財務風險承擔能力、綠色技術創新和企業綠色轉型績效

摘要：黨的二十大報告提出加快發展方式綠色轉型，促進人與自然和諧共生，推動綠色發展。為了深入探索企業綠色轉型的路徑與成效，基于綠色發展的核心理念，系統分析財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效之間的內在聯系，并進一步考察綠色技術創新在這一關聯機制中所扮演的中介角色。研究選取2014—2023年基于《國民經濟行業分類》的12個資源型行業中在滬深A股上市的企業，進行多元回歸分析。實證結果表明：較強的財務風險承擔能力能夠促進企業轉型績效的提高；較高的綠色技術創新水平能夠提升企業的綠色轉型績效；此外，財務風險承擔能力通過提高綠色技術創新水平，可以進一步提升企業的轉型績效水平。

關鍵詞：財務風險承擔能力；綠色技術創新；企業綠色轉型績效

0 引言

企業轉型升級是中國經濟向高質量發展轉變的必由之路，而綠色發展則是實現企業轉型升級的新動力。因此，需要轉變經濟增長模式。黨的二十大明確提出了發展綠色低碳產業的重要戰略，旨在加速實現碳達峰與碳中和的雙碳目標，同時，積極倡導促進綠色低碳的生產方式與生活方式的形成與發展。在我國資源型企業高速發展的同時，環境問題也日益凸顯。環境保護與經濟發展應實現協調并進，大力發展綠色經濟逐漸成為各界關注的焦點。綠色技術創新的引入能夠提升企業績效，提高經濟和社會的可持續發展，從源頭上阻止廢水等污染物的產生，從而提升企業效率，有助于環境保護。企業財務風險承擔能力影響財務指標，并對企業的長期發展決策起重要作用。

基于此，本文從綠色技術創新的角度出發，將財務風險承擔能力、綠色技術創新與企業綠色轉型績效置于同一框架進行研究，重點考察綠色技術創新是否在財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效之間發揮中介作用。

現有文獻對企業財務風險承擔能力與綠色技術創新之間關系的研究較為匱乏，本文通過深入探討財務風險承擔能力對企業綠色轉型績效的影響，進一步揭示綠色技術創新在其中的中介作用。同時，進行實證檢驗，旨在探討財務風險承擔能力對企業綠色轉型績效的具體作用機制。這不僅豐富現有的理論體系，還有助于企業實現可持續發展，推動綠色轉型。

1 理論分析與研究假設

1.1 財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效

通過中西方企業風險承擔水平的對比，發現我國企業風險承擔能力較弱。根據傳統財務理論，高收益伴隨著高風險，企業只有具備一定的財務風險承擔能力才能在激烈的市場競爭中存活。通過量表和結構方程的方法實證檢驗企業風險承擔能力有助于激發創新意愿，并在社會資本與創新意愿之間發揮中介作用^[1]。從企業社會資本角度揭示戰略風險承擔對企業績效產生積極影響的邊界條件，促使戰略風險承擔能夠順利轉化為經濟績效^[2]。然而，風險承擔與企業綠色創新持續性之間存在負向的線性關系，即風險承擔在數字普惠金融與企業綠色創新持續性之間發揮中介效應^[3]。此外，從公司內外部治理機制的角度研究員工持股對風險承擔水平的影響，發現公司風險承擔水平的機制受公司所有制結構的影響，商業化程度越高，正面影響越大^[4]。基于此，本文提出如下假設：

H1：增強財務風險承擔能力能促進企業轉型績效提高。

1.2 綠色技術創新與企業綠色轉型績效

綠色技術創新的概念最早由Brown和Weld^[5]于1994年提出，他們認為，綠色創新首先應被視為一種用于優化原材料和能源使用以保護環境的技術過程或產品。在瑞典的部分中小企業中，創新類型企業相比于其他類型企業具有較強的風險承擔能力，但兩者之間呈反向關系，即企業創新風險承擔能力會隨之下降^[6]。隨著企業風險承擔能力的提升，投資項目失敗的幾率也會增加。此外，企業所有權性質、公司規模和地域差異都會影響風險承擔能力與公司創新能力之間的反向關系。基于自然資源基礎觀，通過綠色技術創新加大在綠色創新項目上的投資會增強公司在特定環境中的能力發展^[7]。可持續發展能力的增強使企業更易在市場上占據一席之地，增強市場核心競爭力，提升市場份額，從而降低成本。研究發現，推動企業技術創新的因素主要來自外部，例如環境稅、污染罰款以及政府補貼^[8]。在制造業中，不同的環境規制強度會影響綠色技術創新對企業轉型升級的效果，且存在雙門限效應^[9]。通過構建概念模型，發現企業不同類型綠色技術創新之間的關系及其向經濟績效傳導路徑的異同，有利于提升企業經濟績效^[10]。王曉祺^[11]著眼于以綠色專利為表征的創新視角，考察企業綠色轉型。此外，公司的綠色技術創新質量與數量可以通過數字化轉型得到提升^[12]。在構建“雙循環”背景下，構建更為綜合的產業結構升級系數，發現OFDI獲得的逆向技術溢出不僅促進了中國產業結構的整體升級，而且通過綠色技術創新的中介影響機制，促進了產業價值鏈的擴展和產業勞動生產率的提高^[13]。綜上所述，提出如下假設：

H2：綠色技術創新水平高能夠提高企業轉型績效。

1.3 綠色技術創新在財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效中起中介作用

現有文獻對于綠色技術創新與財務風險承擔能力之間關系的研究較少。基于融資約束與企業風險承擔的中介視角，研究發現企業風險承擔在政府補貼對企業創新投入的影響中起到部分中介效應。具體而言，政府補貼通過提高企業的風險承擔水平，促進企業創新投入^[14]。利用Tobit模型分析，發現市場型環境規制對促進重污染行業和小規模企業的綠色技術創新影響更大，環境責任在其中發揮了部分中介作用^[15]。在創新驅動經濟高質量發展的背景下，企業所處技術環境波動成為影響企業風險承擔的關鍵因素。當企業面臨的創新環境不確定性較高時，其風險承擔水平顯著下降^[16]。從風險承擔視角實證分析政府補貼與創新相關性的內在機理，發現企業創新質量和數量的影響中，政府補貼在其中存在滯后激勵效應，通過提升企業風險承擔水平，對企業綠色技術創新產生正向影響^[17]。這種滯后激勵效應在制造業和小規模民營科技企業中尤為顯著。著眼于風險投資支持對企業創新投入效果的研究，發現企業不同規模、不同所有權類型及市場競爭強度的差異都會影響企業風險投資支持的調節效應^[18]。根據利益相關者理論，財務績效受企業社會責任影響，在公司內部控制與企業財務績效之間，創新技術存在正向調節作用，尤其在擁有高數字化水平的企業中更為顯著^[19]。在流通類企業中，綠色技術創新通過減少碳排放、優化資源利用、促進工業綠色增長和提高企業績效，提供了技術和核心支持^[20]。鑒于此，提出如下假設：

H3：財務風險承擔能力通過提高綠色技術創新水平促進企業轉型績效。

2 研究設計

2.1 數據來源與樣本選擇

本文通過研究資源型企業的數據，在剔除了樣本期間缺失重要數據以及剔除了ST企業的樣本數據后，最終使用2014—2023年的513個企業樣本，得到4 044個可觀測的數值樣本。根據《國民經濟行業分類》選取資源型企業行業中的12個行業。鑒于企業數量較多，對數據進行上下1%縮尾處理，以避免極值對結果的影響。本文的財務指標數據主要來源于國泰安數據庫、企業年報、Wind數據庫和巨潮資訊網，研發投入指標來源于CRNDS專利數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

本文以企業綠色轉型績效（GT）作為被解釋變量。通過建立資源型企業綠色轉型績效的綜合評價指標體系，對各項指標進行主成分分析并加權計算，得到綠色轉型績效指數，以此來衡量企業綠色轉型績效。構建的資源型企業綠色轉型綜合評價體系見表1。

根據成分得分系數矩陣可以得到各個主成分的數值得分，見表2。

根據成分得分系數矩陣，構建3個主成分因子得分表達式，分別為

F1=0.583X1+0.030X2+…+0.394X7F2=0.071X1+0.748X2+…－0.211X7F3=－0.044X1－0.213X2+…+0.053X7

一般方差貢獻率越大，說明主成分分析所提取的成分信息占總體信息是越高的，提取特征根大于1的主成分，得到結果見表3。

旋轉平方和載入的累積百分比達到58.661%，即提取的3個主成分包含了全部的指標58.661%的信息，相對提取的信息占比較大，說明損失的信息較低。用各個主成分的方差貢獻率比總累計方差貢獻率計算權數，之后進行加權平均所得出綠色轉型績效的綜合指標得分為主成分分析后可得到最終權數，之后通過主成分得分函數進行加權計算后得到綜合得分即所得綠色轉型績效指數，所得指數GT能夠更好衡量。

2.2.2 解釋變量

財務風險承擔能力（RISK）：本文以股票收益率波動性作為解釋變量RISK的衡量指標。企業財務風險承擔能力的衡量指標包括資產負債率、盈利波動性、股票回報率波動性、資本性支出等。股票收益率波動性大代表風險承擔能力弱，而波動性小則表示承擔能力強，兩者呈現負相關，即RISK越高，企業風險承擔能力越低。具體計算公式為

RISKi，t=1D－1∑Dd=1（ROISi，t，d－1D∑Dd=1ROISi，t，d）2

式中，RISK為第i家企業在第t年的風險承擔水平；D為第t年，ROISi，t，d則為在第i家公司第t年第d日所考慮現金紅利再投資的股票回報率。

2.2.3 中介變量

綠色技術創新（GTI）：本文中介變量計量選取綠色專利申請數與1之和的自然對數。考慮到綠色技術創新具有一定的技術溢出效應，對企業自身技術資金能力要求較高。此外，企業的綠色專利數量可以更直接地反應綠色技術創新水平。因此，選用綠色專利數來衡量綠色技術創新這一中介變量。

2.2.4 控制變量

研究結果表明其他因素的存在，基于此，選取企業規模（SIZE）、企業年齡（AGE）、獨立董事比例（IND）、資產負債率（LEV）、自由現金流量（CASH）、營業收入增長率（GROWTH）作為控制變量，變量定義見表4。

2.3 模型構建

通過設置財務風險承擔能力為解釋變量，綠色轉型績效為被解釋變量，綠色技術創新為中介變量及控制變量，采用溫忠麟所提出中介效應三步法，構建模型為

GTit=β0+β1Riskit+CV+γt+μi+εit（1）

GTIit=β0+β1Riskit+CV+γt+μi+εit（2）

GTit=β0+β1GTIit+CV+γt+μi+εit（3）

GTit=β0+β1Riskit+β2GTIit+CV+γt+μi+εit（4）

3 實證分析

3.1 描述性統計

通過Stata對各個變量的樣本數據進行描述性統計，來了解樣本的基本信息，從而對本文的研究數據進行一個基礎的了解，進行描述性統計，見表5。

從表5可以看出，相對于均值來說，綠色轉型績效（GT）、綠色技術創新（GTI）、自由現金流量（CASH）以及營業收入增長率（GROWTH）這4個變量的標準差較大，表明其波動性較大；而其他變量的標準差相對較小，波動性較小。

對綠色轉型績效標準化后發現，企業之間存在差距。樣本企業在綠色技術創新水平上也存在差異，從兩者的平均值0和1.105 1來看，資源型企業的綠色技術創新能力偏低。描述性統計顯示，RISK1的標準差較小，表明我國資源型企業中風險承擔能力的差異較小。相比之下，GROWTH的最小值為-0.959 0，最大值為665.540 1，表明不同企業間營業收入增長率差別較大，但是整體波動不大。

3.2 相關性分析

在進行回歸分析之前，采用Pearson系數對主要變量之間進行相關性分析，結果見表6。

財務風險承擔能力（RISK）與綠色轉型績效（GT）之間的相關系數為-0.03，從表6可以看出兩者存在顯著負相關關系，即財務風險承擔能力（RISK）與綠色轉型績效（GT）反向變化。這表明股票收益率波動性越小，財務風險承擔能力（RISK）越大，企業綠色轉型績效越好，驗證了假設1。綠色技術創新（GTI）與解釋變量也存在顯著的負向相關關系，1表明股票收益率波動性越小，財務風險承擔能力越大，企業綠色技術創新水平越高。這與假設2一致。

3.3 多元回歸分析

3.3.1 財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效

在所研究樣本企業中，對模型（1）財務風險承擔能力對企業綠色轉型績效進行回歸分析，結果見表7。

模型（1）結果顯示：模型的調整R²為0.233 2，由于面板數據的差異性，F檢驗值為48.301 8，財務風險承擔能力（RISK）對應的概率值小于0.01，對綠色轉型績效（GT）的影響系數為-0.820 2，即存在顯著的負向影響。無論是否加入控制變量，財務風險承擔能力（RISK）均存在顯著的負向影響。由于存在反向影響，說明財務風險承擔能力高有助于促進企業綠色轉型績效的提高，即RISK和GT之間存在顯著的正相關關系，可驗證假設1的準確性。加入控制變量后均與綠色轉型績效（GT）存在顯著的影響，且均存在顯著的正向影響。在控制其他因素后，財務風險承擔能力越大，企業的綠色轉型績效越好，假設1得以驗證。

3.3.2 綠色技術創新與企業綠色轉型績效

綠色技術創新對資源型企業綠色轉型績效影響的回歸結果見表8。

在不加入控制控制變量時，綠色技術創新（GTI）的估計系數是0.052 4，在1%的水平顯著，在加入控制變量后，模型的調整R方為0.233 7，擬合優度為23.37%，F檢驗值顯示整體模型是通過顯著性檢驗的，綠色技術創新（GTI）的影響系數為0.029 2，與企業綠色轉型績效（GT）在0.01的顯著性水平顯著，有相當顯著積極的促進效果。這表明，綠色技術創新對企業綠色轉型績效具有相當顯著的積極促進效果。高水平的綠色技術創新意味著企業更可能申請更多的綠色專利，從而產生更多的創新產出。因此，企業可以通過實施綠色技術創新提升企業的轉型績效，從而獲得持續性的競爭優勢，假設2得以驗證。

3.3.3 財務風險承擔能力，綠色技術創新與企業綠色轉型績效

綠色技術創新對財務風險承擔能力與企業綠色轉型績效間關系中是否產生中介效應的回歸結果見表9。

在模型2中，財務風險承擔能力（RISK1）對綠色技術創新（GTI）的影響系數為-1.816 7，通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明，財務風險承擔能力越高（即風險承擔能力越弱），綠色技術創新（GTI）越低。因此，財務風險承擔能力與綠色技術創新呈現出顯著的負相關關系。

通過模型3回歸分析結果，綠色技術創新（GTI）和綠色轉型績效（GT）之間的回歸系數為0.029 2，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明綠色技術創新對企業綠色轉型績效存在顯著的積極作用。因此，綠色技術創新在提高企業效益方面變得越來越重要。

在模型5中，即RISK1在中介效應的第三步，三者的回歸分析結果中存在顯著的負向影響，影響系數分別為-0.769 8和0.027 8，1%水平的顯著性檢驗通過，綠色技術創新（GTI）作為中介變量有顯著積極影響，說明綠色技術創新和風險承擔能力對財務績效均有影響。因此，綠色技術創新（GTI）有中介作用，假設3得到驗證。由此可見，政府對環境保護的重視推動了資源型企業加大對綠色環境技術創新的投資，進而提高了綠色技術創新的重要性，成為風險承擔能力的內在驅動力。

資源型企業通過綠色技術創新可以擴大企業規模，增強對技術創新研發不確定性的風險承擔能力，產生規模協同效應，進而提高企業的綠色轉型績效。

3.4 穩健性檢驗

本文運用變換變量的方法來替代解釋變量。用RISK2的3年的收益率標準差替換RISK，將綠色專利申請量變成綠色專利授權數再次進行回歸，如解釋變量對其他變量顯著性無差異，代表穩健性檢驗得以通過，回歸結果見表10。

表10結果顯示各更換項的系數方向和顯著性并沒有出現較大的變化，即使替換了解釋變量財務風險承擔能力和中介變量綠色技術創新，對財務風險承擔能力的影響仍然是比較一致的，仍然存在顯著的負向影響，即反向變化的情況；中介變量綠色技術創新對被解釋變量企業轉型績效的影響仍然是顯著的正向影響，綠色技術創新在財務風險承擔能力和企業綠色轉型績效之間存在中介作用，均與前文的結果是一致的。因此，本文的研究結果是可信的。可以認為假設1、假設2及假設3這3個假設的研究結論具有穩健性，所得結論則可以代表本文的研究結果。總體而言，提高財務風險承擔能力可以對企業績效水平的整體提升起到激勵效果。

3.5 進一步分析

從資源基礎觀的角度來看，資源是保持商業競爭優勢的重要組成部分，尤其是對企業的創新活動中在戰略性意義上的異質性資源。所有權屬不同，導致這兩種類型的企業在管理和決策過程中存在著非常大的差異。為了進一步分析本文的假設，本節中的研究完全基于企業實際控制人差異的特征，并且使樣本劃分為全體樣本，國有性質樣本和非國有性質樣本，通過回歸檢驗對企業綠色轉型績效的作用是否存在產權性質的差異，具體結果見表11。

根據表11結果，RISK1對非國有企業和國有企業的轉型績效均產生顯著的負面影響，RISK1的系數越小，表明財務風險承擔能力越高，且對國有企業綠色轉型績效的影響為顯著。相較于非國有企業，國有企業獲取政府支持和隱性擔保，建立更緊密的政府關系，財政限制較少，融資約束更為寬松，易于獲得數據收集和不同資源，能夠及時調整商業計劃和戰略目標。一旦政策得到支持，國有企業將表現出不同于非國有企業的風險意識與風險承擔水平，通常高于非國有企業。在非國有性質樣本中，綠色技術創新相較于國有性質企業能夠顯著促進企業綠色轉型績效。這是因為國有企業具有營利性和政治性雙重特性，且具備先天發展競爭優勢，更容易獲得政府資源支持和政策傾斜，從而使得其研發投入和專利產出相對不受制當地環境的限制。而非國有控股企業在面對市場競爭時承受更大的壓力。相較于國有企業，在應對環境保護的壓力時，非國有企業更需要考慮自給自足因素，適應社會需求，以減輕環保成本。因此，非國有企業在綠色創新方面具有更強的動機，企業更有可能擁有更強的綠色創新意愿，以滿足更為迫切的綠色轉型需求。

4 結語

研究以我國資源型企業為對象，運用多元線性回歸分析2014—2023年企業數據，運用主成分分析法分析綠色轉型績效，以檢驗財務風險承擔能力通過提升綠色技術創新水平影響企業綠色轉型績效的路徑。實證研究表明：企業的財務風險承擔能力越強，綠色技術創新能力越高。綠色技術創新能力提升能夠增強企業綠色轉型績效水平。同時發現，綠色技術創新會在財務風險承擔能力和企業綠色轉型績效之間發揮中介作用，通過替換核心解釋變量穩健性檢驗后，結果依然顯著。此外，進一步將所選樣本采取所有權異質性分析研究顯示，非國有性質的企業的綠色技術創新水平相比于國有性質企業強，在研發投入上會加大投資，但是國有性質的企業財務風險承擔能力大于非國有性質企業，更有利于企業綠色轉型績效。

根據以上結論與當前市場環境，提出如下建議。

第一，提升風險管理意識與能力。制定具備企業獨有屬性的風險標準和管理的制度框架，在企業財務管理層面加強風險管控能力規范財務管理的行為制度，能夠做到在企業整體運營和制度的實施中落實風險管理標準。

第二，發揮綠色技術創新的中介作用，加大綠色技術創新力度。把握利用好提升風險承擔水平對綠色技術創新的顯著積極作用，合理配置有限資源，保持企業創新活動的連續性，保證合理的風險承擔水平，在不同的研發投入資金所達成的效果中找到最適區間，進行風險規避。

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作者簡介：

周茂春， 男， 1972 年生， 博士研究生， 副教授， 碩士研究生導師， 主要研究方向： 財務會計實務與環境績效。

郭怡然 （通信作者），女， 1998年生， 碩士研究生在讀， 主要研究方向：成本與管理會計。