企业研发投入能够提升能源利用效率吗

鞠伟

【关键词】 研发投入; 能源利用效率; 国有产权; 地区市场化进程

【中图分类号】 F272.4  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2021）17-0123-08

一、引言

2019年国家统计局统计数据显示，我国能源消费总量持续上升，2018年能源消费总量相比2009年增长了38%。其中，进口煤炭2.81亿吨，连续四年持续上升，原油进口量高达4.62亿吨，创历史新高，天然气对外依存度持续攀升至43.4%。与此同时，随着国内一系列法律法规的完善与实施，以及2016年《巴黎协定》的正式生效，不断增加的资源环境约束与供给不足和我国经济持续发展的矛盾日趋激烈。对此，党十八大做出实施创新驱动发展战略的重大战略抉择，将科技创新视为提高社会生产力和实现可持续的战略支撑，为此提供了战略性思路。

基于此，现有文献就技术创新的影响进行了深入的研究，证实技术创新与进步已经成为提升我国能源利用效率的核心因素，形成了丰富的研究成果[1-8]。然而，局限于数据，现有研究主要停留在宏观与行业层面分析包括研发创新在内的影响能源利用效率的因素，基于我国微观企业层面的经验研究相对较少。企业是宏观经济的微观主体，而现有研究过于宽泛，缺少深入的微观机理分析与经验证据。与此同时，企业研发创新经济后果研究中，一方面关注企业研发的直接产出——专利数量的影响[9-10]，另一方面，随着企业社会责任相关数据披露的增加，学者们开始考察企业研发创新对其社会责任[11]、环境管理[12]、工业烟尘排放[13]、环境绩效[8]和绿色创新等[14]的影响，但有关国内企业研发投入对其能源利用效率的实证研究相对较少。

综上，该研究通过手工收集整理2009—2018年沪深非金融類A股上市公司社会责任报告披露的能源消耗数据，以万元产值能耗指标作为企业能源利用效率的计量指标，理论分析与实证检验企业研发投入强度对其能源利用效率的影响，并基于中国制度背景，进一步考察企业国有控股特征与地区市场化进程对上述影响的调节效应。

基于现有的研究成果，该研究的创新点主要表现为三点。首先，基于微观的中国上市公司数据，实证检验企业研发投入强度对其能源利用效率的影响，将技术进步对能源利用效率的影响从宏观层面与行业层面拓展到微观企业层面，一定程度上补充了现有研究在微观层面传导机制上分析的不足。其次，通过考察企业国有控股属性与地区市场化进程对上述影响的调节效应，有助于揭示企业研发投入强度提升其能源利用效率对制度环境的依赖性，进一步丰富国有控股属性与地区市场化等制度环境特征影响企业经营行为的经验研究。最后，该研究基于企业能源利用效率的研究视角，丰富了企业研发创新投入经济后果的经验研究，同时通过考察企业能源利用效率对企业财务绩效的影响，进一步深化企业研发投入提升企业经济效益作用机理的理解。

二、文献回顾与假设提出

（一）文献回顾

吴琦等[1]在采用超效率DEA方法测度我国能源利用效率基础上，计量分析并证实技术进步对我国能源利用效率具有显著的影响。傅晓霞等[2]基于半参数估计测度的变系数能源利用效率模型，研究发现改革前技术进步对我国能源利用效率的影响相对较小，而改革后影响显著为正且增强。杨冕等[3]基于向量误差修正模型，研究发现技术进步提升了我国能源利用效率。王兆华等[4]基于行业内部的视角，研究证实行业内部技术是影响我国全要素能源效率的重要因素。黄杰[5]基于我国省际面板数据，通过社会网络分析（SNA）方法测度我国省际能源环境效率的空间关联网络，并发现地区间的技术创新差异不利于省际能源环境效率空间关联网络的形成。Inglesi-Lotz[6]基于全球七个主要经济体的国家面板数据，研究发现研发投资有助于促进能源利用效率提升的专有知识与技术发展。

近期，学者们开始关注微观层面的技术因素对其能源利用效率的影响，张媛等[15]基于广州市136家重点用能企业的调查数据，研究发现企业产权性质、煤炭消费占比、能源管理人员以及能源依赖程度会影响企业微观层面的能源利用效率。陈钊等[7]则基于中国工业企业数据库，以单位产值能耗作为企业能源利用效率的测度指标，研究发现，企业规模与所处地区差异是影响企业能源利用效率差异的最主要因素。Samsul Alam et al.[8]基于G6国家微观企业数据，研究发现企业研发投入有助于提高企业的环境绩效，表现为能源强度与碳排放强度的降低。

综上，现有研究较为缺少从宏观经济与行业经济的微观主体——企业层面的研究，这使得宏观层面与行业层面的考察过于宽泛，缺少微观层面的作用机理分析和经验证据支持。另外，中国转型经济背景下，不同所有制企业和不同地区企业，由于所面临的内外部制度环境存在着巨大差异[7]，不同所有制企业和不同地区企业的技术创新对其能源利用效率的影响可能不尽相同。因此，深入分析微观企业技术创新行为对其能源利用效率的影响，在理论层面与政策制定优化上都具有重要的意义。

（二）理论分析与假设提出

自然资源基础理论（NRBV）认为，企业生产经营活动中采取环境友好的投资行为有助于获得可持续的竞争优势，尤其是研发投资行为。一方面，企业研发有助于促进其技术发展，提升企业生产效率与能源利用效率，尤其是研发高性能的智能设备与机器，有助于提高生产经营效率的同时，降低企业能耗[16]。另一方面，企业研发有助于促进新型清洁能源技术的开发和利用，这些技术有助于推动企业能源消费由传统的高污染能源转向清洁能源，进而提高企业的能源利用效率[17]。Samsul Alam et al.[8]基于G6国家微观企业数据，证实企业研发投入有助于降低企业能源消耗强度。中国转型经济环境下，国家正积极实施创新驱动发展战略。基于宏观层面的能源利用效率研究发现，研发与技术进步对我国能源利用效率具有显著的提升效应。鉴于此，作为我国宏观经济的微观主体，企业的研发创新投入对其提升能源利用效率具有积极的影响，据此提出假设1。

H1：企业研发投入有助于提升其能源利用效率，即企业研发投入强度对其能源消耗强度具有显著的负向影响。

与国外上市公司相比，新兴加转型经济背景下，中国上市公司大部分由国有企业改制而来。各级政府作为国有企业的控股股东，主要面临着两类政治目标：一是地方政府的政策性负担目标，诸如就业、社会养老、社会稳定等政策性负担;二是以GDP增长率为核心业绩考核指标的政治晋升目标。基于地方经济发展及政治晋升目标的考虑，各级政府具有强烈的动机和很强的能力将诸如就业、税收、社会稳定等公共治理的目标内部化到国有企业的经营活动中。刘伟[18]指出，在晋升激励体制下，相对绩效考核使得地方政府有动力通过大量投资推动地区经济增长，这种投资饥渴在金融控制和中央银行非独立性以及货币投放倒逼机制下，得到了充分发挥的空间。政府强烈干预情形下，国有企业研发投资效率更低，对其能源利用效率提升的促进作用相对有限。非国有企业受到政府干预的程度较小，企业的研发投资决策更加自主和灵活。另外，非国有企业的核心管理者一般是公司的控股股东，持股比例高，与控股股东之间利益协调一致的程度更高，更倾向基于控股股东利益最大化的目标进行研发投资决策。因此，非国有企业的研发投资更为科学，能更有效提升其能源利用效率。为此，承继假设1，提出假设2。

H2：相比非国有企业，国有企业研发投入对其能源利用效率的提升效应相对较弱，即国有企业研发投入强度对其能源消耗强度的负向影响较弱。

我国转型经济环境下，由于自然地理、资源禀赋以及政治经济等多方面的影响，使得不同地区的市场化程度存在着显著的差异，各地政府对所在地区企业资源配置行为的干预程度不尽相同。现有研究发现，市场化程度越低的地区，地方政府对于地方企业的干预程度越为严重，地方企业的投资活动更多兼顾地方经济发展与社会职能，导致企业的投资效率越低[19]。因此，承继假设1，如果企业研发投入有助于提升其能源利用效率，那么，对于市场化程度较低地区的企业，由于地方政府过度干预导致其研发效率降低，进而弱化其对能源利用效率的提升作用。鉴于此，提出假设3。

H3：相比高市场化进程地区的企业，低市场化进程地区的企业研发投入对其能源利用效率的提升效应相对较弱，即低市场化进程地区的企业研发投入强度对其能源消耗强度的负向影响较弱。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选取

通过手工查阅上市公司《企业社会责任报告》中“环境和可持续发展”的披露内容，发现部分上市公司以吨标准煤为单位，采用综合能耗、总能耗、标准煤消耗量、能耗总量等词目反映其能源消耗信息。据此，以2009—2018年沪深非金融类A股上市公司为样本，通过手工收集其能源消耗信息，共获得391个非平衡面板样本，然后剔除研发投入与财务数据缺失的样本22个，最终共获得369个样本。为了防止极端值对研究结果的影响，对所有变量进行了上下1%的缩尾处理。另外，相关财务数据来自国泰安数据库，使用统计软件Stata16.0进行处理。

（二）模型设计与变量计量

1.检验模型设计

借鉴张媛等[15]、陈钊等[7]以及Samsul Alam et al.[8]的研究设计，构建模型1至模型3进行H1至H3相应的实证检验。

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2-9Co-

ntrols+∑Industry+∑Year+εi （1）

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2RDi，t-1×

SOEi，t-1+β3SOEi，t-1+β4-11Controls+

∑Industry+∑Year+εi（2）

Energyinti，t=β0+β1RDi，t-1+β2RDi，t-1×

Dismarketi，t-1+β3Dismarketi，t-1+β4-11C-

ontrols+∑Industry+∑Year+εi （3）

基于H1，初步預期模型1中RDi，t-1回归系数显著为负，即企业研发投入降低企业能源消耗强度，提高企业能源利用效率。同理，基于H2，初步预期模型2中RDi，t-1回归系数显著为负，而交乘项RDi，t-1×SOEi，t-1回归系数显著为正;基于H3，初步预期模型3中RDi，t-1回归系数显著为负，而交乘项RDi，t-1×Dismarketi，t-1回归系数显著为正。另外，该研究同时采用OLS回归与面板数据固定效应回归进行实证检验，以减轻未观察到的潜变量带来的内生性问题影响。

2.测试变量计量

（1）研发投入水平的操作性计量

借鉴现有研究，为确保计算口径一致性，以费用化研发投入占企业营业收入比重反映其研发投入强度，进行主假设的检验，同时以费用化研发投入与资本化研发投入之和占比进行稳健性检验。

（2）能源消耗强度的操作性计量

借鉴陈钊等[7]的研究设计，企业能源利用效率变量可以采用逆指标能源消耗强度加以计量，即采用企业能源消耗量与企业工业产值的比值，简称单位工业产值能耗。鉴于该研究样本为上市公司，企业工业产值难以获取，以营业收入代替，且更具可比性。同时，鉴于中国能源消费中近70%为煤炭，能源消费结构较为稳定[20，7]，且上市公司即使消耗的是电力能源，但均统一折算成“吨标准煤”加以披露，为此，上市公司能源消耗采用统一的吨标准煤进行计量。另外，模型中还加入反映企业基本面信息的控制变量。

具体变量定义如表1所示。

四、实证检验结果与分析

（一）描述性统计与分析

表2是相关变量的描述性统计结果。能源消耗强度（Energyinti，t）均值为0.371，研发投入强度（RDi，t-1）均值为0.026。调节变量中，产权属性（SOEi，t-1）均值为0.778，表明样本企业中国有企业占比相对较高;Dismarketi，t-1均值为0.182，表明样本企业中低市场化地区企业占比相对较少。基于企业产权属性分组的相关变量均值统计显示，国有企业RDi，t-1（0.028）高于非国有企业（0.021），但其Energyinti，t均值（0.519）高于非国有企业（0.264），初步表明企业产权属性是影响企业能源强度与效率的重要因素。基于企业所在地区市场化程度分组的均值结果显示，相比低市场化程度地区的企业，高市场化程度地区企业的RDi，t-1（0.034）更高，其Energyinti，t均值更低（能源强度越低，能源效率越高），同样揭示地区市场化程度是影响企业能源效率的另一重要因素。

（二）相关性分析

通过计算相关变量的Pearson相关系数，发现企业能源消耗强度Energyinti，t与研发投入RDi，t-1相关系数为-0.257，呈现出1%水平上的显著负相关关系，说明在不考虑其他因素影响的情况下，研发投入强度会负向影响企业能源消耗强度，提高能源利用效率，与H1相一致（限于篇幅，未予汇报）。另外，研发投入RDi，t-1与控制变量相关系数绝对值小于0.3，说明上述模型的多重共线程度较低。

（三）多元回归实证检验

表3H1的检验结果中，列（1）基于模型1，采用OLS进行了H1的多元回归检验。结果显示，RDi，t-1回归系数为-3.964，在10%水平内显著为负。需要说明的是，企业研发投入强度对其能源消费强度（万元产值能耗）的显著负向影响，表明企业研发投入降低了其能源消费强度，提升了企业能源利用效率，进而支持H1。为了减轻与消除遗漏的且不随时间变化的潜变量因素引发的内生问题，列（2）采用面板数据固定效应模型重新进行H1的实证检验，结果显示，RDi，t-1回归系数-4.633，在1%水平内显著为负，继续支持了H1。

基于检验模型2，考察企业产权性质对企业研发投入与其能源利用效率之间关系的调节效应，结果如表3中（3）列、（4）列所示。其中，OLS回归结果如列（1）所示，RDi，t-1回归系数为-20.182（即SOEi，t-1为0时），在5%水平内显著为负，说明非国有企业研发投入能够显著降低企业能源消耗强度，提升其能源利用效率，而交乘项RDi，t-1×SOEi，t-1回归系数为19.293，在5%水平显著为正，说明国有企业研发投入对其能耗强度的降低作用相对较弱，即国有企业研发投入对其能源利用效率的提升作用相比非国有企业要弱，进而支持H2。采用固定效应回归的结果如列（2）所示，回归结果保持稳定，支持H2。

基于检验模型3，考察地区市场化进程对企业研发投入与其能源利用效率之间关系的调节效应，结果如表3中（5）列、（6）列所示。其中，OLS回归结果如列（1）所示，RDi，t-1回归系数在5%水平内显著为负，而交乘项RDi，t-1×Dismarketi，t-1回归系数在5%水平显著为正，说明低市场化进程地区的企业研发投入对其能耗强度的降低作用相对较弱，即低市场化进程地区的企业研发投入对其能源利用效率的提升作用相比高市场化进程地区的企业要弱，进而支持H3。采用固定效应回归结果如列（2）所示，与OLS回归保持一致。综上表明，市场化程度较低地区的企业，由于地方政府过度干预导致其研发效率降低，进而导致其研发投入对其能源利用效率的提升作用相比市场化程度较高地区偏弱，依然支持了H3。

（四）敏感性分析

1.内生性检验

尽管该研究采用滞后1期的研发投资作为解释变量进行回归分析，但考虑企业研发投资需要一定的时间才能影响企业能源消耗强度，以滞后2期的研发投资（RDi，t-2）作为解释变量重新进行回归分析，进一步减轻回归分析的内生性。由表4可知：H1检验中，无论采用OLS（列（1））还是固定效应（列（2））回归模型，研发投资（RDi，t-2）回归系数至少在5%水平显著为负，回归结果保持一致，继续支持假设1;H2检验中，研发投资（RDi，t-2）回归系数显著为负，而交乘项RDi，t-1×SOEi，t-1的OLS（列（3））回归系数接近10%水平显著为正，而固定效应（列（4））回归系数显著为正，回归结果基本保持一致;H3检验中，交乘项RDi，t-1×Dismarketi，t-1的回归系数至少在10%水平内显著，结果保持稳定。综上，在控制内生性问题后，回归结果继续支持H1—H3。

2.更换解释变量

上述研究中的研发投入强度采用费用化研发投入指标，而现实中的企业研发投入包括资本化部分与费用化部分，为确保结论的稳健，进一步以费用化研发投入与资本化研发投入之和除以企业营业收入作为企业研发投入的计量指标（记为RD？觹i，t-1），进行敏感性分析，相应的回归结果如表5所示，回归结果基本保持稳定，继续支持上述H1—H3。

3.基于企业能源利用效率提升企业财务绩效的验证性分析

基于自然资源基础理论（NRBV），企业研发投资活动有助于提升企业资源利用效率，进而获取竞争优势和提升财务绩效。为此，承继上述实证结果，则可以预期，企业能源利用效率的提升有助于增加企业的财务绩效。借鉴Fan et al.[21]的研究设计，分别采用总资产收益率（ROAi，t）、净资产报酬率（ROEi，t）和投资资本回报率（ROICi，t）作为企业财务绩效计量指标，检验能源利用效率对企业财务绩效的影响，相应的实证结果如表6所示。结果显示，无论采用OLS回归，还是FE固定效应模型回归，Energyinti，t-1系数均为负，即企业能源强度越高（能源利用效率越低），则企业财务绩效越差，进一步支持原假设的逻辑分析。

五、结论及启示

本文通过手工收集整理的2009—2018年沪深非金融类A股上市公司社会责任报告中披露的能源消耗数据，以万元产值能耗这一能源强度逆指标反映企业能源利用效率，理论分析与实证检验企业研发投入强度对其能源利用效率的影响，并基于中國制度背景，进一步考察企业国有控股特征与地区市场化进程对上述影响的调节效应。回归结果显示，企业研发投入强度对其能源消耗强度具有显著的负向影响，表明企业研发投入有助于降低企业能源消耗强度，提升其能源利用效率。更进一步，企业研发投入强度对其能源消耗强度的负向影响在国有企业与低市场化进程地区企业中相对较弱，这表明企业研发投入对其能源利用效率的提升效应还依赖企业国有产权与所在地区市场化进程这两大制度因素。该研究发现补充了技术进步提升能源利用效率的微观经验证据，揭示了国有产权与地区市场化进程这两大制度环境因素对上述影响的干预与调节效应。稳健性检验还进一步发现，企业能源消耗强度对其财务绩效具有显著的负向影响，表明企业能源利用效率提升有助于增加企业的财务绩效，进一步丰富了企业研发投入提升企业竞争优势与财务绩效的作用机理与路径。

基于上述研究发现，该研究具有重要的实践借鉴意义。一方面，基于企业研发投入对其能源利用效率的提升效应，企业重视研发创新在节能降耗中所起到的引领作用，通过进一步加大研发投入强度实现企业节能战略，以实现经济效益与环境效益的有效兼顾。另一方面，进一步强化市场化工具政策的应用，弱化地方政府对企业研发投资的干预，防止研发资源错配，抑制了研发投资对企业能源利用效率的提升作用。●

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