政府資助、環境規制與綠色技術創新：基于企業異質性的比較

摘要：基于我國2009—2021年滬深A股上市公司的數據，實證檢驗了政府資助對企業綠色創新的影響，并驗證了環境規制的調節效應，同時基于企業異質性分析該效應的差異。結果顯示：政府資助對企業綠色創新存在U形影響，環境規制會削弱該影響；政府資助顯著促進非重污染企業的綠色創新，而對重污染企業綠色創新存在U形影響，環境規制會削弱政府資助對重污染企業的U形影響；無論國有還是非國有企業，環境規制正向調節政府資助對企業綠色創新的影響，且對非國有企業調節作用更強。據此，政府在加大對企業綠色創新支持力度的同時，應該結合環境監管政策，采取差異化的資助措施，重在引導企業以追求低碳化目標為導向積極開展綠色創新。

關鍵詞：政府資助；環境規制；綠色技術創新；企業異質性

中圖分類號：F237.1 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2024.01.006

伴隨著經濟高速發展，資源短缺、環境污染、氣候變化等生態環境問題日益嚴峻。在中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段的時代背景下，如何解決經濟發展與生態保護之間不平衡的問題，已經成為實現可持續發展過程中必然面臨的一項挑戰。“十四五”規劃提出了“力爭2030年達到碳峰值，2060年實現碳中和”的“雙碳”戰略，推動綠色發展邁上新臺階［1］。黨的二十大強調“推動綠色發展”是全面建設社會主義現代化的內在要求，意味著要通過綠色發展振興經濟，突出綠色導向，確保國民經濟發展的高創新力、高競爭力及可持續性。綠色技術創新是提高資源利用效率、減少環境污染、實現清潔生產目標的一種創新方式［2］，在提高創新主體的綠色競爭力、緩解資源環境壓力以及創造新興市場需求等方面有著重要作用。然而，綠色技術創新過程普遍存在高風險、高成本等弊端，且創新成果難以在短期內轉化為經濟效益，削弱了企業綠色創新的積極性，從而降低全社會綠色創新水平。根據新古典經濟學理論，政府的財政政策是解決綠色創新固有弊端的有效措施［3］。政府通過有效的資助，為企業創新活動提供資助、分攤成本，激發企業創新熱情，同時還可以為企業的創新活動提供導向作用，有利于加快創新成果的市場轉化。現有研究關于政府資助對綠色創新的影響主要存在擠入效應［4-7］、擠出效應［8-9］以及非線性影響［10-11］三種不同的觀點。綠色技術創新通常被認為是企業對政府環境法規的響應，借助這一外生力量，激勵企業進行綠色創新尤為重要［12］。關于環境規制與綠色技術創新之間的關系，學術界形成了“波特假說”［13］和“抑制假說”［14］二元對立理論。考慮到不同污染程度、不同所有權性質的企業風險承受能力、資源配置情況、高管決策意愿等差異，政府資助、環境規制對企業影響也存在差異。究竟在企業異質性下政府資助如何影響綠色技術創新，環境規制如何調節該影響，成為需要深入研究的問題，亦是本文研究的核心。

選取2009—2021 年滬深A 股上市公司的企業為研究樣本，實證檢驗政府資助對綠色創新的影響，并將環境規制作為調節變量納入政府資助與綠色技術創新的研究框架中，探討隨著宏觀環境政策的變化，政府資助的影響效應有何差異，同時引入企業異質性因素，探討政府資助的影響以及環境規制的調節作用在不同污染程度、不同所有權性質的企業之間有何差異。本文可能的創新點在于：分析政府的資助政策對企業綠色創新績效的影響及其在不同類型企業間的差異，有助于為綠色創新政策的制定與施行提供有價值的實證參考，進而推動我國綠色創新發展，對我國低碳經濟發展有著極為重要意義；在“波特假說”集中于研究關于“環境規制”作用視角的基礎上，將政府的創新政策、環境政策及企業創新行為納入到同一個研究框架，分析環境規制對政府創新政策效應的調節作用，不僅拓展了關于綠色技術創新的研究視角，而且豐富了現有研究結論。

1 理論分析與研究假設

1.1 政府資助與綠色技術創新

綠色技術創新是指對投入和產出要素進行生命周期處理，以減少企業活動對環境污染的新產品、新工藝、新方法［15］，因兼具“技術”和“環境”的雙重外部性而受到政府的廣泛關注，國家采取多種措施鼓勵企業進行綠色技術創新，政府資助作為一種資金直接補貼的方式，在企業進行綠色技術創新的過程中具有舉足輕重的地位，因而政府資助對綠色技術創新的影響逐漸成為學者研究的熱點問題。

擠入效應觀認為，政府資助對企業綠色技術創新具有促進作用。政府資助可以促使企業增加額外的創新資源，有效降低企業Ramp;D風險和成本，緩減企業的資金約束，激發企業增加Ramp;D支出，并引導企業進行新一輪的創新投入，從而有望增加整體創新產出［16］。Robin［4］通過信號模型說明政府資助可以作為一種利好投資的信號幫助企業吸引外部資源以提升創新績效。Bi等［5］的研究表明政府資助可以彌補綠色創新知識溢出的外部性，進而降低企業所承擔的風險以促進創新。Carboni［6］研究發現政府資助為企業提供一定的外部資金，刺激了綠色技術研發投資的增加，從而形成互補效應。谷豐等［7］基于重污染行業數據得出政府資助可以降低綠色創新中的融資風險，進而提高創新活動的意愿。

擠出效應觀提出，高額政府資助可能對綠色創新產生抑制作用。原因在于，政府資助會帶來市場對研發資源需求的增加，引起資源價格上漲、研發成本上升及邊際收益降低，企業選擇將研發資金投向短期盈利項目［17］。同時，隨著資助數額增多，可能導致“尋租”活動和道德風險等問題，企業高管進行“尋補貼”投資的動機會增強［8］，致使資源無法合理利用，從而產生擠出效應。毛其淋等［9］使用傾向得分匹配法實證檢驗了“尋補貼”投資是高額度政府資助抑制企業創新的一個重要原因。

此外，也有學者發現政府資助與企業綠色創新未必是簡單的線性關系，可能會隨著資助金額、資助時間、資助對象的不同而存在差異，也可能呈現出具有一定門檻效應的非線性關系。Huang Qi等［10］采用隨機前沿分析方法說明政府資助與中國工業企業創新效率存在顯著的U形關系。張杰［11］實證檢驗了當政府補貼的數額達到一定臨界值之后，才會對企業創新投入產生促進作用。由此可見，政府資助對綠色技術創新的影響存在一個“適度區間”，即政府資助的規模會帶來不同的影響效應，較少的政府資助只能在短期內促進企業的創新投入，隨著創新進程的推進，創新成本和風險不斷增加，政府資助的激勵效應逐漸降低。當企業度過了創新初始階段，獲取更充足的政府資助可以與企業內部資源有效配置，實現創新績效的顯著提高。

綜上所述，提出如下假設：

H1：政府資助對企業綠色技術創新的影響呈現U形。

1.2 環境規制的調節作用

為了促進可持續發展和環境保護，政府制定相關環境法規來規范和約束企業的環境行為，環境規制對綠色創新的影響一直是國內外學者爭議的話題。以“波特假說”為代表的學者認為適當的環境規制能促進企業的綠色創新，因為企業能夠抓住監管作為契機，通過創新補償機制抵消環境規制的不利影響［18］。從長期而言，環境規制有助于倒逼企業減少對原有污染性生產方式的依賴，有效規避環境監管成本，形成補償性收益，提高綠色技術創新水平［19］。Chen等［1］說明環境規制對企業綠色技術創新的“補償效應”能夠抵消“擠出效應”。Peng等［20］發現了“環境規制-激發綠色創新意愿-促進綠色創新”的邏輯鏈條。

雖然學者們通過大量案例實證檢驗了“波特假說”理論，但是由于研究企業、研究區域、研究環境監管類型的差異，仍有學者認為，“波特假說”僅在特殊情況下成立，在一般情況下可能失去有效性［18］，甚至嚴格的環境規制還可能會對企業產生負面影響。Féres等［21］對巴西制造業的研究表明環境規制可以限制企業的污染排放，但會削弱政府資助的促進作用，抑制企業創新能力。Zhao等［22］對“波特假說”進行實證研究提出我國東部地區環境規制會提高企業的創新意愿，但監管力度的提升增加了企業的環境治理成本，擠占了企業用于研發及生產的資金，最終抑制企業的創新。也有研究發現，環境規制對綠色創新的影響并不顯著或存在非線性影響［23］，Duan等［25］通過SDM模型表明中國城市環境規制與綠色創新之間存在U形關系。綜上所述，隨著企業綠色創新活動的深入，環境規制帶來的環境治理壓力和經營壓力隨之增加，短期內政府資助對綠色技術創新的激勵效應可能受到削弱，但從長期而言，環境規制會促進其綠色技術創新并正向調節政府資助的激勵效應。據此，提出如下假設：

H2：環境規制在政府資助影響企業綠色創新過程中發揮著顯著的調節效應。

1.3 企業異質性的影響

企業的資源基礎決定企業的創新能力與創新意愿。企業異質性的存在使得企業自身資源稟賦存在差異，從而導致企業的創新意愿、創新能力、利用政府資助開展創新研發的模式及受外界環境政策影響程度等也相差懸殊，因此，政府資助、環境規制對不同類型的行業綠色技術創新的影響不同［26］。從企業所有權性質角度看，相較于國有企業，非國有企業存在預算約束和資源劣勢，但在創新活動中有較高主動權，內部組織與管理能力的靈活性較高，因此非國有企業更能有效利用政府資助和環境政策紅利，合理分配創新資源，提升創新績效。G?rg 等［27］利用愛爾蘭制造業層面的數據進行實證研究，證實了政府資助與企業創新之間的關系因企業所有制的不同而存在差異。Ouyang等［28］的研究指出，由于節能減排成本較高，環境監管不利于國有企業的技術創新，而市場競爭和人力資本投入較高的行業往往具有更強的環境創新能力。于瀟宇等［29］提出所有權性質顯著調節政府資助對創新的影響，激勵國有企業研發投入，且強度大于非國有企業。

從行業異質性角度看，相較于非重污染企業，重污染行業是供給側結構性改革“三去一降一補”的對象，綠色發展可以看做是外部利益相關者對重污染企業的現實訴求［19］。為分攤環境規制增加的制度遵循成本，重污染企業會更有效地利用政府資助，緩解資源約束，積極開展綠色創新，并將綠色創新成果應用于生產過程，從而改變原有重污染性生產方式。Barbera等［30］研究發現，美國鋼鐵、有色金屬等污染程度較大的行業由于環境監管導致污染治理投資增加，從而使得創新能力下降。馮宗憲等［31］分析了環境規制與不同行業技術創新關系，表明環境規制對環境污染較小的企業并無顯著影響，而對污染密集行業的技術創新產生較大抑制作用。

綜上所述，考慮到政府資助與環境規制對行業異質性，企業所有權性質差異的影響，本文根據企業所有權性質，是否為重污染企業進一步提出如下假設：

H3：環境規制對政府資助激勵效應的調節效應會因企業所有權性質和是否屬于重污染行業等企業異質性而存在差異。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

根據中國證監會2012 年修訂《上市公司行業分類指引》的行業代碼，選取2009—2021年滬深A股上市公司為研究樣本，同時，一方面借鑒馬永強等［32］的研究方法，將樣本企業劃分為重污染企業與非重污染企業兩類，另一方面根據企業的所有權性質，將樣本企業劃分為國有企業和非國有企業兩類。

研究所需的數據中，綠色創新的專利數據來源于國家知識產權局，環境規制數據來源于《中國環境統計年鑒》，其余數據來源于國泰安數據庫，部分數據根據上市公司年報手工補充。由于主要變量數據以及《中國環境統計年鑒》收錄年份僅到2021 年，本文選取數據截止日期為2021年，為保證研究結論的可靠性以及避免極端值給分析結果帶來偏誤，對初步收集的樣本進行如下處理：（1）剔除ST類、金融類企業；（2）剔除主要變量有嚴重數據缺失的企業；（3）剔除2009 年及之后成立的企業；（4）對樣本進行Winsorize縮尾處理，范圍選取1%和99%。最終得到全部樣本面板數據5 239個，其中重污染面板數據1 651個，非重污染面板數據3 588個，國有企業面板數據2 678個，非國有企業面板數據2 561個。

2.2 變量測量

（1）被解釋變量：綠色技術創新（GI）

專利數量能夠直觀反映企業的創新能力，考慮到專利從申請到授權需要一定時間，且申請成功并不一定授權成功變為有效專利，因此，本文使用綠色專利授權數來衡量企業綠色創新能力。具體做法是：根據世界知識產權局發布的綠色專利清單①，以綠色專利七類劃分標準為篩選條件，通過中國國家知識產權局專利數據庫對樣本在觀測期間授權的專利進行人工篩選［33］。

（2）解釋變量：政府資助（Gov）

以企業當期獲得政府資助的金額取自然對數來衡量。數據來源于國泰安數據庫上市公司利潤表附注中的政府補助一欄。

（3）調節變量：環境規制（Er）

有研究提出采用環保投入與主營業務收入的比值或企業污染排放量來衡量環境規制［34］，為了考慮由于地區產業結構差異、企業內部差異而造成環境規制影響的不同，本文借鑒原毅軍等［35］的做法，以企業所在省份環保投資總額占GDP的比重來衡量環境規制，以客觀反映政府環境監管的作用。

（4）控制變量

借鑒相關文獻［36］，引入企業規模（Size）、企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、企業營收能力（Sales）、股權集中度（Cr）作為控制變量。

主要變量及其具體測量方法如表1所示。

2.3 模型設計

基于上述理論假設和變量定義，本文構建以下四個實證分析模型，模型（1）（2）分別檢驗政府資助對綠色創新的一次和二次影響，模型（3）（4）分別檢驗環境規制對上述影響的調節效應。

其中，β0 為截距項，εit 為隨機誤差項，i 表示企業序號，t表示時間，k 表示控制變量序號，CVit 為控制變量，其余變量含義見表1。為避免異方差對研究結果產生影響，回歸分析時采用加權最小二乘估計，即首先進行OLS估計，得到殘差及殘差平方，再對殘差平方取對數進行輔助回歸，計算輔助回歸擬合值，最后對該擬合值去對數、取倒數得到權重。

3 實證分析

3.1 描述性統計

表2 顯示的是主要變量的描述性統計分析，可以看出，綠色專利數量的最小值為0，最大值為29，均值為0.785，總體上綠色技術創新處于較低水平，標準差結果體現了不同企業之間綠色創新的差異較為明顯。政府資助自然對數的最小值為12.99，最大值為21.2，均值為17.05，說明企業獲得政府資助金額處于中間水平。此外，環境規制最小值為0.778，最大值為2.956，均值為1.264，標準差為0.483，表明我國政府對企業環境監管程度較低，不同地區的企業面臨的監管差距較小。

3.2 相關性分析

表3為主要變量的Pearson相關性分析結果。變量之間的相關系數的絕對值大多小于0.5，為實證分析中避免多重共線性的影響提供了基礎。

3.3 回歸分析

3.3.1 全樣本分析

（1）政府資助對企業綠色創新的影響

表4中（1）顯示，政府資助一次項和二次項系數分別為-0.898和0.029（plt;0.01），兩者關系圖如圖1所示，符合U形曲線特征。可見，只有當政府資助金額達到一定的臨界值，政府資助對綠色技術創新才會呈現顯著的促進作用。

利用U形曲線的一次項和二次項，求得該曲線的拐點為（15.54，-3.74），政府資助對綠色技術創新的影響效應變化的臨界值時15.54。結合樣本的原始數據，發現在樣本觀察值中，政府資助的取值大都集中在在拐點右側。雖然從長期而言，政府資助對綠色技術創新的影響體現為U形，但是在目前時間段，就本文研究的企業而言，政府資助正好處于大于臨界值（15.54）的高資助階段，總體表現為對綠色技術創新的促進作用。可能的原因是原始樣本中非重污染企業居多（占比超過68%），相對于重污染企業，該類企業生產和研發過程中對環境的污染較低，所以隨著獲得的政府資助的增加，企業綠色創新資金投入不足的問題得以有效解決，企業創新研發活動的成本和風險也得以降低，大大地提高了企業創新意愿，進而促進綠色技術創新。而較低的資助金額仍舊不能有效降低企業進行綠色創新的成本和風險，未充分激發企業創新意愿，使得低于臨界點的政府資助對綠色創新作用不明顯或產生抑制。回歸結果支持假設H1。

（2）環境規制的調節作用

表4 中（2）顯示，環境規制與政府資助二次項的調節項系數為-0.032（plt;0.01），其符號與主效應政府資助平方項相反，表明環境規制會削弱政府資助對企業綠色創新的U 形影響。也就是說，隨著環境規制的增強，政府資助對企業綠色創新的促進作用會減弱。可能的原因是，環境規制增加了企業的環境治理成本，擠占了企業用于研發創新的資金、人力［34］，隨著監管力度的加大，企業可能會迫于環境規制的壓力，強制改變其工藝流程或技術，阻礙了企業進行綠色創新，因而總體表現為削弱了政府資助的激勵作用。假設H2成立。

3.3.2 基于重污染與非重污染企業的差異

（1）政府資助對重污染企業綠色創新的影響及環境規制的調節效應

表5中（1）顯示，政府資助與重污染企業綠色創新一次關系不顯著，根據理論假設，對兩者之間的二次關系做進一步檢驗，由（2）看出，政府資助一次項和平方項系數分別為-1.053和0.03（plt;0.05），兩者關系圖如圖2，符合U形曲線特征。可能的解釋是，重污染企業治污投資巨大，少量的政府資助并不能滿足該類企業需要的研發需求和成本，不能有效降低企業的創新風險［36］，當政府資助處于臨界值之前時，創新資助金額可能消耗在例如尋租、騙補等成本之中，難以轉化為企業真正的綠色創新資助［11］，因而表現出“擠出效應”，產生抑制作用。反之，隨著政府資助的增多，資金超過了企業獲取政府資助所進行的各類尋租活動成本，企業將會利用好政府資助進行創新，因而表現出“擠入效應”，產生促進作用。

表5中（3）顯示，環境規制與政府資助二次項的乘積系數為-0.067（plt;0.01），表明環境規制會削弱政府資助對重污染企業綠色創新的U形影響，使該U形曲線更平坦。一方面，重污染企業是政府對其環境行為提出制度約束的重點對象，適當的環境規制有助于企業產生創新補償效應，促進企業實現可持續發展［34］，因而削弱了政府資助的抑制作用，但兩者并非簡單的單調關系，在拐點之后，重污染企業可以合理利用政府資助進行綠色創新，而強制性的環境規制可能會增加企業的環境治理成本，擠占政府資助的作用［36］，進而削弱了其對綠色創新的促進作用。

（2）政府資助對非重污染企業綠色創新的影響及環境規制的調節效應

表5 中（4）顯示，政府資助一次項系數為0.131（plt;0.01），表明政府資助會促進企業綠色創新。可能的原因是非重污染企業投入污染治理成本較少，而政府資助可以有效解決企業綠色創新資金投入不足的問題，隨著政府向企業提供的財政補貼增多，企業創新活動的意愿會隨其開展綠色創新的風險降低而增高［7］。同時，從（5）也看出政府資助的二次項系數不顯著，可見，對于非重污染企業而言，政府資助對綠色創新的影響為正向線性關系。

鑒于前述分析的政府資助對非重污染企業的影響，所以分析環境規制對政府資助一次項的調節效應。表5的（6）表明環境規制能夠正向調節政府資助對企業的綠色創新，但并不顯著。相較于重污染企業，非重污染企業的生產和創新活動對環境的負面影響相對較小，因而環境治理和環境保護等方面的監管對非重污染企業限制較弱，所以環境規制并不會顯著影響政府資助對非重污染企業綠色創新的促進效應。

3.3.3 基于國有與非國有企業的差異

由表6的（1）和（4）可以看出，政府資助對國有企業和非國有企業的綠色創新均表現為顯著的線性促進作用，但對國有企業促進作用更明顯。由（2）和（5）看出，政府資助的平方項對國有企業和非國有企業的綠色創新影響不顯著。一方面，國有企業常常由中央或地方政府所控制，與政府政治關系密切，在資源稟賦上具有較大優勢，面臨創新資源短缺時更容易獲得政府資助，可能形成國有企業預算軟約束［18］，使國有企業有更高程度的風險容忍能力，也就是對研發項目的收益回報敏感度更低，因此更有能力進行高水平創新［18］。另一方面，國有企業的高管團隊大多由行政擔任，需要迎合政績考核，使得國有企業更重視創新投入，相比之下，非國有企業為規避創新的高風險，限于體制、技術和金融的約束，在政府資助力度較低的情境下，創新動力依然較低［37］。

由表6的（3）和（6）可以看出，環境規制對國有企業和非國有企業政府資助與綠色創新的關系均為顯著的正向調節，但相比于國有企業，對非國有企業的政府資助促進作用的調節效應更強。為了直觀地展示該調節作用，繪制了兩種類型企業的調節效應圖，如圖3和圖4所示，圖中非國有企業交互項斜率明顯大于國有企業。可能的原因在于，一方面，與國有企業相比，非國有企業存在一定的資源劣勢，借助于政府的資金補助、政策支持開展創新活動，環境規制的監管使非國有企業抓住政府支持作為契機，將政府資助與政策支持轉化為體現企業自身創新能力優勢的信號機制［18］。另一方面，在人員配置上，國有企業的高管團隊可能缺乏對前沿創新技術的專業化管理理念，而非國有企業通常不存在國有企業的冗余雇員、政策負擔等問題，在相應政府政策背景下，實施創新決策更具靈活性和自主性［11］。綜上，環境規制的正向調節作用在非國有企業中更為明顯。綜合以上，假設H3成立。

3.4 穩健性檢驗

考慮到樣本中因變量為專利數量，采取負二項回歸模型驗證前述實證分析的穩健性。分析結果顯示，政府資助對重污染企業綠色創新存在顯著U形影響，對非重污染企業、國有企業、非國有企業綠色創新均具有促進作用。環境規制顯著削弱政府資助對重污染企業的U形影響，顯著正向調節政府資助對非重污染企業、國有企業、非國有企業的綠色創新能力。可見，整體結論與上述分析基本一致，所以本文的研究具有一定的穩健性。

4 結論與啟示

基于我國2009—2021 年滬深A 股上市公司的數據，運用加權最小二乘法，實證檢驗了政府資助對企業綠色技術創新的影響，并驗證了環境規制對該影響的調節效應，同時基于企業異質性分析了政府資助的影響以及環境規制調節作用的差異。得出如下結論：（1）政府資助對企業綠色創新存在U 形影響，環境規制會削弱該影響。（2）政府資助對重污染企業綠色創新存在U形影響，但對非重污染企業綠色創新為促進作用，不存在二次關系。環境規制會削弱政府資助對重污染企業的U 形影響，但對非重污染企業調節效應不顯著。（3）無論國有還是非國有企業，環境規制均正向調節政府資助對企業綠色創新的影響，且對非國有企業調節作用更強。

根據理論分析與實證結果，本文提出以下啟示：第一，政府在加大對企業創新支持力度的同時，應該針對不同類型企業合理分配資助金額，避免國家財政資源被過度占用，注重發揮政府資助的良性作用。第二，鑒于環境規制的調節效應因企業異質性而有異，所以可以考慮制定差異化環境監管措施，以滿足不同類型企業的綠色創新需求，對于重污染企業，除了加大其環境保護監管力度外，還需要適當增加政府資助力度，以期該類企業為產業結構轉型升級、提升全社會綠色創新方面做出更大貢獻。第三，非國有企業固有的資源劣勢和預算約束極大地限制了其創新積極性，所以政府資助也應該向該類企業傾斜，減少創新外部性的負面效應。非國有企業應積極響應政府號召，充分利用相關政策優勢，獲取政府資助，降低研發風險。在符合低碳化要求并將環境污染最小化的前提下，以市場需求為導向積極開展綠色創新。

本研究存在以下局限性：由于環境規制細分命令控制型、市場激勵型和公眾參與型，有文獻指出三種類型環境規制對綠色創新的影響有所不同［38］，未來可以針對不同類型環境規制進一步討論其影響。此外，企業“內部人”對綠色創新起到至關重要的作用，本文僅考慮政治因素的影響，未來可以引入高管團隊其他背景特征，以期豐富研究成果。

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基金項目：浙江省科技廳軟科學項目（2023C35054）；浙江理工大學科研啟動基金項目（21062293-Y）