企業綠色創新行業同群效應及其影響因素研究

摘 要：本文以我國上市公司為樣本，從行業視角對綠色創新行業同群效應進行研究。結果發現：企業綠色創新水平受到同行公司影響，存在顯著的行業同群效應。結論在考慮了內生性等一系列穩健性檢驗后依然成立。從外部因素看，行業競爭水平和綠色技術信息溢出水平越高，同行對企業綠色創新的影響越大，增強了行業同群效應。同時，企業傾向于向規模較大的公司學習綠色技術，具有“向上學習”的特征。從內部因素看，企業綠色意愿正向調節同行對個體綠色創新的影響，增強了行業同群效應；較差的研發能力阻礙了企業對同行行為的模仿，削弱了行業同群效應。

關鍵詞：綠色創新；同群效應；行業同群；信息溢出

DOI：10.19313/j.cnki.cn10-1223/f.20241223.006

本文在“第十九屆中國金融學年會”上報告，感謝劉慧老師、王曉芳老師以及審稿人富有建設性的意見，文責自負。

感謝安徽省哲學社會科學規劃一般項目“綠色金融供給、地區產業集聚與企業綠色轉型戰略調整”（批準號：AHSKY2024D104）、國家科技計劃項目“綠色技術轉移轉化科技金融體系建設研究與示范”（批準號：2017YFC0212900）、國家自然科學基金項目“理性疏忽下的動態公司金融理論研究”（批準號：72072108）對本文寫作的支持。

一、引 言

面對日益趨緊的資源約束，建設生態文明、綠色低碳、循環發展的經濟系統，是推動經濟由高速增長向高質量增長轉變的必然選擇。2020年，習近平總書記在第75屆聯合國大會上做出了我國在2030年前實現“碳達峰”，2060年前實現“碳中和”的莊嚴承諾（后文簡稱“雙碳”）；2022年，黨的二十大報告再次強調了經濟綠色發展在高質量發展中的重要地位。“綠色”正在成為我國經濟發展中的顯著特征。作為增強企業可持續發展能力的重要手段，綠色創新在“雙碳”目標實現、經濟綠色轉型中的地位和作用毋庸置疑：發展綠色技術不僅能有效降低污染排放、改善企業環境績效（Levinson，2009；吳欣雨等，2023），同時也能提高生產效率，增強企業競爭力（Forsman，2013；萬攀兵等，2021）。因此，在我國倡導經濟高質量發展的背景下，探討企業開展綠色創新的動力來源及其影響因素具有重要的現實意義。

與其他創新不同的是，綠色技術進步帶來的環境改善具有公共物品屬性，由此降低了企業進行綠色研發投資的積極性（Rennings，2000）。關于如何促進企業綠色創新，學者從環境規制、能源價格、稅法制度等多個角度進行了討論（Porter and van der Linde，1995；Noailly and Smeets，2015；楊仁發和薛顥珺，2024），發現滿足制度監管和公眾訴求、增強競爭優勢是驅動我國企業開展綠色創新的重要動力（齊紹洲等，2018；席龍勝和趙輝，2022）。但現有研究大多默認企業決策相互獨立，忽視了企業之間的互相影響。但任何企業都不是獨立的個體，管理者在做出決策時既要考慮企業本身特征，也要參考競爭對手、地區同伴等其他公司行為，以減少決策失誤。這種相互的學習和模仿使得企業之間在決策或行動上趨同，形成同群效應（Peer Effect）。針對這一現象，相關研究發現，企業在資本結構（Leary and Roberts，2014）、IPO（Aghamolla and Thakor，2022）、信息披露（Seo，2021）、違規行為（陸蓉和常維，2018）、過度負債（李志生等，2018）以及創新（花俊國等，2021）等決策上均會受到同地區或同行業其他公司的影響，表現出顯著的同群效應。

同群效應形成意味著管理者在決策時更傾向于參考其他主體行為，在一定程度上減少了對個體特征的考量，這與企業價值最大化目標相悖。管理者為何會傾向于選擇學習和模仿？Lieberman和Asaba（2006）提出當個體決策后果具有不確定性時，為降低決策風險，管理者會向其認為具有信息優勢的企業學習，采取相似行動；或者企業為了保持在競爭中的相對位置，選擇與對手同質化的戰略，以阻止競爭對手獲得領先地位。可見，信息與競爭是同群效應產生的關鍵因素，這也使得同群效應區別于盲從，是管理者對其他主體行為理性學習的結果。那么，在我國推進經濟低碳轉型的背景下，企業之間是否會在綠色創新上相互影響？又有哪些公司群體會形成同群效應？

一般而言，同一行業中的企業擁有相似的資源稟賦和產品市場，彼此之間的競爭關系強于合作關系，管理者在進行決策時有較強的動機關注其他主體行為（Shroff et al.，2017；Aghamolla and Thakor，2022），使得同一行業內的企業在資本結構、投融資決策上表現出較強的同群效應（Leary and Roberts，2014；王春峰等，2022）。作為企業投資決策中的一部分，綠色創新是企業實施綠色轉型、實現可持續發展的關鍵手段。然而，增加綠色研發投入不僅可能會擠出現有研發項目（劉金科和肖翊陽，2022），同時綠色技術經濟回報的時滯性也使得企業面臨短期盈利能力下降的壓力（Horváthová，2012）。如何在維持企業行業競爭地位的前提下開展綠色創新？跟隨同行其他企業行為或許是有效的解決方案。與同行在綠色創新上保持一致一方面能夠降低管理者的決策風險，另一方面也可有效抵消競爭對手在綠色技術上的競爭優勢，維持企業行業競爭力。可見，同行行為是企業開展綠色創新的重要參照。因此，基于以上分析，本文以行業為視角，選用2013—2020年我國上市公司綠色創新、公司年報、股票市場交易等數據，采用固定效應、調節效應以及IV-2SLS等模型對綠色創新行業同群效應及其影響因素進行研究。

與已有研究相比，本文貢獻主要體現在以下方面：第一，豐富了關于企業綠色創新影響因素的研究。目前，關于綠色創新的討論大多以企業獨立決策為前提（齊紹洲等，2018）。本文發現企業綠色創新與行業平均水平之間存在顯著的正相關關系，具有行業同群效應。這意味著企業在進行綠色研發投資決策時并不完全獨立，同行行為是其重要的參考。所得結論從同群學習和行為模仿視角對綠色創新影響因素研究進行了有益補充。第二，拓展了同群效應影響因素的研究視角。降低決策風險、維持競爭地位是管理者模仿其他主體決策的主要原因（Lieberman and Asaba，2006），因此，以往研究重點關注外部因素對同群效應的影響（Leary and Roberts，2014）。而本文分別從內、外兩個角度對同群效應影響因素進行了探討，發現外部因素（行業競爭與信息溢出）和內部因素（綠色意愿與研發能力）均對同群效應產生影響。這不僅為同群效應研究提供新視角，也表明綠色創新行業同群效應是管理者在考慮企業自身條件的基礎上對同行其他公司學習的結果，是一種理性決策的趨同。第三，本文結論具有一定的政策啟示。由于同一行業內企業的綠色創新行為相互影響，在推動企業綠色轉型的過程中，行業協會等主管部門應注重加強同行企業之間關于綠色轉型決策和經驗的互動與交流，并通過提高綠色專利信息披露的及時性、加強管理者教育以及培育中小企業研發能力等方式，促進行業整體綠色研發效率和創新質量提升。

本文后續安排如下：第二部分為理論分析與研究假設；第三部分是研究設計；第四部分為實證結果與分析；第五部分為穩健性檢驗；最后是結論與建議。

二、理論分析與研究假設

（一）綠色創新行業同群效應

社會學認為，通過群體互動，個體行為會受到其所在群體內其他主體影響，使得同一群體中的成員表現出相似的行為特征。這一行為上的趨同現象被稱為“同群效應”（Peer Effect）。隨著行為金融理論的發展，同群效應被廣泛應用于金融研究中（Manski，2000；Lieberman and Asaba，2006；Leary and Roberts，2014；花俊國等，2021）。那么，綠色創新作為企業發展過程中重要的投資決策，是否也會在同行之間出現趨同？

首先，綠色創新決策面臨長期收益和短期損失的權衡，具有不確定性。從長期看，綠色技術進步帶來的經濟收益能夠緩解環保投資對生產經營的負面影響，實現經濟效益和環境效益雙贏，提高企業長期競爭力（Porter and van der Linde，1995；萬攀兵等，2021）。從短期看，在資源有限的約束下，開展綠色創新會擠出現有的生產和研發活動，降低企業財務績效（de Azevedo Rezende et al.，2019；劉金科和肖翊陽，2022），不利于短期競爭。在此情況下，管理者選擇跟隨同行公司開展綠色創新是最優決策。通過采取同質化的戰略，既能抵消其他公司在綠色技術上獲得的競爭優勢，也能避免因決策失誤而導致的短期財務績效損失，從而維持企業在行業競爭中的相對地位。

其次，綠色創新能夠帶來潛在的經濟收益，是促使企業跟隨同行公司開展綠色創新的重要原因。在我國倡導經濟高質量發展的背景下，企業環保投資得到越來越多投資者的認同。以我國金融市場為背景的研究表明，開展綠色創新一方面能有效降低污染排放（吳欣雨等，2023），提高環境績效；另一方面也能夠向市場傳遞積極信號，吸引投資者關注，獲得股票市場的積極響應（方先明和那晉領，2020），緩解企業融資約束（Zhang et al.，2020）。因此當同行公司開展綠色創新時，企業為了爭奪社會資源也會相應地進行綠色技術研發。

最后，企業在綠色創新上追求差異化戰略是冒險的，這也是促進行業同群效應產生的原因。從激進的角度看，盲目擴大綠色創新投資，期望通過差異化路線實現“贏者通吃”的決策是不可靠的。環境資源是典型的公共物品，過度的綠色研發投入會大幅增加企業經營成本。當投資高于收益時，激進的綠色創新戰略將會使企業陷入嚴重的財務困境，甚至提升其淘汰風險。從保守的角度看，通過不斷的經驗積累，探索適合個體的綠色技術發展方式代價亦是昂貴的。企業能否在決策中充分考慮其個體特征取決于可以付出的等待時間和資源稟賦。隨著我國經濟綠色轉型的不斷推進，環境監管和信貸環保審查力度逐步提升，環境績效不達標的企業將面臨淘汰威脅（陸菁等，2021）。迫切的環境績效需求使得探索式發展比模仿在時間成本上更昂貴，從而促使企業在綠色創新上快速行動，并與同行公司保持一致。

綜上分析可以看出，決策的不確定性、較好的經濟收益以及差異化決策中的潛在風險使得企業在綠色創新上更傾向于選擇與同行企業相似的同質化戰略，形成行業同群效應。據此，提出假設：

H1：企業綠色創新受到同行企業行為影響，存在顯著的行業同群效應。

（二）行業同群效應的外部影響因素

1. 行業競爭

管理者在進行決策時是更多考慮企業個體特征，還是更傾向于模仿、學習其他主體，決定了同群效應的強弱。依據前文分析，維持行業競爭地位是企業模仿同行公司的主要動機。隨著行業競爭加劇，企業保持競爭力的愿望和需求更加迫切，探索差異化發展路徑的時間資源被進一步壓縮，決策面臨更高的試錯成本。這迫使管理者不得不更多參考同行公司行為，與他們在綠色創新行動上保持高度一致。簡言之，行業競爭水平越高，綠色創新的行業同群效應越強。

2. 信息溢出

跟隨群體行動能夠降低綠色技術研發風險，同樣是增強行業同群效應的重要的外部因素。在開展綠色創新的過程中，企業不僅面臨決策不確定性，創新本身也具備資源難回收、投入高、風險大的特征。本質上，創新是在已有知識和技術的基礎上對現有技術、生產方式和組織形式的改進與發展。通過學習其他公司的先進知識和技術，企業能夠獲得更多的信息補充，降低研發成本，提高研發效率（Jaffe et al.，1993）。特別是同一行業中的公司在技術、產品以及服務上相似，企業通過同行公司的綠色專利說明書能夠更快了解相關技術發展現狀和可行方案，降低綠色創新中信息搜集成本和研發風險。因此，綠色專利的信息溢出提高了企業跟隨同行公司開展綠色創新的動機。信息溢出水平越高，獲得的技術信息越多，企業跟隨同行綠色創新行為的動機就越強。

依據以上分析，提出如下假設：

H2-1：行業競爭越激烈，企業決策受到同行公司的影響越大，從而增強了綠色創新行業同群效應；

H2-2：信息溢出水平越高，企業決策受到同行公司的影響越大，從而增強了綠色創新行業同群效應。

（三）行業同群效應的內部影響因素

企業發展戰略選擇受限于其擁有的資源稟賦，這使得個體對群體行為的學習和模仿不僅與外部因素相關，也受到個體特征的約束（Aghamolla and Thakor，2022）。故而，我們從意愿和能力兩個角度探討企業內部因素如何影響綠色創新行業同群效應。

1. 個體“綠色意愿”

作為一項重要的投資決策，綠色創新水平與投資意愿密不可分：企業環保意識越強，開展綠色創新的積極性就越高（席龍勝和趙輝，2022）。雖然“綠色意愿”是企業在環境責任承擔上的主觀愿望，出于環境意識和環保責任而開展的綠色創新行為體現了個體對目標的追求，不會輕易受到其他公司行為的影響。然而，采取差異化的綠色技術發展戰略是冒險的，即使是具有強烈“綠色意愿”的企業，在進行綠色創新投資時也會充分考慮其他主體行為。因此，對于那些原本就關注環境問題、“綠色意愿”較高的企業而言，由于其本身具備較高的綠色創新動機，當同行公司綠色創新水平提升時，他們更容易跟隨做出發展綠色技術的決定，表現出更強的行業同群效應。

2. 個體研發能力

創新活動需要大量的人力和物力資本投入（Kong et al.，2022）。若企業研發能力與行業平均水平有較大差異，盲目地跟風投資，不僅創新本身較難獲得成功，同時也會造成資源浪費，反而降低企業的競爭力。因此，當企業創新能力較低，無法為創新提供保障時，即便管理者明白跟隨同行公司開展綠色創新是最優決策，其模仿的動機也不足，從而降低了行業內其他主體對企業決策的影響，削弱了行業同群效應。

依據以上分析，提出如下假設：

H3-1：企業“綠色意愿”越高，其決策受到同行公司的影響越大，從而增強了綠色創新行業同群效應；

H3-2：企業研發能力與行業平均水平差距越大，其決策受到同行公司的影響越小，從而削弱了綠色創新行業同群效應。

三、研究設計

（一）數據來源

以2013—2020年我國上市公司為研究對象，對以上假設進行檢驗。選擇2013年為起始年份，是因為2012年11月黨的十八大將生態文明建設納入中國特色社會主義事業“五位一體”總布局，在我國綠色經濟發展中具有里程碑的意義。

研究數據涵蓋上市公司專利、公司年報、社會責任績效以及股票市場交易等。其中，專利和綠色專利數據來自中國研究數據服務平臺CNRDS（Chinese Research Data Services Platform）。CNRDS數據統計口徑為國家知識產權局（SIPO）網站發布的上市公司專利數量，通過比對我國上市公司專利分類號IPC和國際知識產權組織（WIPO）公布的綠色專利分類號IPC，可以獲得上市公司年度綠色發明專利和綠色實用新型的申請及獲得授權數量。上市公司年報、股票交易等數據來自CSMAR金融數據庫。企業社會責任數據來自和訊網。

考慮到資本結構的特殊性和數據的完整性，刪去了ST企業、金融行業以及相關數據缺失樣本。整理后，最終獲得24，997個觀測值。為避免異常值影響，本文對所有連續變量進行了1%水平下的雙邊縮尾處理。

（二）變量選擇

1. 被解釋變量：企業綠色創新

由于專利獲得具有一定的審批周期，且不同類型專利主管部門批復的時間長短也不相同①，不能及時體現企業的綠色研發活動。參照齊紹洲等（2018），選用綠色專利申請數量作為企業綠色創新水平的度量：GreInno=ln（1+GreInnoA），其中GreInnoA為企業年度綠色專利申請數，等于綠色發明專利申請數（GreInvA）和綠色實用新型申請數（GreUmA）之和。

此外，考慮到發明專利的創造性和技術含量高于實用新型，我們進一步區分了技術類型，分別計算綠色發明專利年度申請量的對數值GreInv=ln（1+GreInvA）和綠色實用新型年度申請量的對數值GreUm=ln（1+GreUmA），同樣作為本文的被解釋變量。

2. 解釋變量：行業綠色創新水平

參考陸蓉和常維（2018）及Seo（2021），采用企業所在行業其余公司的年度綠色專利申請數量均值（IPeerInno-i）度量行業綠色創新平均水平。

其中，GreInnoAkj為行業！中公司\"的年度綠色專利申請數量，J為行業j的上市公司數量。將式（1）中GreInnoA分別替換為GreInvA、GreUmA，對應可得綠色發明專利、綠色實用新型的行業平均水平IPeerInv、IPeerUm。

3. 調節變量

（1）行業競爭與信息溢出

為驗證假設2-1，選用行業集中度指數HHI衡量行業競爭水平。HHI為公司營業收入占行業營業總收入比值的平方和，取值介于0和1之間。HHI越小，行業競爭越激烈，當行業內只有一家公司時，行業競爭程度最小，HHI為最大值1。

在假設2-2的檢驗中，采用同行業其他公司獲得的綠色專利授權數量均值[式（2）]作為信息溢出水平的代理變量。研究發現，公司專利會被技術相似的公司頻繁引用，是企業獲得其他公司技術信息的重要渠道（Fischer et al.，2009）。由此產生的專業知識溢出對企業研發投入和創新能力具有重要影響（Jaffe，1986）。

其中，Patent_Innokj為行業j中公司k獲得的綠色專利授權數，J為屬于行業j的上市公司數量。同樣，Patent_Inno等于企業獲得的綠色發明專利授權量（Patent_Inv）與實用新型授權量（Patent_Um）之和。Spill_Inno-i值越大，信息溢出水平越高。此外，將式（2）中Patent_Inno分別替換為Patent_Inv、Patent_Um，可得綠色發明專利、綠色實用新型的信息溢出水平Spill_Inv、Spill_Um。

（2）“綠色意愿”與研發能力

為驗證假設3-1，選用社會責任績效評分#$%作為企業“綠色意愿”的代理變量。社會責任體現了企業對環境、社會、利益相關者的關注，是企業增進社會福利的意愿、行為以及績效的總和（李偉陽和肖紅軍，2011）。和訊網提供了上市公司年度社會責任總評分以及對應二級項目得分情況。但二級項目中“供應商、客戶和消費者權益責任”以及“環境責任”自2017年開始出現大量零值，社會責任評價總分出現斷層。為了避免數據統計項目缺失對研究結果的影響，依據和訊網評分規則，本文從總得分中扣除上述兩個子項目得分，采用修正后的#$%度量企業“綠色意愿”水平。

為驗證假設3-2，參考Aghamolla和Thakor（2022），將企業已獲得的專利授權數量與行業均值之間的差距定義為企業研發能力[Distance=Mean（Patent）-Patent]。Distance值越大，企業研發能力越弱。

4. 控制變量

參照齊紹洲等（2018），本文首先選擇總資產利潤率ROA、資產負債率Lev、公司規模（總資產對數）Size、流動資產占總資產比例Capital、固定資產占總資產比例FixAssets控制財務特征對企業綠色創新的影響。其次，選擇第一大股東持股比例Top、董事會人數（對數值）Board控制公司治理水平的影響。再次，選擇公司成立年限Age和機構持股比例Institution分別控制企業在不同發展階段對待創新的態度及外部監督對企業創新投入的影響。最后，研究表明我國綠色技術發展與地區財富水平相關（董直慶和王輝，2021），為減輕這一因素的影響，在控制變量中加入了公司注冊地的地區生產總值（對數值）GDP。

（三）模型設計

其中，Mechanism為調節變量：在假設2-1的檢驗中，取同年度行業集中度指數HHIi，t；在假設2-2的檢驗中，取同行其他公司獲得的專利授權數量均值Spill_Inno-i，t-1；在假設3-1的檢驗中，取修正后的企業社會責任績效評分CSRi，t-1；在假設3-2的檢驗中，取企業研發能力與行業平均水平之間的差距Distancei，t-1。其余變量含義同式（3）。通過式（4）中β2的回歸結果判斷相關因素增強還是減弱了綠色創新的行業同群效應。以行業競爭和信息溢出為例：當Mechanism取HHI時，若β2顯著為負，表明行業競爭越激烈（HHI取值越小），綠色創新的行業同群效應越強；當Mechanism取Spill_Inno時，若β2顯著為正，表明信息溢出水平越高（Spill_Inno取值越大），行業同群效應越強。此外，與假設1檢驗類似，將式（4）中GreInno替換為GreInv（GreUm），IPeerInno替換為IPeerInv（IPeerUm），可檢驗內、外部因素對不同類型綠色創新行業同群效應的影響。

四、實證結果與分析

（一）綠色創新行業同群效應

采用樣本數據對式（3）進行回歸，檢驗假設1，回歸結果見表1。其中，第（1）～（3）列的被解釋變量為企業綠色創新水平GreInno，第（4）、（5）列的被解釋變量分別為綠色發明專利GreInv和綠色實用新型GreUm。表1中，第（1）列為無固定效應的混合回歸結果，對應的R2為33%，研究模型的擬合度較好。第（2）列為控制了個體效應的回歸結果，第（3）～（5）列為同時控制了個體效應與時間效應的回歸結果，固定效應模型對應的within-R2取值在0.11至0.16之間，說明在排除了個體之間的差異后解釋變量和控制變量仍然對企業綠色創新具備較好的解釋力。

由表1可知，IPeerInno的回歸系數隨著固定效應的增加逐漸下降，但均在1%的水平上顯著為正[表1列（1）～（3）]，企業綠色創新水平與其所在行業的平均水平存在顯著的正相關關系。結果表明，綠色創新具有行業同群效應。由表1第（4）、（5）列可知，IPeerInv與IPeerUm的回歸系數亦在1%的水平上顯著為正，表明行業同群效應在不同的綠色技術類別中均成立。結果支持假設1成立。

管理者在進行綠色創新決策時面臨長期競爭優勢與短期經濟績效損失的權衡，為了維持企業在行業中的相對競爭地位、獲得更多的社會資源，與同行公司保持行動一致是最佳選擇。通過采取同質化的綠色技術發展策略，既能抵消對手在綠色技術發展上獲得的競爭優勢，同時也可避免因過于冒進或保守帶來的決策損失。因此，企業在開展綠色創新時，會將同行行為作為重要參考，在決策上趨同，進而形成行業同群效應。

鑒于表1中三種模型的實證結果在顯著性水平和系數正負上高度一致，且固定效應模型更適合面板數據回歸，在后文研究中我們均采用固定效應模型。此外，限于篇幅，后文只報告主要解釋變量的回歸系數，其余結果作者留案備索。

（二）行業同群效應的外部影響因素

1. 行業競爭

為檢驗假設2-1，對式（4）進行回歸，其中Mechanism取行業集中度指數HHI，所得結果見表2。其中，第（1）～（3）列分別檢驗行業競爭水平對綠色創新、綠色發明以及實用新型行業同群效應的影響。由表2可知，無論是否區分技術類型，所有交乘項系數均在1%的水平上顯著為負，表明行業競爭越激烈（HHI取值越小），綠色創新的行業同群效應越大，結果支持假設2-1。

維持競爭中的相對位置是驅動企業模仿其他企業行為的重要因素（Lieberman and Asaba，2006）。隨著行業競爭水平的提升，企業決策試錯成本增大，由此迫使管理者不得不在綠色創新投資決策時更多參考同行業其他主體行為，進一步提升了綠色創新的行業同群效應。限于篇幅，后文調節效應回歸只匯報交乘項結果，其余項目作者留案備索。

2. 信息溢出

采用式（4）檢驗假設2-2，Mechanism取上一期同行其他公司獲得的綠色專利授權平均水平Spill_Inno，回歸結果見表3。其中，第（1）～（3）列分別為信息溢出對綠色創新、綠色發明以及實用新型行業同群效應的影響。由表3可知，無論是否區分技術類型，交乘項系數均在1%的水平上顯著為正，表明行業內綠色技術相關信息溢出水平越高，企業跟隨同行公司開展綠色創新的動機越強，結果支持假設2-2。

綠色創新本身是一項高風險投資，無論是管理者還是研發者都需要對相關技術信息進行收集與整合，以做出正確決策、提高創新效率（Audretsch and Belitski，2020）。同行公司在生產技術和管理方式上具有較高的共性，通過相關技術的專利說明書，企業能夠獲得更多的補充信息和資源，能有效降低決策和研發風險。因此，隨著行業內綠色技術信息溢出水平上升，可獲得的外部資源增加，企業跟隨同行公司開展綠色創新的動機得到提升，增強了綠色創新的行業同群效應。

3. 信息溢出的進一步研究

在表3對應的檢驗中，研究采用行業綠色專利授權平均水平作為信息溢出的度量指標，這使得所得結果中可能同時包含了競爭因素和信息因素：若同行中規模相當的企業獲得了更多的綠色專利授權，企業為了抵消對手在綠色技術發展上的競爭優勢也會積極進行綠色技術研發。對此，我們進一步考察不同規模企業的信息溢出對綠色創新同群效應的影響，以更好地識別出信息溢出的調節作用。一般地，規模較大的企業能夠為研發提供穩定的物力和人力資本投入，具有較高的創新能力，產生的信息溢出水平更高且質量更優。同群效應是以理性為基礎的決策和行為趨同（Lieberman and Asaba，2006），信息溢出的調節作用更是強調了企業在信息獲取上的主動性。因此，當企業需要從同行技術中汲取信息以提高自身研發效率時，他們往往會更關注規模較大企業的專利技術。這意味著，若信息溢出效應存在，那么這種溢出作用應主要源于行業中規模較大的公司。

依據以上分析，我們將每個行業中的上市公司按規模分為十組，企業本身所在組為同規模同行公司（M），規模最小的組為小規模同行公司（L），規模最大的組為大規模同行公司（H），考察不同規模主體的信息溢出對綠色創新行業同群效應的影響，結果見表4。其中，第（1）、（3）、（5）列中未引入交乘項，以檢驗信息溢出水平對企業綠色創新的影響；第（2）、（4）、（6）中引入了交乘項，以驗證信息溢出效應是否存在。由表4第（1）、（3）、（5）列可知，L.Spill_InnoM、L.Spill_InvM、 L.Spill_UmM的系數在1%的水平上顯著為正，其余主要變量回歸結果不具備統計學意義上的顯著性，表明企業個體的綠色創新活動只受到規模相近的同行公司影響。由表4第（2）、（4）、（6）列可知，相同規模和較大規模同行公司的信息溢出水平與行業綠色創新平均水平的交乘項至少在5%的水平上顯著為正，而小規模同行企業的信息溢出水平的交乘項不顯著。回歸結果顯示，只有規模較大和規模相近的同行公司的信息溢出正向調節了綠色創新的行業同群效應。

依據表4，同行公司的信息溢出對綠色創新同群效應的影響在規模上具有方向性。特別是大規模企業，其綠色專利授權并未直接促進企業的綠色創新水平卻正向調節了同行公司對個體的影響，說明信息溢出效應存在。此外，考慮到資源稟賦的可比性越高，企業之間的競爭越激烈，規模相近企業的信息溢出對同群效應的正向調節作用更可能是來自競爭。綜上，規模較大的同行公司綠色技術發展增強了綠色創新的行業同群效應，信息溢出效應存在。所得結論仍然支持假設2-2。

（三）行業同群效應的內部影響因素

1.“綠色意愿”

采用式（4）檢驗假設3-1，Mechanism取上一年度修正后的企業社會責任績效評分CSR，回歸結果見表5。其中，第（1）～（3）列分別為綠色意愿對綠色創新、綠色發明以及實用新型行業同群效應的影響。結果顯示，IPeerInno×L.CSR回歸系數在1%的水平上顯著為正[表5列（1）]，表明企業社會責任績效越好，綠色創新的行業同群效應越大。但由表5第（2）、（3）列可知，綠色意愿的正向調節作用主要集中的實用新型技術上，對綠色發明同群效應的影響不具備統計學意義上的顯著性。總體而言，企業“綠色意愿”正向調節了同行公司對企業綠色創新的影響，增強了行業同群效應，結果支持假設H3-1。

綠色技術具有公共物品屬性（Rennings，2000），獨自承擔環境責任是冒險且收效甚微的。當同行公司開始進行綠色研發時，減輕了企業關于環境投資成本的擔憂，使得具有較高綠色發展愿望的企業更容易跟隨同行公司開展綠色創新。此外，意愿的正向調節作用在綠色發明的同群效應上并不顯著。這可能是由于企業履行社會責任是為了滿足利益相關者訴求。比較而言，開展實用新型創新需要投入的資源較少、研發風險較低，更容易成為追求CSR績效企業的優先選擇。

2. 研發能力

采用式（4）檢驗假設3-2，Mechanism取上一年度企業研發能力與行業平均水平之間的差距Distance，所得結果見表6。與前文一致，表6中第（1）～（3）列分別為研發能力對綠色創新、綠色發明以及實用新型行業同群效應的調節作用。由表6可知，無論是否區分技術類型，所有交乘項系數在1%的水平上顯著為負，表明研發能力不足阻礙了企業向同行其他公司學習，削弱了綠色創新的行業同群效應，結果支持假設3-2。

企業對其他主體行為的學習和模仿與個體能力相關。特別是創新投資，其本身不僅風險大，同時投入的資源也較難回收。在研發能力不足的情況下，盲目跟風將會降低企業資源配置效率，反而不利于行業競爭。因此，當個體創新能力遠低于行業平均水平時，企業受到同行公司的影響較小，綠色創新的行業同群效應被削弱。

五、穩健性檢驗

（一）內生性

內生性是同群效應研究中必須解決的問題，這是因為同行企業在行為上的一致性可能是共同的外部沖擊所致：例如環境規制實施力度加強，使得全行業迫于外部壓力均開展綠色創新，從而表現出“偽同群效應”。本文參照Leary和Roberts（2014）、吳娜等（2022），采用行業其他公司股票特質收益率的平均水平（IdosynR）作為工具變量，重新檢驗假設1。首先，工具變量與內生變量相關。作為企業重要的發展戰略，綠色創新信息披露能夠獲得股票市場的積極相應，并最終反映在價格中（方先明和那晉領，2020）。因此，股票特質收益率與企業綠色創新水平相關。其次，工具變量不直接對被解釋變量產生影響。股票特質收益率只反映對應企業的特有信息，與其他公司無關。當采用行業內其他公司股票特質收益率平均水平作為工具變量時，其與被解釋變量之間沒有直接聯系。綜上可知，工具變量IdosynR不直接影響企業的綠色創新水平GreInno，但其與內生變量IPeerInno相關，即IdosynR對被解釋變量的影響僅僅通過解釋變量起作用，工具變量選擇滿足排他性約束。具體計算步驟如下：

Step 1： 采用月度數據對式（5）回歸。其中，Rijt為行業j中的企業i在t月的股票收益率；%’-ijt為行業j中除企業i外其余公司在t月的平均股票收益率；rft為t月的無風險利率；MKTt為市場風險溢價因子，等于t月市場回報率與月度化無風險利率之差；SMBt為市值因子；HMLt為賬面市值比因子；MOMt為動量因子。

Step 3： 將月度股票特質收益率按年復合，得到年度股票特質收益率。針對每一家企業，計算行業內其他公司股票特質收益率均值（IdosynR），將其作為本文的工具變量。

采用獲得的工具變量，通過2SLS重新檢驗綠色創新的行業同群效應，結果見表7第（1）～（3）列。限于篇幅，只匯報第二階段回歸結果，第一階段相關結果見備索。由表7可知，主要變量IPeerInno的系數依然在1%的水平上顯著為正，說明在考慮了內生性問題后，綠色創新的行業同群效應依然成立。此外，工具變量檢驗結果顯示，KP rk LM統計量在1%的水平上顯著，拒絕了工具變量不能識別的原假設；KP Wald F統計量均大于10%的臨界值，拒絕了IV為弱工具變量的原假設。檢驗結果表明工具變量IdosynR有效。

此外，本文還采用了以下兩種方法作為解決內生性問題的補充：一是選擇了同行業其他公司上一年度的研發支出平均值為工具變量進行檢驗（IV=L.PeerRD）；二是考慮到企業創新具有連續性，采用Level-GMM回歸。相關結果匯報在表7第（4）、（5）列中。限于篇幅，只列出以綠色創新（GreInno）為被解釋變量的回歸結果，其余部分作者留案備索。由表7第（4）列可知，L.PeerRD同樣通過了不能識別（KP rk LM統計量在1%的水平上顯著）和弱工具變量（KP Wald F大于10%的臨界值）檢驗，IV-2SLS使用的工具變量L.PeerRD有效。由表7第（5）列可知， AR（2）檢驗結果表明回歸殘差不存在2階序列相關性；Sargan-Hansen檢驗對應的P值大于0.1，回歸模型使用的工具變量通過了過度識別檢驗，Level-GMM能夠用于本文假設驗證。依據表7第（4）、（5）列，關鍵解釋變量IPeerInno在至少5%的水平上顯著為正，所得結果同樣支持假設1。

（二）排除替代性解釋

1. 排除地區同群效應

出于競爭和資源的考慮，某些行業選址具有較強的地域集中性，如煤炭、水利發電等。而地區政府在環境規制的制定和實施中扮演重要角色，使得綠色創新活動有較強的地域特征（任勝鋼等，2019）。由此，本文所得結論可能受到地區同群效應的干擾。為排除這一替代性解釋，我們將企業按照行業和所在省份劃分為同地區同行業同伴（IndProvPeer_）、同行業不同地區同伴（IndNProvPeer_）以及同地區不同行業同伴（NIndProvPeer_），刪去同伴數量為0的觀測值，重新驗證假設1，結果見表8。由表8可知，無論是否區分綠色技術類型，NIndProvPeer_系數均在10%的水平上不顯著，表明在排除了同行公司后，企業與同地區公司之間在綠色創新上不具備統計學意義上的相關性；IndNProvPeer_系數均顯著為正，表明在排除了同地區公司后，企業綠色創新仍然存在行業同群效應。可見，本文所得結論不受地區同群效應影響。

2. 排除環境政策影響

共同的政策沖擊也會帶來同行企業行為上的趨同，是同群效應研究中的主要挑戰。在前文內生性檢驗中，已經通過IV-2SLS和Level-GMM檢驗來緩解這一擔憂。但為了更好地排除政策沖擊對結論的干擾，我們采用較少受到環境規制影響的子樣本進行進一步檢驗。依據2008年環保部發布的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》和2012年銀監會發布的《綠色信貸指引》，煤炭、鋼鐵等重污染行業被列為重點環境核查對象，面臨較高的監管壓力，企業環境績效成為信貸審批中的關鍵要素。與此相對地，非重污染行業由于沒有受到或者較少受到政策約束，企業有更多的時間探索適合個體的發展路徑，在綠色創新上的選擇更獨立。因此，對非重點環保核查和信貸受限行業的綠色創新同群效應進行檢驗，能進一步排除政策沖擊對本文結論的影響。

分別依據2008年環保部發布的《上市公司環保核查行業分類管理名錄》（以下簡稱《名錄》）和2014年銀監會發布的《綠色信貸實施情況關鍵評價指標》（以下簡稱《指標》），參照2012版證監會行業分類指引，選定煤炭開采和洗選業等21個行業為環保核查重點行業，選定電力、熱力生產和供應業等7個行業為信貸受限行業。分別從樣本中刪去以上行業，采用式（3）進行回歸，結果見表9。其中，第（1）～（3）列、第（4）～（6）列分別為依據《名錄》和《指標》劃分出的非政策受限行業樣本。由表可知，關鍵解釋變量IPeerInno的回歸系數亦在1%的水平上顯著為正，表明在環境規制影響較小的行業中綠色創新行業同群效應依然成立。由此進一步排除了“環境政策實施導致行業行為趨同”這一替代性解釋。

（三）其他穩健性檢驗

考慮到不同的同群效應研究采用的檢驗模型存在差異，以及不同研究對同一變量的度量方式也不完全相同，為了更好說明本文結論不受模型選擇、變量計算等因素的影響，參考已有研究，我們進一步實施了以下穩健性檢驗。

1. 改變模型設定

首先，參照Leary and Roberts（2014）、王春峰等（2022）對假設1的檢驗模型式（3）進行了如下改進：①將式（3）中的個體和時間固定效應更換為時間、行業以及省份固定效應；②考慮到企業創新投入的連續性，在式（3）中增加了企業綠色創新的滯后項；③考慮到同行公司在資本結構等財務特征上具有相似性，參考相關研究，在式（3）控制變量中增加了同行公司ROA、Lev、Size、Capital、FixAssets、Top、Board、Age、Institution的平均水平；④將所有控制變量滯后一期。其次，考慮到企業綠色專利申請量取值大于等于0，表現出斷尾特征，采用固定效應模型可能會使所得結論存在一定偏誤，從而將式（3）更換為Tobit模型重新檢驗假設1。以上模型的回歸結果見表10，限于篇幅，只匯報綠色創新（GreInno）為被解釋變量的檢驗結果，其余結果作者留案備索。由表10可知，關鍵變量IPeerInno的回歸系數均在1%的水平上顯著為正。綠色創新行業同群效應成立不受模型設定影響，所得結論穩健。

2. 改變變量度量方式

首先考慮到企業為了滿足監管和投資者需求，可能在綠色專利申請上采取迎合策略，申報的專利通過主管部門審批的概率較低。為此，本文選用）+ 2年和）+ 3年的綠色專利授權數量均值（F.GreInnoG）度量企業綠色創新水平。其次，考慮到企業經營的多樣化，同行企業一般在主營業務上存在較高的競爭關系。因此，采用公司主營業務收入在所屬行業主營業務收入的占比重新度量行業競爭水平HHI_A。再次，為彌補社會責任中部分數據缺失的不足，選用管理層教育水平作為企業“綠色意愿”的代理變量。高層梯隊理論認為，管理層特征對企業決策和戰略選擇有重要影響，管理層教育水平促進了企業社會責任履行（Sun et al.，2021）。因此，選擇擁有本科以上學歷的高管人數與董事會人數比例（Degree）作為企業開展綠色創新意愿的代理指標。最后，考慮到研發投入和企業規模也是常用的創新能力代理指標，分別采用研發投入占營業收入比例（RD）、企業規模（Size）計算企業研發能力的差距RD_Dist=Mean（RD）-RD，Size_Dist=Mean（Size）-Size。

采用以上變量分別對式（3）、式（4）進行回歸，所得結果見表11。限于篇幅，只匯報綠色創新（GreInno）為被解釋變量的檢驗結果，其余結果作者留案備索。由表11可知，在更換了變量的度量方式后，關鍵變量IPeerInno以及IPeerInno×Med至少在5%的水平上顯著，且正負與前文研究一致。本文結論成立不受關鍵變量計算方式的影響。

此外，研究還以2012版證監會行業分類指引一級行業分類標準為依據劃分同行企業，并采用時間區間更長的數據（2008—2020年），重新對假設進行了檢驗。所得結果與前文一致。限于篇幅，未匯報在文中。

六、結論與建議

綠色創新是企業應對氣候變化、資源稀缺等環境挑戰，兼顧經濟發展的重要手段。在我國推進經濟高質量發展和“雙碳”目標實現的背景下，探討企業綠色創新行為的行業趨同性及其影響因素，對于促進企業綠色轉型、在整體上提升行業綠色技術發展水平具有重要的現實意義。采用2013—2020年我國上市公司綠色創新、公司年報等相關數據，本文對企業綠色創新與行業綠色創新平均水平之間的關系及其影響因素進行了研究。結果發現，企業綠色創新活動受到同行其他公司影響，表現出顯著的行業同群效應，且這一結論在考慮了內生性、替代性解釋以及一系列穩健性檢驗后依然成立。其次，外部影響因素研究發現，行業競爭和信息溢出增強了綠色創新行業同群效應：行業競爭水平越高、同行企業產生的綠色技術信息溢出越多，企業模仿同行行為的動機越強。進一步研究發現，企業跟隨同行公司開展綠色創新的過程中，傾向于學習規模較大企業的綠色技術，具有向上學習的特征。最后，內部影響因素研究發現，企業的“綠色意愿”正向調節了同行公司對個體綠色創新的影響，增強了行業同群效應；而較低的研發能力則阻礙了企業對同行行為的模仿，削弱了綠色創新的行業同群效應。

本文所得結論為促進企業開展綠色創新提供政策參考：（1）應加強同行企業之間關于綠色轉型決策、經驗的互動與交流。作為企業綠色轉型中的重要決策，綠色創新面臨長期競爭優勢與短期經濟損失之間的均衡，具有較高的決策風險。通過加強行業互動和經驗分享，能夠使決策者更好地了解同行其他公司，尤其是主要競爭對手的發展戰略。這不僅降低了管理者決策失誤的概率，同時也激勵企業采取更快的行動，有利于在整體上提升行業綠色研發水平。（2）提高綠色專利，特別是行業龍頭企業綠色專利說明書的披露水平。創新是在知識融合的基礎上對已有技術、管理理念以及組織形式的革新與發展，更多的外部知識的補充能夠提高研發效率，獲得更好的創新成果。而龍頭企業作為行業標桿是其他企業學習與模仿的對象，提高其專利技術說明書的披露質量和時效性，有利于其他公司及時了解關鍵技術發展現狀、更新專業知識，這對于提升行業整體綠色研發效率和創新質量具有積極意義。（3）在環境監管中應制定恰當的以行業為單位的考核標準。綠色創新是節能減排的重要手段，而環境的地域特征使得綠色政策的實施和監督常以地區為單位。本文研究發現由于存在競爭關系和技術上的相似性，同行企業在綠色技術發展中相互影響，這使得以行業為單位考察企業環境績效更符合企業的行業特征。同時，適當的監管力度也能夠提升企業開展綠色創新的積極性，從而促進綠色技術進步。（4）增強管理者環保意識，培育中小企業的研發能力。管理者環境意識和企業研發能力是影響企業跟隨同行公司開展綠色創新的重要因素。對于政策制定者而言，一方面要通過宣傳、教育和行政命令提高企業管理者的環境風險意識，推動綠色發展理念貫徹在企業的各項決策中；另一方面也要注重提升中小企業的研發能力，通過技術輔導、信貸支持以及適當的監管措施，促進其綠色技術發展，以更好地提升行業整體綠色創新水平。

參考文獻

[1] 董直慶，王輝，城市財富與綠色技術選擇[J]. 經濟研究，2021，56（4）：143-159.

[2] 方先明，那晉領. 創業板上市公司綠色創新溢酬研究[J]. 經濟研究，2020，55（10）：106-123.

[3] 花俊國，孔儒婧，孫抗，等. 企業創新投資同群效應——基于管理者能力視角[J]. 軟科學，2021，35（9）：131-138.

[4] 李偉陽，肖紅軍. 企業社會責任的邏輯[J]. 中國工業經濟，2011（10）：87-97.

[5] 李志生，蘇誠，李好，孔東民. 企業過度負債的地區同群效應[J]. 金融研究，2018（9）：74-90.

[6] 劉金科，肖翊陽. 中國環境保護稅與綠色創新：杠桿效應還是擠出效應？[J]. 經濟研究，2022，57（1）：72-88.

[7] 陸菁，鄢云，王韜璇. 綠色信貸政策的微觀效應研究——基于技術創新與資源再配置的視角[J]. 中國工業經濟，2021（1）：174-192.

[8] 陸蓉，常維. 近墨者黑：上市公司違規行為的“同群效應”[J]. 金融研究，2018（8）：172-189.

[9] 齊紹洲，林屾，崔靜波. 環境權益交易市場能否誘發綠色創新？——基于我國上市公司綠色專利數據的證據[J]. 經濟研究，2018，53（12）：129-143.

[10] 任勝鋼，鄭晶晶，劉東華，陳曉紅. 排污權交易機制是否提高了企業全要素生產率——來自中國上市公司的證據[J]. 中國工業經濟，2019（5）： 5-23.

[11] 萬攀兵，楊冕，陳林. 環境技術標準何以影響中國制造業綠色轉型——基于技術改造的視角[J]. 中國工業經濟，2021（9）：118-136.

[12] 王春峰，姚守宇，程飛陽，等. 企業的“脫實向虛”具有同群效應嗎？[J]. 管理科學學報，2022，25（10）：96-113.

[13] 吳娜，白雅馨，安毅. 主動模仿還是被動反應：商業信用同群效應研究[J]. 南開管理評論，2022，25（3）：149-161.

[14] 吳欣雨，高立，郭震，等. 綠色信貸對環境污染治理的影響機制及異質性研究：基于我國長三角地區的實證檢驗[J]. 產業經濟評論，2023，（2）：69-90.

[15] 席龍勝，趙輝. 高管雙元環保認知、綠色創新與企業可持續發展績效[J]. 經濟管理，2022（3）：139-158.

[16] 楊仁發，薛顥珺. 稅制綠色化與制造業企業綠色創新——基于《環境保護稅法》的準自然實驗[J]. 產業經濟評論，2024（5）：149-164.

[17] Aghamolla C， Thakor R T. IPO peer effects[J]. Journal of Financial Economics， 2022， 144： 206-226.

[18] Audretsch D B， Belitski M. The role of RD and knowledge spillovers in innovation and productivity[J]. European Economic Review， 2020， 123： 103391.

[19] de Azevedo Rezende L， Bansi A C， Alves M F R， et al. Take your time： Examining when green innovation affects financial performance in multinationals[J]. Journal of Cleaner Production， 2019， 233： 993-1003.

[20] Fischer M M， Scherngell T， Jansenberger E. Geographic localisation of knowledge spillovers： evidence from high-tech patent citations in Europe[J]. The Annals of Regional Science， 2009， 43（4）：839-858.

[21] Forsman H. Environmental innovations as a source of competitive advantage or vice versa？[J]. Business Strategy and the Environment， 2013， 22（5）： 306-320.

[22] Horváthová E. The impact of environmental performance on firm performance： Short-term costs and long-term benefits？[J]. Ecological Economics， 2012， 84： 91-97.

[23] Jaffe A B，Trajtenberg M， Henderson R. Geographic Localization of Knowledge Spillovers as Evidenced by Patent Citations*[J]. Quarterly Journal of Economics， 1993， 108（3）：577-598.

[24] Jaffe A B. Technological Opportunity and Spillovers of RD： Evidence from Firms’ Patents， Profits and Market Value[J]. The American Economic Review， 1986， 76（5）： 984-1001.

[25] Kong D， Zhang B， Zhang J. Higher education and corporate innovation[J]. Journal of Corporate Finance， 2022， 72： 102165.

[26] Leary M T， Roberts M R. Do peer firms affect corporate financial policy？[J]. The Journal of Finance， 2014， 69（1）： 139-178.

[27] Levinson A. Technology， international trade， and pollution from US manufacturing[J]. American Economic Review， 2009， 99（5）： 2177-2192.

[28] Lieberman M B， Asaba S. Why do firms imitate each other？[J]. Academy of Management Review， 2006， 31（2）： 366-385.

[29] Manski C F. Economic analysis of social interactions[J]. Journal of Economic Perspectives， 2000， 14（3）： 115-136.

[30] Noailly J， Smeets R. Directing technical change from fossil-fuel to renewable energy innovation： An application using firm-level patent data[J]. Journal of Environmental Economics and Management， 2015， 72： 15-37.

[31] Porter M E， van der Linde C. Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J]. The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）： 97–118.

[32] Rennings K. Redefining Innovation—Eco-innovation Research and the Contribution from Ecological Economics [J]. Ecological Economics， 2000， 32（2）： 319-332.

[33] Seo H. Peer effects in corporate disclosure decisions[J]. Journal of Accounting and Economics， 2021， 71（1）：101364.

[34] Shroff N， Verdi R S， Yost B P. When does the peer information environment matter？[J]. Journal of Accounting and Economics， 2017， 64（2-3）： 183-214.

[35] Sun H， Zhu J， Wang T， et al. MBA CEOs and corporate social responsibility： Empirical evidence from China[J]. Journal of Cleaner Production， 2021， 290： 125801.

[36] Zhang Y， Xing C， Wang Y. Does green innovation mitigate financing constraints？ Evidence from China’s private enterprises[J]. Journal of Cleaner Production， 2020， 264： 121698.

Industry Peer Effect of Green Innovation and Its Influencing Factors

QIAN LI

（School of Financial Technology， Anhui Business College； School of Finance， Shanghai University of Finance and Economics）

MINGTAO WANG

（School of Finance， Shanghai University of Finance and Economics）

Abstract： Using data from Chinese listed firms， this paper empirically investigates the green innovation peer effects at industry level. Our results show that firms’ green innovation is affected by their industry peers， i.e. there is a significant industry peer effect on firms’ green innovation. This result is still valid even after solving the endogeneity concern and conducting a series of robustness tests. Analysis in terms of external influence factors reveals that the industry peer effect is greater when the level of industry competition and green technology information spillover is higher. We further demonstrate that firms are more inclined to learn from peers with larger scale when they imitate their industry peers， showing “upward learning” characteristic. In terms of internal influence factors， analysis reveals that firms’ “green willingness” positively moderates the influence of peer firms on its green innovation and enhances the industry peer effect， while weak RD capabilities discourage firms from mimicking the behavior of their peers in green innovation， which weakens the industry peer effect of green innovation.

Key Words： green innovation； peer effects； industry peers； knowledge spillovers

〔執行編輯：華岳〕

① 國家知識產權局專利申請審批流程圖顯示，發明專利的審批流程較多，批復時間長，而實用新型專利的批復時間短。資料來源：國家知識產權局，https：//www.cnipa.gov.cn。