綠色金融政策能否助力企業綠色技術創新？
——基于多期雙重差分的經驗證據

張華 醴靜 劉冬陽

一、引言

當前，中國經濟正從資源依賴的粗放型增長向創新驅動的可持續增長模式轉變。綠色技術創新通過研發清潔技術節能降耗，是實現綠色發展的基礎和重要保障[1]。為克服企業綠色技術創新內生動力不足的障礙，黨的二十大報告指出，要完善支持綠色發展的財稅、金融、投資、價格政策和標準體系，加快節能降碳先進技術的研發和推廣應用，推動形成綠色低碳的生產方式。綠色金融改革創新試驗區試點政策（以下簡稱“試點政策”）應運而生。2017 年6月，中國人民銀行等七部委印發各省（區）《建設綠色金融改革創新試驗區總體方案》（以下簡稱“試驗區方案”），將浙江、江西、廣東、貴州、新疆五省（區）作為首批試點。2019年11月甘肅蘭州新區、2022年8月重慶市相繼獲批加入試點。試點政策作為綠色金融從藍圖到實踐的制度安排，旨在提高金融機構的綠色發展理念，引導綠色資金合理配置，為企業綠色技術創新提供資金支持，減少對“高耗能、高污染”企業的資金供給，倒逼其實施綠色轉型。

綠色技術創新是可持續發展的重要支撐[2]。現有研究主要從環境規制[3]、政府補貼[4]、企業社會責任[5]、媒體關注[6]和數字金融[7]等視角探討企業綠色技術創新績效的提升路徑和作用機制。作為綠色技術創新的影響因素，科學評估綠色金融政策效應具有重要價值，但現有研究尚未形成統一結論。從綠色金融基于環境約束的資金配給本質來看，部分研究發現綠色金融政策對企業綠色技術創新具有促進作用[8—11]，且在綠色金融發展水平較高省份的積極影響更顯著[9]。部分研究以綠色信貸[1]、綠色債券[12]為視角，同樣得出綠色金融政策可以顯著提升企業綠色技術創新的結論。關于其作用機制，現有研究主要認為是通過減少債務融資[1]、緩解融資約束[13]、改善企業債務結構[14]、提升投資效率[15]來實現。但從環境監管的視角來看，有研究發現對“兩高”企業貸款的限制增加了企業的生產成本，從而擠占了綠色技術創新的研發資金，對企業綠色技術創新形成阻礙[16]。綜上，鑒于綠色金融政策工具的多元化及復雜性，現有的研究結論并不統一且作用機理尚未明確。在此基礎上，本文擬將試點政策視為外生沖擊，構建多期雙重差分模型探討試點政策能否促進企業綠色技術創新，并進一步厘清試點政策對企業綠色技術創新的作用機理，刻畫不同企業規模、政府補助強度、信息透明度、市場競爭程度和行業環境敏感度等異質性情境下，試點政策對企業綠色技術創新的非對稱性影響，以期深化關于綠色金融政策經濟后果以及企業綠色技術創新影響因素的研究。

本文的邊際貢獻主要體現在：（1）拓寬了綠色金融政策經濟后果的研究。以往研究多關注2017 年首批試點政策的實施效果，本文將2019年第二批試點同時納入研究范圍，提供增量證據。（2）驗證并厘清了綠色金融政策和企業綠色技術創新之間的作用機制。以往研究評估綠色金融政策對企業綠色技術創新的作用機理大多停留在融資角度，本文則以研發投入和代理成本雙重視角，深入刻畫試點政策對企業綠色技術創新發揮激勵效應的內在邏輯。（3）考慮到政策實施存在多個時點，本文使用多期雙重差分模型、傾向得分匹配法進行驗證，有利于減少內生性問題對實證結果的干擾。

二、理論分析與研究假設

（一）試點政策助力企業綠色技術創新

綠色金融政策的本質是環境監管政策的創新和延伸[17]，兼具傳統金融和環境規制雙重功能[18]。波特假說認為，適當的環境監管政策可以激勵企業實施技術創新以提高競爭力[19]。環境效益屬性使得綠色金融政策成為企業開展綠色技術創新依托的制度安排。綠色金融改革創新試驗區的設立，通過創新綠色金融服務體系、完善配套政策和激勵約束機制，為企業主動開展綠色技術創新、實現綠色轉型賦能。

首先，試點政策的綠色金融資源配置功能配合綠色金融專項獎補政策以及激勵約束機制引導社會資本流向綠色企業，有助于緩解企業綠色技術創新面臨的融資約束[20]，從而激發企業的綠色技術創新活力。此外，試點政策發揮融資懲罰效應和投資抑制效應[21]，要求金融機構嚴控投向“兩高一剩”項目的信貸資金規模，增加了“兩高”企業的融資難度，倒逼企業加大環境治理支出，研發清潔技術，實施綠色技術創新，實現綠色轉型[22]。

其次，試點政策的信息披露制度有助于緩解綠色技術創新面臨的信息不對稱[20]。試點政策要求依法加強各主體間的信息共享，將企業污染排放信息、環境違法違規記錄等信息納入信用平臺，引導融資企業披露環境信息。通過金融科技與綠色金融的深度融合，實現智能化綠色信貸項目識別和環境效益測算，降低融資企業的“漂綠”風險，建立覆蓋面廣、共享度高、實效性強的綠色信用監管體系。因此，試點政策有助于緩解融資企業與投資者之間的信息不對稱，借助信息披露制度加強對企業綠色技術創新的監督[23]，進而推動企業開展實質性創新。

最后，試點政策可產生傳達綠色競爭的信號效應[24]，進而推動企業開展綠色技術創新。外部性理論認為，綠色技術創新在尋求經濟和環境雙贏的同時具有雙重外部性。因此，試點政策成為消除雙重外部性的有效政策手段[20]。綠色金融改革創新試驗區的設立傳遞出國家著力推動綠色發展的信號，因此投資者將更加注重綠色投資。在外部主體的監督下，企業的環境合規成本以及環境風險不斷提高，迫使企業積極實施綠色技術創新以對外展現良好的社會形象[25]。基于以上分析，本文提出假設H1。

H1：試點政策能夠促進企業綠色技術創新。

（二）試點政策影響企業綠色技術創新的機制分析

現有研究表明，資金不足是阻礙企業研發投入的主要因素[26]，研發資金的充裕度、人力投入強度將影響企業主動開展綠色技術創新的意愿與績效[27]。國家創新系統理論強調技術創新與政府職能的結合，因此政策引導對企業加大研發投入具有積極影響[28]。當試點政策預期發揮“創新補償效應”時[29]，“兩高”企業的資金借貸受到限制，環境合規成本上升[30]。低環境績效導致的外部融資壓力，使企業的創新動力得到激發[31]。同時，企業的行為決策往往受到同行影響。隨著試點政策的推行，企業通過傳遞綠色發展信號可獲得更多的研發資金[32]，并在行業中形成“示范效應”。此外，研發投入的增加可以內化為企業的環境競爭力[33]，即企業研發投入越多，越能獲得綠色技術創新相關的資源和信息，助力綠色技術設備升級[30]，從而提升綠色技術創新水平。基于以上分析，本文提出假設H2。

H2：試點政策通過增加研發投入促進企業綠色技術創新。

依據代理理論，在信息不對稱情況下，綠色技術創新的高投入、長周期、強不確定性、正外部性等特點與管理者追求短期業績和現金流的目標不匹配，管理層對綠色技術創新的態度將更趨于保守，因此代理問題成為阻礙企業綠色技術創新的重要因素[34，35]。試點政策能否降低企業代理成本、改善管理層的短視行為，對于促進綠色技術創新具有重要意義。

一方面，試點政策要求信息平臺共享暢通。為持續吸引投資，管理層會主動向外界釋放積極信號以增加投資者信心[36]。因此，試點政策嚴格的信息披露制度有助于金融機構通過有效的信息獲取強化對企業的外部監督，限制管理者的機會主義和利己行為，降低了傳統代理成本，確保資金用于企業綠色技術創新。另一方面，試點政策強調綠色金融標準體系的建立。金融機構通過甄別融資主體的綠色發展程度對應差異化的貼息補助以發揮信貸監督功能[37]。利益相關者對企業環境信息的知情權和關注度促使“兩高”企業的管理者更加重視環境治理，由此形成較高的環境代理成本。為樹立良好的形象，規避“漂綠”風險，企業將通過實施綠色技術創新來改善環境績效。基于以上分析，本文提出假設H3和假設H4。

H3：試點政策通過降低傳統代理成本促進企業綠色技術創新。

H4：試點政策通過增加環境代理成本促進企業綠色技術創新。

（三）商業信用的調節作用

試點政策要求金融機構在提供綠色信貸和綠色債券等綠色金融產品時重點考慮環保問題[38]，并利用綠色保險、綠色基金等綠色金融工具為綠色項目提供擔保，將資金引導到綠色產業。然而，金融機構識別企業風險的能力相對有限，需要外部主體協力解決。相較于金融機構，供應商由于合作頻次高而對融資企業更為了解，因此商業信用可以看作是供應商為融資企業提供的外部認證，能夠提高企業信用度。

圖1 研究框架圖

商業信用影響企業綠色技術創新的間接作用：一方面，替代性融資假說認為，商業信用可以緩解金融機構與企業之間由于信息不對稱產生的信貸配給問題。頻繁的業務往來使得供應商對企業的財務承擔能力[39]、資金狀況和行業競爭程度[40]、生產和創新活動[41]更為了解，能根據掌握的情況及時做出“信用配給”調整[42]。由此，供應商比銀行等金融機構更具有監管優勢[41]和信息優勢[43]。獲得商業信用的企業說明其風險處于可控水平，外部投資者更愿意將資金投放給該類企業，從而促進企業綠色技術創新水平的提升。另一方面，商業信用競爭理論認為，商業信用是一種產品市場競爭手段，供應商基于自利會考慮企業的實體經營、長遠發展以及市場競爭地位，而提供更多差別化的商業信用來維系與企業的關系[44]。供應商憑借商業信用可以降低交易成本，擴大市場份額，實現市場擴張和提高庫存管理效率的目的[45]。同時，“兩高”企業響應試點政策有助于樹立綠色形象，進一步增強企業在供應鏈中的話語權，對供應商形成虹吸效應[46]。因此，能獲得商業信用的企業是供應商經過風險評估和識別后綜合考慮的結果，能給金融機構和外部投資者釋放出企業質量良好的信號。根據互補理論，金融機構可以通過商業信用的信號功能進行信貸決策，獲得商業信用的企業更容易獲得金融機構和潛在投資者的認可和支持，從而獲得資金以促進企業綠色技術創新[41]。基于以上分析，本文提出假設H5。

H5：商業信用強化了試點政策對企業綠色技術創新的促進作用。

三、研究設計與數據說明

（一）模型設定

本文構造多期雙重差分模型考察試點政策對企業綠色技術創新的影響，具體模型設定如下：

模型（1）中，被解釋變量Gpatentit表示第i 個企業在第t年的綠色技術創新水平。Treatedi為分組虛擬變量，Postit為時間虛擬變量，兩者交乘項為核心解釋變量試點政策，系數β1表示試點政策促進企業綠色技術創新的凈效應。Controlsit為一系列控制變量。模型還控制了個體（μi）、時間（γt）、省份（φp）固定效應，εit為隨機擾動項。

（二）變量設置及定義

1.被解釋變量

借鑒王馨等[15]的做法，本文以綠色專利申請量來衡量綠色技術創新。為消除綠色專利申請量數據右偏分布問題，將綠色專利申請量加1 取對數。進一步，將綠色技術創新分為實質性綠色創新和策略性綠色創新。實質性綠色創新用綠色發明專利申請量加1 取對數表示，策略性綠色創新用綠色實用新型專利申請量加1取對數表示。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為試點政策（Treatedi×Postit）。屬于綠色金融改革創新試驗區試點省份的企業，Treatedi取1，否則取0。鑒于綠色金融改革創新試驗區政策于2017年和2019年末分批發布，由此設定：第一批試點省份在2017 年及以后設立，Postit取1，否則取0；第二批試點省份在2020 年及以后設立，Postit取1，否則取0。

3.機制變量

參考Chen 等[9]的研究，以研發投入取對數來衡量研發投入。參考王營等[33]的做法，選用經營費用率來衡量傳統代理成本。經營費用率等于管理費用和銷售費用之和占營業收入的比重。經營費用率越高，股東與管理者之間的代理成本越高。參考王馨等[15]的做法，使用企業管理費用中的綠化費、環衛費等環境治理費用加1 取對數來衡量環境代理成本。該值越大，代表企業環境代理成本越高。

4.調節變量

借鑒陸正飛等[43]的做法，以應付賬款、應付票據與預收賬款之和占總資產的比值來衡量商業信用。

5.控制變量

本文加入其他影響企業綠色技術創新的控制變量，具體包括企業規模、上市年限、企業價值、資產負債率、現金流水平、總資產收益率、企業成長性、市場勢力、股權集中度和獨董占比。

（三）樣本選擇與數據來源

2017年6月試點政策在浙江、江西、廣東、貴州、新疆五省（區）試行，2019年11月在甘肅蘭州新區試行。考慮到重慶市2022年8 月加入試點，年份較短且數據缺失，因此選擇第一批和第二批試點地區的企業作為實驗組。本文以2013—2021 年滬深A 股上市公司為研究樣本，并對數據進行如下處理：（1）剔除主要變量缺失的樣本；（2）剔除ST 公司樣本；（3）剔除金融業上市公司。由此共得到26989 個觀測值，其中實驗組含8738個觀測值，對照組含18251個觀測值。綠色專利數據來源于CNRDS數據庫，其他數據來源于CSMAR 數據庫。為降低極端值的影響，對所有連續變量進行1%的縮尾處理。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。被解釋變量綠色技術創新（Gpatent）的均值為0.418，表明樣本企業綠色技術創新平均水平總體較低，由標準差0.795 可見企業間的綠色技術創新差異較大。解釋變量試點政策的分組虛擬變量（Treated）的均值為0.324，表明試點政策輻射到的企業占樣本企業的32.4%；時間虛擬變量（Post）的均值為0.210，表明試點政策實施覆蓋樣本占總樣本的21%。

（二）相關性分析

變量間的Pearson 相關性分析結果（受篇幅所限，表略）顯示，試點政策（Treated×Post）和綠色技術創新（Gpatent）的相關系數為0.035，且均在1%的水平上顯著，初步印證了假設H1。通過Pearson 相關系數檢驗發現，絕大部分控制變量與企業綠色技術創新的相關系數均顯著，且其余變量間相關系數的絕對值均在0.6以下，表明本文所選變量合理且各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）回歸結果分析

試點政策對企業綠色技術創新影響的回歸結果見表3。（1）至（6）列均控制了個體、時間和省份固定效應，并使用穩健標準誤。結果顯示，無論是否加入控制變量，各列核心解釋變量的系數均在1%的水平上顯著，表明試點政策顯著促進了企業綠色技術創新，且達到“量質齊升”的效果。假設H1得到驗證。

（四）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文借鑒Beck等[31]的做法，以2017年為基期生成2013—2021年的年份虛擬變量，并將其與Treated交乘估計回歸系數。圖2 結果表明，被解釋變量綠色技術創新、實質性綠色創新以及策略性綠色創新的虛擬變量系數在試點政策發生前與0沒有顯著差異，說明實驗組和對照組符合平行趨勢假設。此外，從2017 年（即0）試點政策實施后，被解釋變量的波動幅度變化明顯，進一步表明試點政策能夠推動企業綠色技術創新，并且試點政策對企業實質性綠色創新的影響具有一定滯后性。

圖2 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為了排除樣本期間其他不可觀測隨機因素導致的估計偏誤，本文采用隨機抽樣方法進行安慰劑檢驗。具體而言，隨機抽取與試點地區企業數量一致的樣本作為虛擬實驗組，其余作為虛擬對照組，對模型（1）重復上述偽回歸500次，以避免其他小概率因素對估計結果的干擾。如圖3 所示，根據隨機生成實驗組的估計系數核密度分布可以看出，P 值絕大多數大于0.1，系數分布主要集中在0附近并服從正態分布。安慰劑檢驗中，偽回歸系數的均值接近于0，而基準回歸中的回歸系數顯著異于安慰劑檢驗得到的估計系數。因此，可以確定其他未被觀測到的隨機因素不會對多期DID 估計結果產生影響，實證結果具有穩健性。

圖3 安慰劑檢驗

3.傾向得分匹配

由于企業是否開展綠色技術創新具有自主性，為緩解樣本自選擇偏差導致的內生性問題，本文進一步采用PSM-DID 方法研究試點政策對企業綠色技術創新的影響。以控制變量作為傾向得分匹配的協變量，以Treated 作為被解釋變量，選擇Logit 模型來估計傾向得分，隨后采用1∶3 最近鄰匹配方法篩選樣本。表4顯示，通過PSM處理后，實驗組與對照組標準偏差的絕對值均在3%以內，且匹配后的控制變量平衡性檢驗P 值均大于10%，表明接受了匹配后匹配變量均值相等的原假設。因此，樣本符合平衡性檢驗要求，匹配后的數據可為下文進一步開展PSM-DID估計奠定基礎。

為保證樣本數據的匹配質量，在獲得傾向得分后進一步繪制了核密度函數圖（如圖4 所示），以檢驗匹配后的共同支撐域。圖4表明，在匹配前，對照組核密度圖的偏度和峰度均與實驗組偏離較大。在匹配后，政策試點樣本與未試點樣本的傾向得分具有較大范圍的重疊，而且多數觀察值都在共同取值范圍內，表明匹配效果良好。這為進一步使用多期DID探究試點政策對企業綠色技術創新的影響提供了良好的數據基礎。

圖4 核密度函數圖

在上述匹配樣本的基礎上，本文進一步構建PSM-DID 模型進行再估計。表5為匹配后的多期DID 回歸結果，可以看出，試點政策對企業綠色技術創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的影響均顯著為正。說明在考慮自選擇問題后，結論與基準回歸結果保持一致。

4.滯后被解釋變量

考慮到綠色技術創新的產出周期較長，本文對被解釋變量分別滯后一期進行回歸，結果如表6 所示。可以看出，考慮綠色技術創新的產出周期特征后，試點政策對企業綠色技術創新、實質性綠色創新的影響均在10%的水平上顯著為正，對策略性綠色創新的影響在1%的水平上顯著為正。結論與基準回歸結果保持一致。

5.排除其他政策干擾

為避免試點政策實施期間受其他政策的干擾而造成基準估計結果偏誤，本文主要考慮啟動于2013年6月的碳排放交易試點政策。該政策由深圳市率先啟動，北京市、天津市、上海市、廣東省在當年陸續加入，隨后湖北省和重慶市于2014 年、福建省于2016 年也分別啟動。碳排放交易權政策具有影響樣本期間企業綠色技術創新的可能性。因此，在基準回歸中加入政策虛擬變量，避免其對回歸結果的影響。Cecpost 表示企業所在城市當年是否屬于碳排放交易權試點城市，如果是則取1，否則取0。由表7（1）至（3）列可知，交互項回歸系數均在1%的水平上顯著為正。由此可知，排除政策干擾后的估計結果與基準回歸結果相似。

五、異質性分析

（一）企業規模異質性分析

企業規模差異帶來的資源稟賦差異在一定程度上會影響企業綠色技術創新。本文按照企業規模中位數將樣本分為規模較大組和規模較小組，以檢驗試點政策對不同規模企業的綠色技術創新、實質性綠色創新和策略性綠色創新的差異化影響。由表8（1）和（2）列可知，規模較大組的試點政策回歸系數在5%的水平上顯著，規模較小組并不顯著，表明試點政策提升企業綠色技術創新的影響力主要集中在規模較大的企業。同樣，試點政策對企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的促進作用也集中體現在規模較大的企業。由以上結果可知，試點政策對企業綠色技術創新的促進作用存在規模異質性。

（二）政府補助強度異質性分析

本文以企業獲得的政府補助加1取對數來衡量政府補助強度，按照中位數將其分為政府補助力度較強組和政府補助力度較弱組，以檢驗試點政策對獲得不同政府補助力度企業綠色技術創新的差異化影響。由表9（1）和（2）列可知，政府補助力度較強組的試點政策回歸系數在1%的水平上顯著，政府補助力度較弱組并不顯著，表明試點政策對企業綠色技術創新的促進效應需要在較強的政府補助力度下才能實現。同樣，試點政策提升企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的效果也主要體現在政府補助力度較強的企業中。由以上結果可知，提升政府補助強度對企業實施綠色技術創新具有重要意義。一方面，政府補助可以緩解企業綠色技術創新的外部性問題，激發企業創新活力；另一方面，政府補助作為企業研發創新的重要資金來源，可以緩解其融資約束，激勵企業不斷開展綠色技術創新。

（三）信息透明度異質性分析

本文選用研報關注度作為信息透明度的代理變量，將研報關注度按照中位數分為信息透明度較高組和信息透明度較低組，以檢驗試點政策對不同信息透明度企業綠色技術創新的差異化影響。研報關注度越大，說明企業的信息透明度越高。由表10（1）和（2）列可知，信息透明度較高組的試點政策回歸系數在1%的水平上顯著，信息透明度較低組并不顯著，表明試點政策提升企業綠色技術創新的影響主要體現在信息透明度較高的企業中。同樣，試點政策提升企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的作用也主要體現在信息透明度較高的企業中。主要原因是，企業的信息透明度越高，與投資者的信息不對稱程度越低，投資者可以通過信息披露渠道加強對企業綠色技術創新的了解與監督，能夠有效促進企業綠色技術創新。

表1 主要變量設置及定義

表2 描述性統計

表3 試點政策對企業綠色技術創新的影響

表4 PSM平衡性檢驗結果

表5 PSM-DID回歸結果

表6 滯后被解釋變量

表7 排除其他政策干擾

表8 企業規模異質性

表9 政府補助強度異質性

表10 信息透明度異質性

（四）市場競爭程度異質性分析

赫芬達爾指數（HHI）是衡量市場競爭的重要指標，HHI 指數越高，說明市場集中度越高，市場競爭程度越低。本文根據HHI 的中位數，將位于中位數以下的市場定義為高競爭市場，將位于中位數以上的市場定義為低競爭市場，以檢驗試點政策對不同市場競爭程度下企業綠色技術創新的差異化影響。由表11（1）和（2）列可知，低競爭市場組的試點政策回歸系數在10%的水平上顯著，高競爭市場組在5%的水平上顯著，無論顯著性水平還是系數大小，均表明試點政策提升企業綠色技術創新的效果主要體現在高競爭市場的企業中。同樣，試點政策提升企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的效果也主要體現在高競爭市場的企業中。由此表明，當市場競爭程度較高時，企業面臨競爭壓力較大，為獲得競爭優勢，企業會增加創新投入，提升綠色技術創新水平。

表11 市場競爭程度異質性

（五）行業環境敏感度異質性分析

為進一步探究試點政策在環境敏感度不同的行業中是否具有異質性效果，本文借鑒沈能[47]對行業污染屬性的劃分方法，將樣本分為高環境敏感行業和低環境敏感行業。由表12（1）和（2）列可知，低環境敏感行業的試點政策回歸系數在1%的水平上顯著，高環境敏感行業并不顯著，表明試點政策提升企業綠色技術創新的作用主要對低環境敏感行業的企業有效。同樣，試點政策提升企業實質性綠色創新和策略性綠色創新的作用也主要體現在低環境敏感行業的企業中。以上結果表明，低環境敏感行業的企業本身污染排放較少，實施綠色技術創新難度較小，創新風險也較低，因此，低環境敏感行業的企業對試點政策的響應度更高，實施綠色技術創新的積極性也更高。

表12 行業環境敏感度異質性

六、機制檢驗

在前文分析基礎上，進一步探究試點政策通過何種機制影響企業綠色技術創新。

（一）作用機制分析

機制檢驗一般有三種途徑：一是利用中介效應模型；二是利用交互效應模型；三是直接使用機制變量對解釋變量進行回歸。由于中介效應模型更適用于心理學研究，在經濟學研究領域容易產生內生性偏誤和機制識別不完整的情況，交互效應模型的實際含義也不能完全解釋為經濟機制[48]。因此，參考江艇[49]的研究，本文設置模型（2）、（3）和（4）分別用于分析試點政策對企業綠色技術創新的作用機制。如果試點政策可以增加研發投入，那么模型（2）中的β1應顯著為正；如果試點政策可以降低傳統代理成本，則模型（3）中的β1應顯著為負；如果試點政策增加了環境代理成本，則模型（4）中的β1應顯著為正。上述中介變量對企業綠色技術創新的影響通過理論推導得出。作用機制分析模型如下：

表13（1）列是試點政策對研發投入影響的回歸結果，試點政策的回歸系數為0.0768，且在1%的水平上顯著，表明試點政策可以增加企業研發投入。而研發投入是企業開展綠色技術創新的重要基礎。現有研究表明，增加企業研發投入對綠色技術創新具有促進作用[50]。企業通過持續投入研發資金，引入先進設備和創新人才，完善研發體系，從而在綠色技術創新方面取得更多突破。結合本文的研究，試點政策通過增加企業研發投入促進綠色技術創新，驗證了假設H2。

表13 機制檢驗

（2）列是試點政策對傳統代理成本的回歸結果，試點政策的回歸系數為-0.0056，且在1%的水平上顯著，表明試點政策能夠降低企業傳統代理成本。傳統代理成本是企業綠色技術創新的關鍵制約因素。根據李井林等[51]的研究，傳統代理成本越高則對企業綠色技術創新的抑制作用越強。試點政策能夠發揮傳統金融和環境規制雙重功能，引導金融機構降低對“兩高”企業的信貸額度，管理層可控的自由現金流減少，內部監督成本下降，從而有效降低傳統代理成本。同時，試點政策的雙重功能減輕了管理者的短視行為，通過推進創新決策提升綠色創新績效。結合本文的研究，試點政策通過降低企業傳統代理成本促進綠色技術創新，驗證了假設H3。

（3）列是試點政策對環境代理成本的回歸結果，試點政策的回歸系數為0.0353，且在5%的水平上顯著，表明試點政策增加了企業環境代理成本。環境代理成本的實質是為最小化環境懲罰方面的代理問題所發生的成本[15]。較高的環境代理成本代表試點政策作為外部規制工具對管理層施加了較高的環境治理監督，迫使企業加大環境治理相關費用支出，激勵企業通過創新掌握更為先進的綠色技術，以更環保的方式運營。結合本文的研究，試點政策通過增加企業環境代理成本促進綠色技術創新，驗證了假設H4。

（二）調節效應分析

模型（5）用于檢驗商業信用對試點政策影響企業綠色技術創新的調節效應。如果β2顯著為正，說明商業信用可以強化試點政策對企業綠色技術創新的促進作用。調節效應分析模型如下：

表13（4）列顯示，交乘項Treated×Post×Tc 的回歸系數為0.480，且在1%的水平上顯著，表明商業信用強化了試點政策對企業綠色技術創新的促進作用。（5）和（6）列表明，商業信用也可以強化試點政策對實質性綠色創新、策略性綠色創新的促進作用。以上結果驗證了假設H5。

七、結論與建議

本文以綠色金融改革創新試驗區設立為準自然實驗，通過滬深A股上市公司面板數據，運用多期雙重差分法探究試點政策對企業綠色技術創新的影響，主要研究結論如下：（1）試點政策對企業綠色技術創新達到“量質齊升”的促進效果，但對實質性綠色創新的影響存在一定滯后性；（2）試點政策對企業綠色技術創新的促進作用在規模較大、政府補助力度較強、信息透明度較高、市場競爭程度較高以及低環境敏感度行業的企業中更為顯著；（3）試點政策通過增加研發投入、降低傳統代理成本、增加環境代理成本來促進企業綠色技術創新；（4）商業信用強化了試點政策對企業綠色技術創新的促進作用。

結合上述研究結論，本文提出以下政策建議：（1）政府應進一步完善試點政策體系，繼續擴大綠色金融改革創新試驗區試點范圍；增強政策的“靶向性”，有針對性地向規模較小、政府補助力度較弱、信息透明度較低、市場競爭程度較低以及高環境敏感度行業的企業傾斜。（2）企業應結合自身情況，順應社會發展趨勢，尤其是重污染行業的企業要主動謀求綠色轉型，以增強可持續競爭力；企業要主動提高信息透明度，向社會展示良好的形象，增強投資者信心，以吸引更多的資金支持；企業要重視與供應商之間的合作，利用商業信用獲得更便捷、充足的創新資金支持。（3）金融機構要借助政策找準自身定位，實現綠色金融與數智金融的結合，加強對融資主體風險的實時監控，確保資金真正用于綠色項目，助力企業實現高質量發展。