金融錯配、組織韌性與農業企業綠色創新

黃薈婕，鄭黎陽，張心靈

（內蒙古農業大學a.經濟管理學院；b.人文社會科學學院，呼和浩特 010051）

0 引言

農業經濟綠色發展是對傳統農業發展觀的一場深刻變革，對農業技術綠色創新提出更高的要求[1]。然而，金融錯配在我國的金融市場運行中長期且普遍存在，金融資源對農業技術綠色創新的資金支持、風險管理、信息披露和收益保障等功能無法有效發揮，嚴重制約農業企業綠色創新活動的開展和綠色創新能力的提升。因此，厘清金融錯配對農業企業綠色創新的影響及其機制，對于農業企業綠色成長，農業經濟綠色發展以及鄉村振興戰略精準實施意義重大。

學者圍繞金融錯配對創新的影響進行了廣泛研究。宏觀層面，國家的創新活動依賴于金融資源與創新系統的良好互動，金融資源低效配置增加了資助創新的阻礙，降低了創新系統效率[2]。微觀層面，金融錯配對高融資成本企業的創新投入形成擠出效應[3]。金融錯配正向影響國有企業的創新總產出，負向影響民營企業的創新總產出[4]。融資成本低的企業偏好技術引進而非自主創新。作用機制方面，政府補貼是緩解金融錯配對企業創新不利影響的有效手段，政策扭曲和金融摩擦是金融錯配影響創新的傳導中介，知識產權保護、政治關聯、金融歧視等能夠調節金融錯配對創新的影響。以上研究為本文提供了理論支撐和啟示。與傳統創新不同，綠色創新本質上是犧牲短期經濟價值換取長期生態價值的過程，農業企業的綠色創新具有“農業+綠色”的雙重外部性和“農業+創新”的雙重風險性，有必要進一步挖掘和探索。

另外，已有研究更多地關注外部因素在金融錯配和企業創新之間的作用機制，缺乏對內外部環境的考慮，忽略了企業自身的資源稟賦對金融錯配沖擊的緩沖作用。組織韌性作為一種攻守兼備的企業高階動態能力，是企業應對外部沖擊實現轉“?！睘椤皺C”的關鍵，對企業創新具有重要影響。組織韌性能夠增加知識的整合利用，培養親社會行為以及減少組織錯誤，增強企業的創新能力[5]。組織韌性的學習能力、適應能力維度在技術創新和創新績效中發揮中介作用[6]。組織韌性是否在外部金融錯配沖擊和綠色創新產出之間發揮重要作用，值得進一步探索和檢驗。

鑒于此，本文在理論分析的基礎上，利用2011—2020年我國A 股上市農業企業的面板數據實證檢驗金融錯配對農業企業綠色創新的影響，采用逐步因果法、面板門限回歸分別檢驗綠色創新投入、組織韌性在該影響中的中介效應和門檻效應。

1 理論分析與研究假設

農業企業綠色創新相較其他行業或其他投資項目，更容易受金融錯配的影響：（1）抑制研發資金的投入。農業企業綠色創新具有“農業+綠色”的雙重外部性，金融錯配使綠色創新決策更加保守。“高效低配”的企業缺乏穩定、持續的外源性融資，研發資金很難達到最優規模[7]。受到外部環境沖擊時，這些企業傾向率先減少對綠色創新項目的投資獲取財務績效的平穩表現。“低效高配”的企業的融資優勢也很難刺激其將資金投入低效、風險大、外部性強的綠色創新活動，與其他企業的利息差反而為其套利創造了空間[8]。

（2）抑制創新產出。農業企業綠色創新的雙重風險性使其成敗易受外部環境影響。隨著金融錯配程度的增加，“高效低配”企業的綠色創新活動因資金短缺而停滯的風險成倍增加，創新成功率降低。即使創新成功，金融錯配導致的薪酬激勵、員工培訓、固定資產等投入不足，也會嚴重降低創新產出的效率和質量?！暗托Ц吲洹逼髽I價格低廉的信貸資源沒有激發其創新活力，反而使其更加依賴于通過技術引進或模仿創新等方式規避環境規制。

就綠色創新投入與綠色創新產出的關系而言，綠色創新投入能夠有效強化綠色創新的資源基礎，提升創新能力，改善創新效率。雖然，綠色創新活動涉及外部環境及企業自身多方面因素，但隨著綠色創新投入的增加，企業的知識積累和動態能力隨之增強。遵循規模經濟的邏輯，企業在綠色創新方面的集中投入能夠有效提升其綠色創新活動的效率和綠色創新產出的質量。另外，創新投入的增加能夠拓展企業創新產出的廣度，有助于企業創新資源的合理配置和知識協同[9]。

綜上，本文提出以下假設：

假設1:如果其他條件不變的情況下，金融錯配會抑制農業企業綠色創新。

假設1a:金融錯配會抑制農業企業綠色創新投入。

假設1b:金融錯配會抑制農業企業綠色創新產出。

假設1c:金融錯配會通過抑制綠色創新投入而減少農業企業的綠色創新產出。

組織韌性作為應對金融錯配沖擊的“抵抗能力”，對于融資模式剛性強、外部金融支持下確定性強的農業企業綠色技術創新顯得尤為重要。金融錯配沖擊前，組織韌性的預期性反應能夠調動組織警覺能力和部署能力，捕捉和感知容易導致融資規模和成本波動的潛在危險信號，迅速進行融資及綠色創新方案的調整、部署和資源預調度，提高響應速度，避免融資危機進一步升級[10]。在金融錯配發生時，農業企業往往具有較強的組織剛性，難以做出及時調整。組織韌性的防御性反應能夠調動組織的資源協奏能力和適應性重構能力，通過試錯急速調整組織認知，建立循環迭代、動態、敏捷的制度秩序以突破剛性約束，挖掘可利用資源的新用途和創造性地配置資源組合以促進資源模塊間的協同，平滑不利影響。在金融錯配發生后，組織韌性的成長性反應企業從被動的適應轉變為主動的機會搜尋[11]，探索金融錯配沖擊為企業帶來的新機會，幫助企業在金融錯配逆境下實現綠色創新能力的蛻變與進化。對此，本文提出以下假設：

假設2:金融錯配對綠色創新的抑制受到組織韌性門檻作用的影響。

假設2a:具有較高組織韌性的企業，能夠較好地應對金融錯配的沖擊，從而降低金融錯配對綠色創新的抑制作用。

假設2b:具有較低組織韌性的企業，對金融錯配沖擊的抵御能力弱，會放大金融錯配對綠色創新的抑制作用。

2 研究設計

2.1 變量選取

（1）因變量。既有文獻通常采用（Inv）綠色專利申請數量、綠色專利授權數量、綠色發明專利數量或綠色專利占比對綠色創新產出進行衡量。本文認為：第一，專利授權相較專利申請具有一定的滯后性；第二，綠色發明專利具有較高的含金量，綠色實用新型專利則具有較高的實用價值；第三，綠色專利占比更多體現企業對綠色技術的重視程度而非實際的技術創新程度。在借鑒已有研究的基礎上[12]，基于以上三點考慮，本文采用綠色發明專利與綠色實用新型專利申請量之和加1 的自然對數衡量企業的綠色創新產出。

（2）核心自變量。金融錯配（Fm）的測量方法主要有全要素生產率損失法、增量資本產出率法、國有銀行信貸指標產出法、資本成本法以及信貸資源協調度法。在借鑒已有研究的基礎上[13]，考慮到研究對象為微觀企業主體，本文采用資本成本法測量企業受到的金融錯配程度。具體計算公式為：

其中，FM為金融錯配，Int為融資成本，Debt為負債，Pay為應付賬款，I為行業平均利率。

（3）中介變量。由于絕大多數企業并未就綠色創新投入（Inno）進行單獨核算，借鑒已有研究[14]，本文采用研發投入占營業收入比例進行測量。

（4）門檻變量。在借鑒已有研究的基礎上[15]，本文采用間接測量法，通過月個股回報率的標準差的相反數衡量組織韌性的承載力維度，通過近5年凈銷售額的增量累計衡量組織韌性的反超力維度。

（5）控制變量。參考已有相關研究，選取如下控制變量：企業所有制（Own），企業規模（Size）、經營年限（Age）、資本結構（Stru）、產品競爭力（Gpm）、盈利情況（Roic）、股權集中度（Conc）、資本密度（Den）、勞動生產率（Lab）、現金流動（Cash）。

2.2 模型設定

基于前文的理論分析，本文構建以下模型檢驗金融錯配對綠色創新的影響：

其中，GI表示因變量綠色創新，本文分別檢驗金融錯配對綠色創新投入（Inno）和綠色創新產出（Inv）的影響。Fm表示核心自變量金融錯配，考慮到金融錯配對綠色創新的影響可能存在滯后性，引入該變量的滯后一期。X表示控制變量集，μi為個體效應，ωt為時間效應，εit為隨機擾動項，下標i為樣本企業，t為觀測年份。

為驗證金融錯配是否會通過抑制創新投入而減少農業企業的綠色創新產出，借鑒已有研究[16]，運用逐步因果回歸法對綠色創新投入的中介效應進行檢驗：

中介效應成立必須滿足以下條件：一是式（2）中回歸系數c顯著，即金融錯配對綠色創新產出的總效應存在；二是式（3）中的回歸系數a顯著，即金融錯配對綠色創新投入的效應存在；三是式（4）中回歸系數b顯著，即綠色創新投入對綠色創新產出的效應存在；四是式（4）中的 |c' |小于式（2）中 ||c，即金融錯配對綠色創新產出的直接效應小于總效應。在此基礎上，若c'顯著，則存在完全中介效應；若c'不顯著，則存在a?b的部分中介效應。

為了驗證金融錯配對綠色創新的作用是否受到組織韌性門檻效應的影響，借鑒已有研究[17]，以組織韌性為門檻變量構建固定效應面板單門檻模型如下：

其中，Or為門檻變量組織韌性，γ為門檻值，I(?)為指示函數。其思想是根據門限變量Or的取值與門檻值γ的判別，將樣本數據劃分成兩組，用分段的線性回歸來描述整體。當兩段的回歸系數β1≠β2時，存在單門檻效應。雙門檻和三門檻效應的道理類似，不再贅述。

2.3 數據來源

本文以滬深兩市A 股上市涉農企業為研究對象構建數據集。其中，綠色專利數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），其他數據均來自國泰安數據庫（CSMAR）。對數據進行以下處理：第一，篩選涉農企業。借鑒中國農業科學院《2021中國涉農企業創新報告》，篩選出“涉農類主營收入大于50%”或“多元化經營且涉農類主營業務收入最高并占到30%以上”的非ST、非PT 涉農企業樣本204個。第二，剔除無效樣本。數據的時間窗口為2011—2020 年，剔除缺失三年以上觀測值及2011 年后上市的企業樣本59個。第三，處理缺失值?？紤]到樣本數量有限，綠色專利數據的缺失值用0 填補，其他數據采用“多重插補法”進行填補。第四，消除異常值。對連續變量進行1%的縮尾處理。最終，構建包含145 家A 股涉農上市公司1450條觀測值的平衡短面板數據集。

為了減少數據間的絕對差異，緩解變量的異方差和偏態性造成的估計結果不準確，本文以下實證檢驗部分對部分變量進行取對數處理：對綠色創新產出加1 取對數，對資本密度和勞動生產率直接取對數。另外，對主要變量進行相關性檢驗，滿足自變量與因變量的相關性，且自變量間不存在多重共線性。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

由表1的基準回歸結果可以看出，金融錯配對綠色創新投入和產出均具有顯著的抑制作用。模型（1）考察了金融錯配對綠色創新投入的影響，結果顯示，在控制其他變量的基礎上，金融錯配與綠色創新投入在1%的顯著性水平上負相關，表明金融錯配程度越高，企業越會縮減綠色創新投入，高昂的融資成本對綠色創新經費形成了一定的擠占效應。模型（2）加入了金融錯配的滯后一期，用以考察金融錯配對當期和滯后期綠色創新投入的影響，結果顯示，金融錯配與當期綠色創新投入在5%的顯著性水平上負相關，與滯后一期綠色創新投入無顯著的相關關系，說明金融錯配對綠色創新投入的抑制作用并未傳導至滯后期，僅在當期體現。模型（3）考察了金融錯配對綠色創新產出的影響，結果顯示，在控制其他變量的基礎上，金融錯配與綠色創新產出在5%的顯著性水平上負相關，表明金融錯配程度越高，企業受到的各方面的資源約束越重，嚴重阻礙其綠色創新能力的提高。模型（4）加入了金融錯配的滯后一期，用以考察金融錯配對當期和滯后期綠色創新產出的影響，結果顯示，金融錯配對當期和滯后一期綠色創新產出分別在5%和10%的顯著性水平上負相關，說明金融錯配對企業綠色創新產出的影響具有一定的延續性，不僅會抑制當年綠色創新產出，這種抑制作用還會延續到下一年。綜上，假設1a 和假設1b 得以初步證實。

表1 基準回歸結果

為了進一步考察金融錯配對綠色創新影響的異質性，根據所有權性質不同分別對國企和私企進行基準回歸。下頁表2列（1）、列（2）數據展示了金融錯配對二者綠色創新投入影響的異質性。結果顯示，金融錯配對國企綠色創新投入的估計系數為正，但并沒有顯著的相關關系，而對私企的綠色創新投入則在1%的顯著性水平上負相關。說明國企大量的、低成本的融資并沒有刺激其增加綠色創新方面的投入，而私企的融資難、融資貴卻顯著抑制了其綠色創新方面的投入。列（3）、列（4）為金融錯配對二者綠色創新產出的影響，結果顯示，金融錯配對國企、私企的綠色創新產出的估計系數均顯著為負，顯著性水平分別為1%和5%。由此可見，金融所有制歧視下的信貸錯配，無論對于“得利”的國企還是“失利”的私企，均不利于其綠色創新能力的提升，顯著抑制其綠色創新產出。

表2 金融錯配對綠色創新影響的異質性

3.2 綠色創新投入的中介效應檢驗

在基準分析中，檢驗了金融錯配對綠色創新投入和綠色創新產出的影響，接下來檢驗三者間的傳導機制（見表3）。若金融錯配通過綠色創新投入作用于綠色創新產出，則在以綠色創新產出為因變量的模型中，加入綠色創新投入變量，其系數應具有顯著性。表3 的列（3）為上述引入綠色創新投入變量的回歸，結果顯示，綠色創新投入的系數顯著為正。說明，綠色創新投入的增加或減少能夠顯著影響企業的綠色創新產出。綜合分析表3 的所有結果，列（1）中金融錯配的估計系數為-0.065，且在5%的水平上顯著，說明金融錯配對綠色創新產出的總效應顯著；列（2）中金融錯配的估計系數為-0.107，且在1%的水平上顯著，說明金融錯配對綠色創新投入的效應顯著；列（3）中金融錯配的估計系數為-0.058，其絕對值小于列（1）中金融錯配估計系數-0.065 的絕對值，說明金融錯配對綠色創新影響的直接效應小于總效應，其顯著性水平為5%，說明存在部分中介效應。具體而言，金融錯配對綠色創新產出的總效應為-0.065，直接效應為-0.058，通過綠色創新投入傳導的中介效應為-0.007，中介效應占總效應比重為12.07%。綜上，金融錯配會通過抑制企業綠色創新投入而降低其綠色創新產出，這一結論與假設1c 基本相符。

表3 中介效應檢驗結果

3.3 組織韌性的門檻效應檢驗

門檻數量的判別及門檻值的估計。表4 第一行為組織韌性承載力維度單一門檻模型的門檻值估計，結果顯示，金融錯配對綠色創新產出的作用在5%的顯著性水平上受到組織韌性單重門檻作用，門檻值為0.271。第二行為組織韌性承載力維度雙重門檻模型的門檻值估計，結果顯示，組織韌性在金融錯配影響綠色創新產出中的雙重門檻效應，未通過顯著性檢驗。這說明組織承載力在金融錯配對綠色創新產出影響中的門檻作用適合采用單一門檻模型研究。第三、四行為組織韌性反超力維度單一門檻和雙重門檻模型的門檻值估計，結果顯示，無論單一門檻還是雙重門檻均未通過顯著性檢驗，說明組織韌性反超力維度在金融錯配與綠色創新產出中的門檻作用不顯著。

表4 門檻值估計結果

以上對于組織韌性承載力維度在金融錯配影響綠色創新產出中單門檻效應的判別與前文的理論分析和研究假設相符。因此，本文基于固定面板單門檻效應模型，以綠色創新產出為因變量，金融錯配為核心自變量，組織承載力為門檻變量進行回歸。表5列（1）的回歸結果顯示，當組織承載力低于門檻值-0.275時，金融錯配與綠色創新產出在1%的顯著性水平上負相關，其系數為-0.693。當組織承載力水平高于門檻值時，二者無顯著的相關關系。說明，當企業的組織承載力較低時，很難抵御外部環境的沖擊，金融錯配程度稍有增加，都會大幅度地抑制其綠色創新產出。反之，具有較高的組織承載力的企業，能夠有效緩沖外部金融錯配沖擊對綠色創新活動造成的不利影響，保持穩定的綠色創新產出。另外，分別對國企和私企子樣本進行上述回歸，國企子樣本的回歸未通過顯著性檢驗，私企子樣本的回歸則通過了5%的顯著性檢驗。表5列（2）的數據為對私企子樣本的回歸，與總樣本回歸結果基本一致。但私企子樣本的門檻值為-0.292，系數為-0.930，門檻相對總樣本更低，系數相對總樣本更大。這說明當私企的組織承載力較低時，金融錯配沖擊對其綠色創新產出造成的抑制作用更大，但由于門檻值較低，私企更容易達到組織承載力發揮抵御作用的起點，從而有效緩解金融錯配沖擊對綠色創新產出的抑制作用。

表5 門限回歸結果

3.4 穩健性檢驗

本文從以下幾個方面驗證了模型的穩健性：（1）工具變量法。借鑒文獻[18]，本文引入市級層面其他企業融資成本的平均值作為工具變量對基準回歸進行重新估計。該變量對企業綠色創新產出無直接影響且能夠反映區域內金融市場的融資價格，滿足工具變量的外生性和相關性條件。（2）更換模型。第一，借鑒文獻[19]，綠色創新產出數據的歸并特征，使用Tobit 模型對基準回歸進行重新估計。第二，使用Sobel-Goodman 檢驗對中介效應模型進行穩健性檢驗。（3）更換變量測量方式。金融錯配一方面表現為融資成本的錯配，另一方面表現為融資規模的錯配。因此，用融資約束替代文中的金融錯配指標，對門檻效應模型進行重新估計。（4）子樣本回歸。在基準回歸、門檻回歸中分別對國企和私企子樣本進行回歸，以驗證模型的穩定性。通過以上回歸，各變量的系數符號和顯著性均未發生本質性改變，說明本文的回歸結果具有穩健性。

4 結論與建議

本文從理論上分析了外部金融錯配沖擊對農業企業綠色創新的影響及其機制，并利用我國涉農上市公司2011—2020 年的數據進行實證檢驗。結果表明：第一，金融錯配顯著抑制了農業企業綠色創新的投入和產出，對綠色創新投入的抑制作用僅在當年體現，而對綠色創新產出的抑制作用則會延續到下一年度。第二，金融錯配的效率損失表現為，一方面使私企因融資成本升高而減少綠色創新投入并抑制其綠色創新產出，另一方面并未使融資成本低的國企增加綠色創新投入，反而擴大其套利空間和對引進式創新的路徑依賴，從而抑制其綠色創新產出。第三，綠色創新投入在金融錯配與綠色創新產出中發揮12.07%的部分中介效應。第四，組織韌性是企業自身應對外部金融錯配沖擊的重要的免疫力，承載力維度在金融錯配對綠色創新產出的影響中發揮單一門檻效應，且這種門檻效應在國企中并不顯著，反超力維度則無顯著的門檻效應。第五，金融錯配對組織承載力低的企業具有顯著的抑制作用，但對于組織承載力高的企業，這種抑制作用并不顯著。

金融錯配是破壞農業企業綠色創新的外部因素，而組織韌性是企業對抗這種沖擊的重要的內部能力。對此，本文認為應該從外部金融錯配改善和內部組織韌性鍛造兩個角度雙管齊下，助力農業企業綠色創新，促進農業經濟綠色發展。具體提出以下建議：第一，扶持新型農村金融機構。進行針對性的制度設計，加強對新型農村金融機構貸款投向的監督和引導，為其提供農貸技術、貼息支持，切實激活農村金融市場。第二，推進金融領域的供給側結構性改革，大力發展直接融資市場，拓寬農業企業融資渠道。第三，引導金融機構消除所有制歧視，切實做好私企的金融服務工作，提升金融配置效率。第四，加強數字鄉村建設，為農業企業發展提供信息、技術、管理等支持，增強其預判力和響應速度。在外修環境、內鑄韌性的舉措下，打造一批富有綠色創新能力的龍頭企業。