微觀主體的綠色發展對創新績效的影響

連雨婷 張雅夢 郝桐煊 劉曉麗

摘 要：隨著雙碳目標的提出，我國對于微觀主體的綠色發展要求愈加嚴格，企業在保持可持續發展的同時，自身的創新水平也要相應提升，從而契合國家創新型發展戰略。本文利用2011—2022年416家上市公司的環保投資、二氧化碳減排量以及研發投入，通過構建OLS模型和嶺回歸模型研究企業的綠色發展對于創新績效的影響。研究發現：環保投資和二氧化碳減排量單獨作用于企業的研發投入時效果不顯著，但是當兩者同時產生作用時效果顯著，兩者對于企業的研發投入呈正向影響。因此，企業的綠色發展會提高創新績效。通過穩健回歸和Tobit回歸，更進一步驗證了企業的綠色發展會促進創新發展。本文研究結論更加豐富了企業綠色發展與創新發展關系的研究，為促進企業高質量發展提供了一定的經驗借鑒。

關鍵詞：綠色發展；創新績效；環保投資；二氧化碳減排量；研發投入

本文索引：連雨婷， 張雅夢，郝桐煊，等.<變量 2>[J].中國商論，2024（10）：-161.

中圖分類號：F124.6 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）05（b）--05

1 引言

2015年，在黨的十八屆五中全會上，我國首次提出新發展理念，其中包括綠色發展和創新發展。作為衡量經濟發展水平的重要指標，綠色發展旨在堅持經濟的高效、和諧和可持續發展綠色發展，促進生態文明發展。2018年以來，我國不斷完善綠色發展理念的相關政策，旨在建立一個和諧美麗的社會主義社會。當今時代，經濟的發展更加注重生態文明的發展，促進人與自然的和諧共生。黨的二十大報告提出“加快發展方式綠色轉型……推動形成綠色低碳的生產方式和生活方式”“積極穩妥推進碳達峰碳中和，積極參與應對氣候變化全球治理”。因此，綠色發展越來越成為整個社會經濟發展的關鍵。“綠水青山就是金山銀山”是對當代中國經濟發展要求最好的詮釋。習近平總書記強調的綠色發展是創新發展，是經濟發展與生態環境保護的協調發展，是資源節約和永續利用的可持續發展，是人與自然和諧共生的系統發展，是生態效益與經濟效益、社會效益相統一的整體發展（李曼玉，2022）。綠色發展要求人與自然和諧共生、經濟與生態共贏（楊新梅，2022）。除此之外，經濟的高質量發展也離不開創新發展，當今世界的競爭越來越體現的是科技創新與人才的競爭。黨的十九大報告明確指出，創新作為社會發展的持續動力，對建設現代化的經濟體系具有重要戰略支撐作用。同時，它也是目前中國企業加快轉型升級、增強國際競爭實力的必經之路。創新是第一生產力，是推動產業發展和技術進步的重要推手。創新發展作為新發展理念之首，對于中國經濟的發展有著重要作用，2018年以來，我國出臺了一系列政策，支持創新發展，助力創新型國家的建設。

2 文獻綜述

綠色發展和創新發展不斷融合，許多學者對此進行了研究。

在綠色發展方面，韋佳培（2023）基于回歸模型研究認為在“雙碳”背景下，外部經濟政策不確定的情況下對于綠色投資的正向影響更加顯著。楊新梅（2022）測算中國城市的綠色發展水平，利用空間相關分析、Dagum基尼系數等方法研究發現我國城市的綠色發展水平正逐步提升。王功賀（2022）通過雙重差分法認為在“實施碳排放交易政策”背景下，試點地區綠色發展水平的提高存在顯著的正向作用。因此，綠色發展對于我國的經濟水平、城市發展等各方面的影響整體呈現出積極作用。但是，我國的綠色發展水平仍然存在一些問題，蔣海舲（2021）運用超效率EBM模型研究認為在中國工業化和城鎮化的快速推進背景下，綠色發展任重道遠。

當前，綠色發展的研究大多集中在綠色發展對于經濟發展的促進作用方面，缺乏對綠色發展其他方面的研究，并且研究對象大多為城市的發展。

在創新發展方面，沈偉康（2022）基于SA優化后的PPC算法研究認為，在先進制造業迅速發展的背景下，科技創新不斷突破是內生經濟增長的動力源泉，促進了經濟的持續發展與結構升級。高源（2022）在金融科技迅速發展的背景下，運用計量實證分析方法認為金融科技的技術進步對經濟創新的積極影響較大，緩解企業的融資約束。黃穎靜（2022）基于銀行理財產品進行PEST分析認為，互聯網金融理財發展方式有利于傳統商業銀行領域的發展，為其提供新的運營思路。王帥（2019）在新發展背景下運用DEA- BCC模型對創新效率進行靜態分析，發現教育水平對產業創新發展的影響最強。蔡建榮（2017）在推進“四化”協調發展的戰略要求下運用DEA和因子分析法認為，選擇合適的戰略性新興產業創新方式，并積極響應將戰略性新興產業上升至國家經濟社會發展戰略層面。

創新發展的研究大多需要與金融和教育等方面的內容融合，并且創新發展對于其他方面的影響總體呈現出積極促進作用。

本文基于上述文獻的影響，選取416家上市公司為研究樣本，研究企業的綠色發展對于創新發展的影響，從而得到未來企業發展過程中需要注意的問題。

3 研究設計

3.1 數據來源

本文選取我國2011—2022年416家上市公司的數據為研究樣本，主要包括企業的環保投資、二氧化碳減排量、研發創新投入、資產總額、資產負債率和凈利潤，以上所有數據均來自國泰安數據庫。此外，參照郭俊杰（2022）和韋佳培（2023）的研究，本文選取環保投資作為衡量企業綠色發展的一個重要指標；二氧化碳減排量主要根據丁攀（2023）對于企業碳減排效應的綠色研究選取；依據劉時雨（2023）對于企業創新績效的研究選取研發投入作為被解釋變量的衡量指標。

3.2 變量選取

3.2.1 核心解釋變量

基于已有微觀主體綠色發展的研究（郭俊杰和韋佳培，2022），本文選取環保投資和二氧化碳減排量作為核心解釋變量來對企業的綠色發展進行測度。用兩者的交乘項來反映兩者共同作用的結果，即企業綠色發展的影響。

3.2.2 被解釋變量

現有的關于企業創新績效的研究（劉時雨，2023），主要集中在研發投入與研發支出兩個方面，但是本文考慮到研發投入是企業在受到外部環境的影響下，發揮主體作用而產生的行為，所以選取企業的研發投入作為被解釋變量，企業的研發投入可以有效衡量企業的創新績效。

3.2.3 控制變量

對于企業綠色發展和創新發展的研究（龍子午和張曉菲，2023），本文選取企業的資產總額、資產負債率以及企業的凈利潤作為控制變量。

綜上，變量的具體描述如表1所示。

3.3 模型設定

為研究企業綠色發展對于企業的創新績效影響，本文建立如下回歸模型：

其中，i表示企業，t表示年份；企業的研發投入R&DIit為被解釋變量，企業的碳減排量CO2it和環保投資EIit為核心解釋變量，交乘項CO2it*EIit代表兩者共同作用的影響，即企業綠色發展的影響；控制變量為企業的規模Sizeit、企業的資產負債率Levit以及企業的凈利潤Roait。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

本文根據416家上市公司2011—2022年的數據416個數據和指標的選取，得出相關變量的描述統計結果，如表2所示。從表2可以分析得到，研發投入的平均值為625000000元，整體呈現出較高水平，但是其最大值為23700000000元，最小值為428082.9元，兩者之間的差距較為明顯，可以得出在創新方面，部分企業的認知意識較低。環保投資的最大值為3618076萬元，最小值為0.5萬元，兩者之間的差額較大，可以分析得出各個公司環境保護的意識發展不平衡，對于環保意識低的企業要加強提高。二氧化碳減排量也存在最大值與最小值相差較大的問題，最大的二氧化碳減排量達到77500000噸，而最小的減排量為-1076噸，意味著該企業反而排放較大數量的二氧化碳。因此，一些企業的環境保護意識較低，創新意識較低，本文將根據企業綠色發展是否對于企業的創新發展產生的影響進行研究。

4.2 Spearman相關性分析

為檢驗解釋變量自身以及解釋變量與被解釋變量之間是否存在較強的相關性，本文進行Spearman相關性分析，得到的結果如圖1所示。通過圖1數據可以分析得出，環保投資與二氧化碳減排量之間存在一定的相關性，其值為0.551<0.8，相關性不是很大。

4.3 OLS回歸結果

本文利用OLS研究企業的綠色發展對于自身創新績效的影響，得到的結果如表3所示。根據表2結果分析得到，環保投資單獨于企業的研發投入，其P值為0.04<0.05，影響顯著，但顯著效果不明顯，當企業的二氧化碳減排量單獨作用于企業的研發投入時，其P值為0.878>0.05，影響不顯著。如果兩者共同作用形成新的解釋變量，那么企業的環保投資和二氧化碳的減排量對于企業的研發投入P值為0<0.05，因此其影響是顯著的。隨著兩者數量的增大，研發投入的金額也相應增大，因此可以得出企業的綠色發展對于企業的創新績效起到了積極的促進作用。

4.4 嶺回歸結果

為消除OLS回歸中可能產生的多重共線性問題，本文對核心解釋變量與被解釋變量進行嶺回歸分析。

第一，得到K值。根據嶺跡圖和方差擴大因子法確定K=0.069。

第二，根據K值進行嶺回歸分析，得到結果如表4所示。基于嶺回歸的結果：F檢驗顯著性P值為0.000***，水平上呈現顯著性，拒絕原假設，表明解釋變量企業的二氧化碳減排量與環保投資和被解釋變量研發投入之間存在回歸關系。模型的擬合優度R?為0.669，模型表現較為良好。

4.5 固定效應

本文通過嶺回歸結果消除多重共線性問題，并且進行固定效應分析，雙碳政策是2020年9月中國政府在聯合國大會上正式提出的，因此將2020年作為時間界限劃分，得到的結果如表5所示。時間固定效應模型的F檢驗結果顯示，顯著性P值為0.041**，水平上呈現顯著性，拒絕原假設，因此模型有效。

5 穩健性檢驗

5.1 穩健回歸

穩健回歸模型用于樣本點存在異常值時，替代OLS回歸的一種方法，在該模型下得到的結果更為精確。通過穩健回歸得到的結果如表6所示。本文通過表6分析得到：基于變量環保投資萬元，顯著性P值為0.000***，水平上呈現顯著性，說明環保投資萬元對研發投入金額元產生顯著性影響。基于變量二氧化碳減排量噸，顯著性P值為0.076*，水平上不呈現顯著性，說明二氧化碳減排量噸對研發投入金額元不產生顯著性影響。基于變量交乘項，顯著性P值為0.000***，水平上呈現顯著性，說明交乘項對研發投入金額元產生顯著性影響。與OLS回歸得到的結果一致，證明了OLS回歸存在的正確性。

5.2 Tobit回歸

Tobit回歸模型的使用減少了模型對于被解釋變量的限制，使得回歸結果更加準確。如表7所示，解釋變量環保投資顯著性P值為0.039**，水平上呈現顯著性，拒絕原假設，因此環保投資顯著。解釋變量二氧化碳減排量顯著性P值為0.877，水平上不呈現顯著性，拒絕原假設，因此二氧化碳減排量顯著。解釋變量交乘項顯著性P值為0.000***，水平上呈現顯著性，拒絕原假設，交乘項顯著。因此，環保投資和二氧化碳減排量單獨作用的效果不如兩者共同作用于研發投入的影響更加顯著。

6 結語

本文通過環保投資和二氧化碳減排量兩個指標構建企業綠色發展的測度水平，利用OLS回歸和嶺回歸研究企業綠色發展對于企業創新績效的影響。結果表明：環保投資單獨作用于企業的研發投入（創新績效）時，影響效果顯著，但顯著程度不大；但是當企業的二氧化碳減排量單獨作用于企業的研發投入時，影響效果不顯著。當兩者共同作用于企業的創新發展時，影響效果顯著，通過嶺回歸消除多重共線性后的結果與OLS回歸結果一致，且更加精確。2020年，我國在聯合國大會上提出“雙碳”目標后，兩個解釋變量對于企業研發投入的影響效果顯著。最后，本文利用穩健回歸和Tobit回歸對于OLS回歸得到的結果進行檢驗，得到的結果一致，說明綠色發展對于企業的創新績效會產生積極影響。

最后，文章基于上述研究結論，針對企業的綠色發展促進企業創新，推動企業高質量發展提出如下政策啟示：

（1）企業要加強多角度投入，促進企業的高質量發展

本文研究發現，二氧化碳減排量和環保投資的共同作用，對于企業的研發投入有積極的影響。因此，企業只有從多個角度，多個方面加強綠色發展的投入，才能起到共振的效果，使得企業綠色發展的測度水平更加全面，促進企業綠色與創新的協調發展，從而助推企業的高質量發展。

（2）企業要強化綠色可持續發展，從而推動企業創新發展

當今時代，經濟可持續發展已成為每個企業面臨的問題，企業要加強自身的綠色可持續發展，本文研究綠色發展能夠有效助推企業的創新發展，因此為了使企業在創新發展戰略中更加具有優勢，企業要增強自身的綠色發展，以可持續經濟帶動企業的創新。

（3）企業要順勢而為，利用時代發展的潮流，推動自身發展

我國2020年在聯合國大會上，提出了“雙碳”目標，預計在2060年以前完成兩個目標。因此，相關企業要加強對時代發展潮流的把握，合理利用國家該項目標的提出，大力發展自身的綠色和可持續發展，從而助推企業的高質量發展。

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