綠色制造試點政策對企業創新績效的影響

中圖分類號：F424 文獻標志碼：A 文章編號：1007-8576（2025）03-0026-12

DOI： 10.16716/j.cnki.65-1030/f.2025.03.003

The Influence of Green Manufacturing Pilot Policy on Enterprise Innovation Performance： Empirical Evidence from A-Share Listed Companiesin Xinjiang，China

YAN Weiwei1， GAO Zhigang2

（1.Xinjiang University of Finance and Economics，Urumqi 83oo12， China; 2.Xinjiang Institute of Science and Technology，Korla 841ooo， China）

Abstract：Promoting green economicandsocialdevelopmentandcarbonemisionreductionaretheimportantcontentof highqualitydevelopment.Thispaperselects thedataoflistedcompanies（A-shares）inXinjiang，China，fromO10to2022asthe researchobject，andbasedonthequasi-natural experimentscarriedoutby green manufacturing pilot enterprises in Xinjiang， China，analyzes theinfluenceand mechanismof green manufacturing onenterprise innovation performancebymulti-period doublediference method.Itis found that greenmanufacturing playsasignificantrole inpromoting theinovationperformance of enterprises.Green manufacturing promotes the innovationperformanceof enterprises throughasetstructureand goverment subsidies.Talentconcentrationandenterprise market forces playapositiveand negativeregulatoryrole inthe influenceof greenmanufacturing onenterprise innovationperformancerespectively.Through heterogeneityanalysis，itisconcluded that green manufacturing playsagreaterroleinimproving theinnovationperformanceofstate-owned enterprises with low equity concentration and high equity balance than private enterprises with high equity concentration andlow equity balance.

Keywords：green manufacturing pilot policy;enterprise innovationperformance;green development; high-qualitydevelopment

收稿日期：2024-11-07

一、問題的提出

自“一帶一路\"倡議提出以來，綠色發展理念不斷深化，并成為共建“一帶一路”的鮮明底色。黨的二十大報告明確指出，要\"推動制造業高端化、智能化、綠色化發展”。推動經濟社會綠色轉型與實現碳減排目標是高質量發展的核心要義。制造業是國民經濟的主體，是立國之本、興國之器、強國之基。經過幾十年的快速發展，我國制造業規模躍居世界第一，形成了門類齊全、獨立完整的制造體系，并成為支撐我國經濟社會發展的重要基石，也為促進世界經濟發展貢獻了重要力量。然而，從發展水平來看，我國與先進國家相比還有較大差距。我國制造業大而不強，自主創新能力較弱，關鍵核心技術與高端裝備對外依存度較高，創新體系不夠完善，環境污染問題也較為突出。

作為\"中國制造2025”重點實施的五大工程之一，綠色制造能夠有力推動我國建設成為引領世界制造業發展的制造強國。新疆是“一帶一路\"建設的核心區，是中國向西開放的橋頭堡，因而研究新疆綠色制造問題有較強的理論和現實意義。綠色制造是低消耗、低排放、高效率、高效益的現代化制造模式，其將綠色發展理念和管理要求貫穿產品全生命周期。制造模式的深刻變革有利于加快推動傳統產業綠色轉型，引領新興產業高標準綠色發展，協同推進降碳減污擴綠增長，助力新疆產業結構調整，充分發揮比較優勢，實現高質量發展。那么，實施綠色制造是否有利于企業提升創新績效？其中的影響機制如何？是否需要進一步擴大綠色制造試點范圍？這些都是值得深人研究的現實問題。

二、文獻綜述

（一）綠色制造相關研究

目前學界關于綠色制造的研究主要集中在綠色制造的內涵、測度等方面。學者們從不同視角闡釋了綠色制造的內涵。如：戴翔[1]從節能減排視角進行研究，從能源消耗強度和污染排放強度兩方面闡釋綠色制造的內涵;曹華軍[2從技術創新視角進行研究，認為綠色制造是科技創新與制造業的深度融合;Ahmad[3]、喬岳[4]從環境外部性視角進行研究，認為綠色制造就是實現環境污染最小化與資源利用最大化;陳昊[5]從政治經濟學視角進行分析，認為綠色制造是價值創造效應的體現。學者們關于綠色制造測度與評價方面的研究成果較為豐富，主要使用標準離差法[6]、TOPSIS-灰色關聯分析模型[7]、熵權法[8]、層次分析法[9]等進行測度與評價。

（二）企業創新績效相關研究

現有關于企業創新績效的研究，主要集中在創新績效的測度和影響因素兩個方面。在企業創新績效的測度方面，學者們多以專利申請數、專利授權數衡量企業創新績效[10-12]。也有學者采用企業托賓Q值等測度企業創新績效[13];還有學者以新產品銷售占比衡量企業創新績效[14]。學者們對企業創新績效影響因素的研究，主要從內部和外部兩方面展開。在內部影響因素研究中，學者們主要從企業領導者權力[15]、企業治理機制[16]、員工持股計劃[17]、人力資本結構[18]、社會責任履行[19]等視角切人;在外部影響因素研究中，學者們主要基于產業轉移[20]、制度改革[21]、政府補貼[2]、環境規制[23]、企業社會網絡[24]等視角開展研究。

（三）綠色制造對企業創新績效影響的相關研究

目前學界關于綠色制造對企業創新績效影響的文獻相對較少，但綠色制造可被看作環境規制政策的一種[25]，，因而可基于這一視角梳理相關文獻。環境規制政策影響企業創新績效的文獻較為豐富，但研究結論的差異性也比較顯著，目前主要形成了以下3種觀點：第一種觀點認為，實施環境規制政策對企業創新績效有正向影響。研究發現，實施環境規制政策能夠顯著提升企業創新績效[26]，環境規制通過作用于成本遵循[24]、資源配置[27]、需求拉動[28]等進而提升了企業創新績效。第二種觀點認為，實施環境規制政策對企業創新績效有負向影響。有研究表明，實施環境規制政策會抑制企業創新，進而對企業創新績效產生負向影響[29]。第三種觀點認為，環境規制政策與企業創新績效之間的關系具有不確定性。如有學者認為異質性環境規制導致企業創新具有一定的差異性[30]，環境規制與企業創新績效呈\"U\"形關系[31]或倒\"U\"形關系[32]。

總的來說，目前學界關于環境規制對企業創新績效影響的研究較為豐富，并且因研究視角的不同而得出了不同的結論。同時，學者們在研究環境規制政策的效果與作用路徑時，大多研究低碳試點、綠色信貸、空氣污染等政策，鮮有文獻基于綠色制造的視角研究其對企業創新績效的影響與作用機制。本文可能的邊際貢獻在于：第一，從研究主題方面來說，本研究以新疆綠色制造試點構造準自然實驗，分析綠色制造試點政策對企業創新績效的影響及作用機制，不僅在理論層面拓展了綠色制造試點政策的微觀影響效應研究，還在實證層面有效減少了反向因果可能帶來的內生性問題。第二，從機制探索方面來說，本研究基于資產結構、政府補助、人才集聚、市場勢力等視角，考察綠色制造對企業創新績效的影響，揭示了綠色制造影響企業創新績效的內在作用機制。第三，從異質性分析方面來說，本研究進一步區分了企業所有制類型、股權集中度、公司治理水平，分析綠色制造對不同類型企業創新績效的影響路徑，以期為相關部門提供決策參考。

三、理論分析與研究假說

（一）綠色制造對企業創新績效的直接影響機理

現實中，企業通常會在違規處罰成本與環境規制成本之間進行選擇。當環境規制程度較低時，企業會為尋求利益最大化而甘愿接受處罰繼續采用以往的生產經營方式，但隨著綠色制造的深入推進以及綠色發展理念的深入人心，政府加大了對企業破壞環境的處罰力度[33]，此時，企業為了長遠利益通常會選擇加大研發創新投入，加快推進綠色轉型，盡早實現綠色發展。同時，在資本市場中，企業進行的綠色發展會給投資者傳遞積極信號，彰顯企業的社會責任擔當，改變投資者對企業的看法，使企業得到更多的融資，緩解融資約束，為研發創新爭取更多的資金支持。此外，率先進行技術創新的企業會獲得政府多方面的支持，如稅收減免、財政補貼等，這會形成一定的示范效應，帶動其他企業增強環保意識和創新意識，轉變經營理念，加大研發投人，突破關鍵技術瓶頸，從而提升整體創新績效。由此，本文提出研究假說H1：實施綠色制造對企業提升創新績效有顯著的促進作用。

（二）綠色制造對企業創新績效影響的傳導機理

1.資產結構。實施綠色制造會促使企業引進更多的現代化生產設備，進而提高企業固定資產占比。一般而言，固定資產占比越大的企業創新能力越強，越能夠提升創新績效[34]。一方面，固定資產是企業發展的物質基礎，進行固定資產投資有助于企業更新設備、學習先進技術，而引進先進的生產設備也有助于員工減少學習時間，提高創新生產效率，從而提升企業創新績效。另一方面，資本替代勞動的生產方式提高了企業資本密集度，不僅能夠直接促進全要素生產率提升，還能通過產品質量與產量的同步提升增強市場競爭力。經營穩健性的提升與市場份額的擴大有助于企業持續開展研發創新活動，從而形成創新績效提升的良性循環。由此，本文提出研究假說H2：實施綠色制造能夠通過優化企業資產結構進而促進企業創新績效提升。

2.政府補助。環境規制政策的實施增加了企業的成本壓力，政府為緩解綠色制造對企業帶來的融資約束，鼓勵其積極進行研發創新活動，通常會為符合一定條件的企業提供補助。與減稅、貼息等不同，政府補助屬于強流動性資產，具有無償性，能夠有效提升企業創新意愿[35]。另外，企業研發具有不確定性大、研發投人成本高等特點，而企業間的學習交流可能引發知識溢出效應，導致“搭便車\"行為，從而削弱企業的創新積極性。政府補助屬于企業專項研發資金，企業獲得政府補助可在一定程度上解決研發資金不足的問題。政府對企業進行補助后，相關部門會對企業進行不定期檢查，檢查企業是否將補助資金用于研發創新，不合規的企業會受到嚴厲處罰，這會倒逼企業積極進行研發創新活動。政府補助能夠向市場傳遞企業創新研發可行性積極信號。基于信號傳遞理論，投資者往往更青睞獲得政府補助的企業，從而幫助企業獲得更多的外部融資。這種正向反饋機制不僅降低了企業的創新成本，還提升了研發活動的正外部性，最終推動企業提升創新績效。由此，本文提出研究假說H3：實施綠色制造能夠通過提高政府補助水平進而促進企業創新績效提升。

3.人才集聚。實施環境規制政策有利于改善試點企業所在城市的生態環境，吸引更多人才，實現人才集聚[36]。實施綠色制造能夠促使企業正視自身科研創新短板，從而推動高學歷人才的引進與培養。隨著現代化生產設備的引進，企業對相應人才的需求逐漸增加，會為員工提供更多培訓，幫助員工提升技能，還會更加注重高學歷人才的引進，提高企業中的高學歷人才占比，而高學歷人才占比越高的企業其創新能力也越強[37。高學歷員工有更豐富的知識儲備、更專業的知識技能，對新事物新知識的接受能力強，敢于開拓創新，研發創造新產品，進而提升企業生產效率和創新績效。由此，本文提出研究假說H4：人才集聚在綠色制造影響企業創新績效的過程中發揮正向調節作用。

4.市場勢力。在“規制遵從\"引起的環境規制成本與“波特假說\"帶來的創新補償效應之間，企業更傾向于接受環境規制成本。市場勢力越強的企業壟斷優勢越明顯，其在融資貸款、產品銷售等方面越具競爭優勢。通常這些企業能夠采取多元化的生產經營方式，擁有更多的合作伙伴，有效轉嫁并降低環境規制成本。同時，相較于市場勢力弱的企業，市場勢力強的企業規模更大，與政府聯系更緊密，因而環境規制效果可能在一定程度上被削弱。此外，環境規制可能抑制經濟發展，因而一些地方政府會放松對市場勢力強的企業的環境監管，此時企業的創新動能可能被弱化[38]。在市場競爭中，市場勢力弱的企業在面對環境規制時缺少市場勢力強的企業的成本轉嫁途徑，而且市場勢力弱的企業更需要創新以占有更多的市場份額。綜合以上分析可知，市場勢力強的企業可能通過成本轉嫁等方式應對環境監管，環境規制更易激發市場勢力弱的企業進行技術創新，進而提升創新績效。由此，本文提出研究假說H5：市場勢力在綠色制造影響企業創新績效的過程中發揮負向調節作用。

四、研究設計

（一）數據來源

本研究原始數據主要來源于國泰安數據庫和Choice金融終端數據庫，企業申請專利數來源于佰騰網并經手工整理。本研究選取2010—2022年新疆A股上市公司面板數據，并經過如下篩選程序：首先，剔除ST、*ST等非正常交易上市公司樣本;其次，為避免離群值對回歸結果造成影響，剔除財務數據嚴重缺失以及數據異常樣本;最后，因新疆于2017年實施第一批綠色制造試點，故剔除2017年后上市的公司樣本。需要說明的是，在新疆實施綠色制造的6家上市公司中，4家于2017年實施綠色制造，2家于2019年實施綠色制造，這6家上市公司的上市時間均在2010年以前，為保證研究樣本有較長的時間跨度和較多數量，增強研究結論的可靠性，本研究將2010年之后上市的相關企業也納人研究范疇，并將6家實施綠色制造的上市公司作為實驗組，另外選取29家未實施綠色制造的上市公司作為控制組，合計選取35家上市公司的年度面板數據進行實證分析。

（二）模型設定

本文采用多期雙重差分法（DID）研究綠色制造對新疆上市公司創新績效提升的影響。使用DID法估計政策的實施效果，關鍵是要準確選擇實驗組和控制組以及確定政策沖擊的時間。本文選取2010—2022年新疆35家上市公司的面板數據，并將新疆第一批綠色制造的實施時間即2017年作為政策沖擊時間，構建如下模型進行實證分析：

performance_i，t=α₀+β₁treat_i×time_t+β₂control_i，t+γ_t+μ_i+ε_i，t

模型（1）中：i表示公司， Φ_t 表示年份，performancei，表示企業創新績效； treat_i 為政策實施分組虛擬變量，treat等于1表示實驗組， treat_i 等于0表示控制組； time_t 為政策實施時間虛擬變量， time_t 等于1表示政策沖擊年份以后， time_t 等于0表示政策沖擊年份以前; control_i，t 表示一系列控制變量； γ_?t 表示時間固定效應 ，μ_i 表示個體固定效應， ε_i，t 表示隨機誤差項。系數 β₁ 可以衡量企業創新績效， ?_?β₁ 大于0表示實施綠色制造促進了企業創新績效提升， ??β₁ 小于0則表示實施綠色制造抑制了企業創新績效提升。

（三）變量說明

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為企業創新績效（performance）。學者們通常以專利申請數量或專利授權數量衡量企業創新績效水平，本文借鑒王海燕[39]、陳林[40]的研究，以企業當年專利申請數量加1再取自然對數的方式衡量企業創新績效。

2.解釋變量。本文的解釋變量為實施綠色制造企業虛擬變量和政策實施虛擬變量的乘積（did，did=treat×time） 。

3.機制變量。本文選取資產結構（ass）政府補助 （sub） 作為中介變量。對于資產結構 （ass） ，借鑒朱新蓉41的研究，以固定資產占總資產的比重來測度；對于政府補助 （sub） ），以政府對企業補助金額的自然對數來測度。此外，本文還選取了如下調節變量：一是人才集聚 （edu） ，以企業研究生學歷人數占企業員工總人數的比例來衡量，比例越大表明人才集聚度越高;二是市場勢力（lerner），以勒納指數來測度，并借鑒唐要家[42的研究，以營業收入與營業成本、銷售費用、管理費用的差額除以營業收入測度勒納指數，數值越大表明企業越趨于壟斷地位，市場勢力越強。

4.控制變量。借鑒李博陽[43]、孫偉增[44]的研究，本文選取企業規模（size）、凈資產收益率（roe）、資產負債率 （lev） 獨立董事占比 （dr） 、營業收入同比增長率（gro）作為控制變量。

研究中變量及其描述性統計結果如表1所示。

五、實證分析

（一）基準回歸分析

表2列示了基準回歸結果。由表2可知，無論是否加入控制變量， did 系數均在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用。由此，前文提出的研究假說H1得以驗證。

（二）平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型進行分析需要滿足平行趨勢假設，即實驗組和控制組在政策實施前具有相同的時間趨勢。為降低政策實施的當期影響并減少多重共線性問題，本研究剔除了政策實施前一期數據。由圖1所示的平行趨勢檢驗結果可知，企業被納入政策試點前，各期系數估計值均不顯著，說明實驗組和控制組在政策實施前具有相同的時間趨勢，滿足平行趨勢假設。

（三）穩健性檢驗

1.安慰劑檢驗。因某些不可觀測的遺漏變量可能對基準回歸結果產生一定干擾，為排除遺漏變量影響，本文通過替換實驗組樣本的方式進行安慰劑檢驗，即從35個樣本中隨機抽取6個樣本作為偽實驗組，其余樣本作為控制組，隨機抽樣500次。由圖2所示的安慰劑檢驗結果可知，模型的回歸系數集中分布在0附近，且核密度參數線靠近圖像右側，可見隨機抽樣后的樣本組合對企業創新績效沒有產生顯著影響。這說明，基準回歸結論是穩健的，實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用。

2.樣本數據篩選。為降低極端值的影響，本文對所有變量進行 1% 和 99% 分位的縮尾處理，并對處理后的樣本進行回歸，結果如表3所示。由表3列（a）可知， did 系數在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用，基準回歸結論穩健。

3.更換被解釋變量。在評價企業創新績效的文獻中，有學者采用滯后一期專利申請數來衡量企業創新績效水平。本文借鑒錢麗萍[1]的研究，以企業專利申請數滯后一期并取自然對數的方式衡量企業創新績效水平，更換被解釋變量后重新進行回歸分析。由表3列（b）可知， 系數仍在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用，基準回歸結論穩健。

4.加入基準變量。為避免綠色制造企業區位選擇可能導致的估計偏誤，本文借鑒宋弘[45]的研究，加人城市基準因素虛擬變量與時間趨勢項的交互項，由此得到如下模型：

performance_i，t=α₀+β₁treat_i×time_t+s×trend_i，t+β₂control_i，t+γ_t+μ_i+ε_i，t

模型（2）中： s 表示城市基準因素虛擬變量，包括是否為省會城市、是否有對外開放口岸等； trend_i，t 為時間趨勢項;其他變量含義如前。由表3列（c）可知，加入城市基準因素虛擬變量與時間趨勢項的交互項后， did 系數仍在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用，基準回歸結論穩健。

5.時間趨勢檢驗。本文在基準回歸中進一步加入企業與時間虛擬變量的交互項，以控制企業層面隨時間變化的不可觀測因素的影響。由表3列（d）可知， did 系數仍在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用，基準回歸結論穩健。

6.排除政策預期影響。為確保樣本企業的外生性，降低政策預期效應的影響，本研究在基準回歸中加入了綠色制造政策實施前一期虛擬變量。由表3列（e）可知， did 系數仍在 1% 水平顯著為正，說明實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用，基準回歸結論穩健。

（四）機制檢驗

1.中介效應。以上研究表明，實施綠色制造對新疆上市公司提升創新績效有顯著的促進作用。那么，實施綠色制造對促進企業創新績效提升的傳導路徑是什么呢？結合前文的理論分析與研究假說，實施綠色制造可能通過優化企業資產結構、提高政府補助水平兩條路徑影響企業創新績效。為驗證研究假說的合理性，本文借鑒溫忠麟[46]的研究構建如下中介效應檢驗模型：

performance_i，t=α₁+β₁treat_i×time_t+β₂medium_i，t+β₃control_i，t+γ_t+μ_i+ε_i，t

上述模型中， medium_i，t 表示中介變量，其他變量含義如前。中介效應估計結果如表4所示。

首先，從資產結構來看，表4列（a）的估計結果顯示， did 系數在 10% 水平顯著為正，表明實施綠色制造能夠優化企業資產結構，因而接下來可以進一步檢驗資產結構對企業創新績效的影響。由表4列（b）的估計結果可知， ass 系數在 5% 水平顯著為正，表明優化資產結構能夠對企業創新績效提升產生顯著的正向影響。這也說明實施綠色制造能夠通過優化企業資產結構進而促進企業創新績效提升。由此，前文提出的研究假說H2得以驗證。

其次，從政府補助來看，表4列（c）的估計結果顯示， did 系數在 10% 水平顯著為正，表明實施綠色制造能夠顯著提高政府補助水平，因而接下來可以進一步檢驗政府補助對企業創新績效的影響。由表4列（d）的估計結果可知， sub 系數在 10% 水平顯著為正，表明提高政府補助水平能夠對企業創新績效提升產生顯著的正向影響。這也說明實施綠色制造能夠通過提高政府補助水平進而促進企業創新績效提升。由此，前文提出的研究假說H3得以驗證。

2.調節效應。根據前文的理論分析，人才集聚、市場勢力在綠色制造影響企業創新績效的過程中可能分別產生正向和負向調節作用。為檢驗上述猜想，本文將人才集聚 （edu） 、市場勢力（lerner）作為調節變量并與 did 進行交乘，構建了以下調節效應檢驗模型：

模型（5）中， adj 表示調節變量，即人才集聚 （edu） 、市場勢力（lerner）。調節效應估計結果如表5所示。

首先，從人才集聚來看，表5列（a）的估計結果顯示，交互項 系數在 5% 水平顯著為正，表明人才集聚能夠促進企業創新績效提升，人才集聚在綠色制造影響企業創新績效的過程中發揮了正向調節作用。由此，前文提出的研究假說H4得以驗證。

其次，從市場勢力來看，表5列（b）的估計結果顯示，交互項 系數在 5% 水平顯著為負，表明市場勢力削弱了實施綠色制造對企業創新績效提升的促進作用，市場勢力在綠色制造影響企業創新績效的過程中發揮了負向調節作用。由此，前文提出的研究假說H5得以驗證。

（五）異質性分析

1.企業所有制異質性。本文依據企業所有制類型對樣本企業進行分組，將樣本企業劃分為國有企業和民營企業并進行分組回歸，回歸結果如表6所示。由表6可知：國有企業組 did 系數為0.746且在 1% 水平顯著，民營企業組 系數為0.412且在 10% 水平顯著。這說明，實施綠色制造對國有企業、民營企業創新績效提升均有顯著的促進作用，但促進作用因所有制類型不同而表現出一定的差異性，實施綠色制造對國有企業創新績效提升的促進作用更強。可能的原因是，國有企業有更大的資源稟賦優勢和更多的融資渠道，更有能力開展研發創新活動，而民營企業融資相對困難，研發資金相對不足，創新能力有限，因而實施綠色制造對國有企業創新績效提升的促進作用更強。

2.股權集中度異質性。企業創新績效可能因股權集中度不同而表現出一定的差異性。本文以公司前五大股東持股比例代表股權集中度，依據股權集中度均值將樣本企業劃分為高股權集中度企業和低股權集中度企業并進行分組回歸，回歸結果如表6所示。由表6可知：高股權集中度企業組did系數為負但不顯著，低股權集中度企業組did系數在 1% 水平顯著為正。這說明，高股權集中度對企業提升創新績效有不顯著的抑制作用，而低股權集中度對企業提升創新績效有顯著的促進作用。可能的原因是，企業股權集中度過高會導致企業發展更易受少數大股東的影響，企業為了少數大股東的短期利益而放棄投入較大的研發創新活動，因而實施綠色制造難以對高股權集中度企業創新績效提升產生顯著的促進作用。

3.公司治理水平異質性。獨立董事是企業的監督者，獨立董事占董事會人數的比例可能對企業經營管理、創新活動等產生一定影響。本文依據獨立董事占董事會人數的比例均值，將樣本企業劃分為高股權制衡度企業和低股權制衡度企業并進行分組回歸，回歸結果如表6所示。由表6可知：高股權制衡度企業組 did 系數為0.849且在 5% 水平顯著，低股權制衡度企業組did系數為0.445且在 5% 水平顯著。這說明，實施綠色制造對高股權制衡度企業和低股權制衡度企業提升創新績效均有顯著的促進作用，但促進作用因股權制衡度的高低不同而表現出一定的差異性，實施綠色制造對高股權制衡度企業提升創新績效有更強的促進作用。可能的原因是，高股權制衡度企業獨立董事在董事會的占比較高，獨立董事對企業發揮的監督作用更強，能夠有效促進公司提升治理水平，加大創新投入力度。此外，企業在選聘獨立董事時，大多會選擇更有經驗、更有遠見、更有才能的人擔任，這些獨立董事能夠有效遏制大股東占款行為，促進企業優化資源配置，將更多的資金用于開展研發創新活動，進而提升企業的創新水平和創新績效。

六、結論與建議

（一）研究結論

本文選取2010—2022年新疆A股上市公司面板數據，基于新疆綠色制造試點政策實施的準自然實驗，采用多期雙重差分法研究實施綠色制造對企業創新績效提升的影響及作用機制。研究發現：第一，實施綠色制造對企業創新績效提升有顯著的促進作用，這一結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。第二，機制檢驗結果表明，實施綠色制造能夠通過優化企業資產結構和提高政府補助水平兩條路徑促進企業創新績效提升，人才集聚、市場勢力在綠色制造影響企業創新績效的過程中分別發揮了正向調節作用和負向調節作用。第三，異質性分析結果表明，相較于民營企業、高股權集中度企業和低股權制衡度企業，實施綠色制造對國有企業、低股權集中度企業、高股權制衡度企業創新績效提升的促進作用更強。

（二）政策建議

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：一是繼續推進企業綠色轉型并擴大綠色制造試點范圍。新疆A股上市公司的經驗證據表明，實施綠色制造對企業創新績效提升有顯著的促進作用，考慮到綠色制造的持續性與時效性，建議進一步加大綠色制造實施力度，有序擴大試點范圍，將更多企業納入綠色制造試點名單，推動企業高質量發展。二是進一步優化企業資產結構，增加固定資產投資。實施綠色制造能夠通過優化企業資產結構進而促進企業創新績效提升，企業應結合自身實際引進更多的先進生產設備，提高固定資產占比，為企業技術創新提供更好的基礎設施，為企業突破發展瓶頸注入新動能。三是進一步擴大政府補助規模，調整并完善政府補助政策。一方面，為更好地鼓勵企業進行研發創新，政府應建立健全持續補助機制，對滿足條件的企業提供補助，加大補助力度，以政府補助引導企業進行技術創新。另一方面，政府應嚴格監控企業補助資金流向，督促企業切實將補助資金用于研發創新，提高補助資金利用率，實現補助資金專款專用。四是努力引進高層次人才，助推綠色制造，進一步提升企業創新績效。企業應更加注重高學歷人才引進，提升員工整體學歷和素質，加強對員工的教育投資和培訓。企業應制定相關政策，可以通過提供一定補貼等方式鼓勵員工提升學歷，增強競爭力，將知識運用于實踐，不斷提升企業創新績效。五是營造更好的市場競爭氛圍，激發企業創新活力。政府應進一步深化改革，完善法律法規，營造企業間公平競爭的良好氛圍，發揮市場競爭效應，充分激發企業競爭活力。六是因地制宜、分類施策，著力提升綠色制造的有效性和針對性。因實施綠色制造對不同類型企業提升創新績效的促進作用存在一定的差異性，故應因地制宜、分類施策，差異化實施綠色制造。研究表明，實施綠色制造對國有企業、低股權集中度企業和高股權制衡度企業提升創新績效的促進作用更強，因而可以給予這些企業更多的支持，優先引導這些企業加大環保投入，改進生產工藝，減少碳排放，提升創新績效。

參考文獻：

[1]戴翔，楊雙至.數字賦能、數字投入來源與制造業綠色化轉型[J].中國工業經濟，2022（9）：83-101.

[2]曹華軍，李洪丞，曾丹，等.綠色制造研究現狀及未來發展策略[J].中國機械工程，2020（2）：135-144.

[3]AHMAD S，WONG KY，TSENG ML，et al.Sustainable product design and development：a review of tools，applica-tionsand research prospects[J].Resources，conservation and recycling，2O18，132：49-61.

[4]喬岳.碳中和目標下中國制造業綠色發展之路[J].人民論壇·學術前沿，2023（5）：59-70.

[5]陳昊，丁曉欽.綠色制造機理的政治經濟學分析[J].當代經濟研究，2020（7）：15-26.

[6]游建民，張偉.國家生態文明試驗區綠色制造績效評價及影響因素研究：以貴州為例[J].貴州社會科學，2018（12）：120-128.

[7]李志鵬，歐陽玉鳳，楊浩昌.區域綠色制造發展指數測度及其時空演變特征分析[J].統計與決策，2022（20）：11-15.

[8]王鳴濤，葉春明.基于熵權TOPSIS的區域工業綠色制造水平評價研究[J].科技管理研究，2020（17）：53-60.

[9]王雪珍，姜山，劉佳程.基于制造業價值鏈的區域綠色制造水平評價：以寧波市為例[J].生態經濟，2022（1）：47-52.

[10]SUN W，HUANG C Y X，SU Z F.How do non-family CEOs influence family firm innovation performance？[J]Managementdecision，2023（10）：2945-2972.

[11]錢麗萍，雷宇，陳鑫，等.上市公司獨立董事網絡結構洞影響創新績效機理探究：企業營銷能力和組織冗余的調節作用[J].中央財經大學學報，2023（11）：116-128.

[12]李志廣，李姚礦，王雅琳.創始人身份對科創企業創新績效的作用機制研究[J].科研管理，2023（11）：143-152.

[13]宋佳寧，宋在科.數字化轉型、技術溢出與制造業企業創新績效[J].經濟體制改革，2023（4）：114-122.

[14]陽鎮，王文娜，陳勁.研發合作、數字化賦能與企業創新績效：基于中國制造企業的微觀證據[J].經濟社會體制比較，2023（3）：137-150.

[15]DUANYL，CHENYL，LIUSL，etal.The moderating efectof leadership empowerment on relationalcapitalandfirms'innovationperformancein theentrepreneurialecosystem：evidence fromChina［J].Journalof intellctual ca-pital，2023（1）：306-336.

[16]孫建鑫，馬寶龍.顧客參與、治理機制和科技型中小企業創新績效：基于渠道戰略匹配理論的組態研究[J].經濟與管理研究，2023（9）：125-144.

[17]王文華，何杭娟，鐘海連.員工持股計劃與企業創新績效：基于創新文化的中介效應[J].經濟與管理評論，2023（4）：97-108

[18]張守鳳，劉昊蓉.人力資本結構對企業科技創新績效的影響[J].科技進步與對策，2023（14）：62-73.

[19]韓慶瀟，董永超，李強.企業履行社會責任有利于創新績效提升嗎？：基于戰略性新興企業的跨期再檢驗[J].南京財經大學學報，2023（3）：22-32.

[20]韓軍，孔令丞.產業轉移能否促進創新績效提升：基于創新要素流動視角[J].中國科技論壇，2023（4）：73-81+141.

[21]黃細嘉，宋佳星，李茫茫.審批制度改革與企業創新績效：基于行政審批中心成立的準自然實驗[J].江西社會科學，2023（2）：65-78.

[22]蘇蕊芯，陳艾薇.政府補助、研發投入與創新績效[J].統計與決策，2023（12）：183-188.

[23]謝宜章，楊帆.環境規制、研發投入與先進制造業綠色技術創新[J].財經理論與實踐，2023（4）：129-136.

[24]FANG Y，SHAO Z Q.Whether green finance can efectively moderate the green technology innovation efect of he-terogeneous environmental regulation[J].International journal of environmental research and public health，202（6） ：3646.

[25]朱朝暉，林雯，曾愛民，等.“綠色工廠\"認定對企業綠色創新的影響研究[J].當代財經，2023（7）：3-16.

[26]劉霞，段姝，姚江濤.環保稅與企業綠色績效：多重紅利抑或此消彼長[J].經濟問題，2023（10）：70-79.

[27]張志強.環境規制、產品空間演化與企業導向性技術創新：基于上市公司制造業企業的證據[J].南開經濟研究，2023（3）：151-172.

[28]舒利敏，廖菁華，謝振.綠色信貸政策與企業綠色創新：基于綠色產業視角的經驗證據[J].金融經濟學研究，2023（2）：144-160.

[29]陳安惠，劉慶豐，李慧.政策性負擔、戰略變革與國有企業創新：作用機制與實證檢驗[J].云南財經大學學報，2023（6）：77-93.

[30]張國興，馮祎琛，王愛玲.不同類型環境規制對工業企業技術創新的異質性作用研究[J].管理評論，2021（1）：92-102.

[31]王珍愚，曹瑜，林善浪.環境規制對企業綠色技術創新的影響特征與異質性：基于中國上市公司綠色專利數據[J].科學學研究，2021（5）：909-919+929.

[32]周波，劉晶.環境規制、綠色金融發展與工業企業創新：基于長江經濟帶11個省市的實證研究[J].安徽師范大學學報（人文社會科學版），2023（5）：123-134.

[33]謝喬昕.環境規制、綠色金融發展與企業技術創新[J].科研管理，2021（6）：65-72.

[34]肖振紅，赫博文，李炎.戰略性新興產業政策與企業創新績效：基于債務融資成本的中介作用和營商環境的調節作用[J].系統管理學報，2023（2）：355-366.

[35]董景榮，張文卿，陳宇科.環境規制工具、政府支持對綠色技術創新的影響研究[J].產業經濟研究，2021（3）：1-16.

[36]謝婷婷，王勇.環境質量與中國城市發展沉浮：人力資本視角的解釋[J].世界經濟，2022（1）：133-157.

[37]馬新嘯，湯泰劫.司法制度改革、審判效能提升與企業高質量創新：基于知識產權法院設立的準自然實驗[J].安徽大學學報（哲學社會科學版），2023（5）：146-156.

[38]陳屹立，鄧雨薇.環境規制、市場勢力與企業創新[J].貴州財經大學學報，2021（1）：30-43.

[39]王海燕，康志男，鄭秀梅.中國企業國際化戰略選擇：從生產率差異到創新差異[J].中國軟科學，2024（9）：124-131.

[40]陳林，陳臻，張璽文，等.產業鏈融人與企業創新：基于微觀企業數據的產業鏈測度新方法[J].經濟研究，2024（10） ：56-74.

[41]朱新蓉，劉銀雙.金融科技與結構性貨幣政策選擇：基于定向降準政策的研究[J].財經研究，2023（10）：80-93.

[42]唐要家，王鈺，唐春暉.數字經濟、市場結構與創新績效[J].中國工業經濟，2022（10）：62-80.

[43]李博陽，張嘉望，沈悅，等.綠色債券發行對綠色技術創新影響的路徑和機制研究[J].科研管理，2023（11）：134-142.

[44]孫偉增，毛寧，蘭峰，等.政策賦能、數字生態與企業數字化轉型：基于國家大數據綜合試驗區的準自然實驗[J].中國工業經濟，2023（9）：117-135.

[45]宋弘，孫雅潔，陳登科.政府空氣污染治理效應評估：來自中國“低碳城市\"建設的經驗研究［J].管理世界，2019（6）：95-108+195.

[46]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014（5）：731-745.

（責任編輯：甘海燕）