27，最大值為24.91，說明所選取的農業企業資本規模差距不大。

變量的Pearson相關性分析結果如表3所示。綠色創新與企業績效之間呈現顯著正相關關系(β=0.146，P<0.01)，綠色創新質量與企業績效之間呈顯著正相關關系(β=0.091，P<0.01)，綠色創新與綠色創新質量之前呈現顯著的正相關關系(β=0.619，P<0.01)，初步證明了本文的研究假設。各變量方差膨脹因子檢驗結果中，VIF平均值為1.29，最大值為1.88，遠小于臨界值10，說明不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的描述性統計表

4.2 回歸分析

為了控制潛在的異方差問題，本文使用OLS+企業層面的聚類穩健標準誤，進行多元回歸。

綠色創新對企業績效具有促進作用。如表4所示，模型(0)中綠色創新與企業績效具有顯著的正相關關系(β=0.009，P<0.001)，模型(1)在模型(0)的基礎上，加入了控制變量，檢驗結果表明綠色創新與企業績效之間仍然存在顯著的正相關關系(β=0.005，P<0.001)，說明企業進行綠色創新活動有利于提升企業績效，假設H1得到進一步驗證。此外，在農業上市公司中企業資本結構(LEV)與企業績效顯著負相關(β=-0.057，P<0.001)；股權集中度(TOP10)、盈利能力(SPR)和企業成長能力(GROW)與企業績效顯著正相關。

綠色創新質量的中介作用。由表4模型(2)可知，綠色創新對綠色創新質量具有顯著的提升作用(β=0.218，P<0.001)，企業進行綠色創新活動通過提高綠色創新質量可以實現企業績效高水平發展，綠色創新質量的中介效應成立，假設H2得到步驗證。此外，在農業上市公司中資本結構(LEV)與企業績效顯著負相關(β=-0.264，P<0.001)說明企業進行綠色創新活動一定程度上受到資本結構的影響，負債比率越高，對綠色創新活動的抑制作用越明顯。企業進行綠色創新可能面臨著一定的融資約束，可用資源對綠色創新質量存在影響。

表3 變量的相關性分析結果

表4 回歸分析結果

4.3 產權異質性影響

國有企業和非國有企業存在著治理模式、政府監管、戰略目標、資源稟賦和決策部署等方面的差異，綠色創新對企業績效的影響可能會有所差異。所以產權異質性檢驗是很有必要的。

國有企業具有突出的政治屬性，是國家政策制定、執行和監管的主要對象，隨著國家對環境保護的重視，綠色發展逐漸成為國有企業的政策性任務。由于國家政策和社會資源的傾斜，公眾認為國有農業企業進行綠色創新，減少對環境的污染與破壞是理所應當的，是與生俱來的責任與義務，對其社會責任的承擔敏感性較低，所以國有農業上市公司綠色創新對企業績效雖然有正向影響，但并不顯著。民營企業由于各方面的資源約束和營利性，為了降低污染治理成本和減少環保處罰，會加大綠色創新力度，注重提高創新的質量和綠色創新效率，實現突破性的技術創新，從而提高企業的綠色競爭力和可持續發展能力。民營企業積極進行綠色創新承擔社會責任，有利于提高利益相關者對企業的認同感，樹立良好的品牌形象，有利于增強企業的市場競爭力，促進企業績效的提升。所以在表5產權異質性回歸分析結果中可以看出，民營企業綠色創新對企業績效具有顯著的促進作用(β=0.006，P<0.001)。

4.4 內生性檢驗

為了解決本文的研究結論可能是由于企業績效本身較好的農業上市公司更傾向于進行綠色創新活動所導致的內生性問題，即反向因果關系。本文將解釋變量和部分控制變量采用滯后兩期即t-2期的數據，被解釋變量采用t期的數據進行回歸。回歸結果如表6所示，綠色創新(L2.LnGi)對企業績效仍然具有顯著的正向影響(β=0.003，P<0.05)。

表5 產權異質性回歸分析結果

4.5 穩健性檢驗

通過更換核心解釋變量衡量標準來進行穩健性檢驗。根據黎文靖、鄭曼妮的研究，發明專利的含金量、技術復雜程度和研發投入更高，本文選取綠色發明專利申請數+1取自然對數(LnGiP)來衡量綠色創新指標替代原有的使用綠色專利申請數量+1取自然對數(LnGi)的衡量標準。不僅可以檢驗綠色創新是否對企業績效具有促進作用，也可以檢驗綠色創新質量是否具有中介效應。結果如表6所示，綠色創新(LnGiP)對企業績效具有顯著的促進作用(β=0.007，P<0.01)，證明了本研究結論具有穩健性。

5 研究結論與啟示

本文以2010—2021年中國A股上市農業公司為樣本，檢驗了綠色創新與企業績效之間的正相關關系，分析了綠色創新質量對二者關系的中介效應。研究結論：綠色創新與企業績效之間存在顯著的正相關關系，企業綠色創新成果越豐富，對企業績效提升越明顯；綠色創新質量在綠色創新與企業績效之間起中介作用，企業高質量的綠色創新成果，可以促進企業績效的高水平發展；與國有企業相比，民營企業綠色創新對企業績效的正面影響更顯著，企業必須把綠色創新放進改善整個生產流程中，才能獲得綠色創新帶來的經濟和環境效益。

表6 內生性、穩健性回歸分析結果

本文的研究結論將對實現我國現代農業綠色轉型和農業企業可持續發展提供如下啟示。

政府應該營造良好的綠色創新氛圍。構建完善的創新保障和成果轉化機制。降低企業綠色創新的風險和成本，健全農業綠色創新知識產權保護制度，保護綠色創新成果加大侵權處罰力度；在農業知識產權審批過程中，加入“綠色審查”，增強農業綠色創新成果的生態價值；搭建專業化公共服務平臺，促進成熟適用綠色技術、綠色品種的示范、推廣和應用，助力實現綠色創新成果環境效應和經濟收益的最大化[14]。構建科學的綠色創新激勵機制。強化對農業綠色創新的財政激勵，緩解農業企業進行綠色創新的資源制約，鼓勵涉農企業積極進行綠色創新。建立綠色農業生態補償機制。農業綠色創新具有很強的正外部性，對企業實現的環境貢獻進行經濟補償，有利于提高企業的綠色創新動力，實現經濟效益和環境效益的雙贏。發揮市場的激勵作用。政府要用好市場化干預政策，做好綠色產品市場的消費引導和兜底。提高人民群眾的生態環保意識，引導社會綠色投資，釋放綠色技術市場需求空間，促進綠色產品消費[15]。

企業應該提高綠色創新的效率。樹立綠色創新意識和長遠的戰略眼光。積極推進綠色創新，要注重質量和數量雙重提升，實現生產和生態雙重改善。加強農業綠色創新人才的培養和儲備。高質量的綠色創新成果才能促進農業綠色科技的提升，提高農業綠色生產力，實現企業的可持續發展。發揮科研機構和農業高校聚合優勢，建立企業自主創新加產學研合作的綠色農業科研體系，提高農業綠色創新成果轉化率和企業綠色創新質量。密切關注市場動態。企業應該根據市場需求動態調整綠色創新策略，保持技術領先優勢，提高綠色產品的市場競爭力，促進企業可持續發展。