绿色创新对企业绩效的影响：基于中国上市公司面板数据

赵树宽，张铂晨，蔡佳铭

（吉林大学管理学院，吉林长春 130022）

1 研究背景

改革开放40 年间，中国经济取得了世界瞩目的成就,然而粗放式的经济增长也带来了资源短缺、环境污染、气候变化等不可忽视的生态环境问题［1］。根据2018 年发布的环境绩效指数，中国在世界180个国家中排名第120 位，空气质量排名第177 位［2］。可见，中国正面临平衡经济增长与环境可持续性之间矛盾的双重挑战，如何突破并解决资源约束下经济增长乏力问题已经迫在眉睫［3］。此外，随着环保意识的提高，消费者更加关注企业的环境行为，以环境友好方式提供绿色产品和服务已成为当下及未来企业获取竞争优势的重要途径［4］。在此背景下，绿色创新作为生态文明视角下传统创新的崭新形态，被视为实现经济可持续发展的关键力量［5］。因此，探讨绿色创新对企业绩效的影响具有重要的理论与现实意义。

近年来，绿色创新与企业绩效的关系引起了学者们的研究兴趣。一些学者认为绿色创新对企业绩效具有正向影响，如Dangelico 等［6］通过调查发现，绿色创新能够提高资源利用率、有效降低成本，从而有助于企业绩效的提高；解学梅等［7］通过对重污染企业的实证研究表明，绿色创新能够满足消费者的环保需求，进而为企业获取竞争优势，有利于提高企业绩效。但是，也有学者对绿色创新与企业绩效的关系提出质疑，认为绿色创新与企业绩效的关系具有不确定性，可能是负相关或非线性关系，如Tang等［8］以188家制造业企业为样本，通过分析发现，与非绿色创新企业相比，绿色创新企业的财务绩效并没有显著提高；Stucki［9］进一步指出，企业绿色创新的成果转化率并不能得到有效保障，仅有19%的企业能够通过绿色创新提高企业绩效；杨静等［10］利用江苏省132 家制造型企业的问卷调查数据研究发现，绿色创新与企业绩效之间存在倒“U”型关系。

通过文献梳理，本研究认为，尽管现有研究对绿色创新与企业绩效之间的关系进行了探讨，但实证检验结果仍存在一定分歧，主要原因在于：（1）从研究样本上看，现有研究从制造型企业、重污染企业等特定行业视角对绿色创新与企业绩效的关系进行研究，事实上，不同行业之间由于各自背景特征不同存在较大差异，因此导致研究结果缺乏共识和普适性；（2）从研究方法上看，现有研究大多采用问卷调查方法对绿色创新和企业绩效指标进行测量，调查结果易受到被调查者主观意识和判断的干扰，导致研究结果存在偏差；（3）从研究内容上看，尽管现有研究为绿色创新对企业绩效的直接作用提供了实证支持，但对可能影响绿色创新与企业绩效间关系的边界条件知之甚少，仅有部分学者如Lin等［11］、Li 等［12］、Geng 等［13］从企业规模和地理位置特征角度提出了不同的解释。因此，绿色创新能否帮助企业提升绩效，绿色创新与企业绩效之间的关系受哪些因素的影响，这些问题仍有待进一步研究。有鉴于此，本研究基于自然资源基础观（nature resource-based view），以2010—2019 年中国沪深A股上市企业为研究样本，实证检验绿色创新与企业绩效之间的关系，并考察政府补贴、产融结合和环境规制在二者关系中的调节作用。

2 理论分析与研究假设

2.1 绿色创新与企业绩效

绿色创新是指有助于降低能源消耗、减少污染排放、改善生态环境、实现人与自然和谐共处的新的或改进的技术、工艺、过程或产品［14］。根据自然资源基础观，企业为应对自然环境挑战并实现环境可持续性而积累的资源和能力，将为企业带来长期竞争优势［15］。因此，绿色创新作为企业可持续发展战略的重要组成部分，将对企业绩效产生深远影响。首先，从成本角度来看，绿色创新能够降低企业经营成本，从而提高企业绩效。如Zhu 等［16］通过研究发现，企业通过采用新的绿色工艺和技术，从源头上解决了环境污染问题，有助于降低企业的环境治理成本；Chen［17］认为，企业通过开展绿色创新满足了环境保护的要求，有助于降低污染惩罚和不合规成本；Dangelico 等［6］指出，绿色创新能够提高资源的获取率，降低原材料和能源的消耗，从而有效降低制造成本，对提升企业绩效起到积极作用。其次，从收入角度来看，绿色创新能够创造新的销售收入，从而提高企业绩效。如Lin 等［11］发现，企业通过将绿色技术商业化，能够为企业获得新的利润；Li 等［12］的研究表明，企业利用绿色创新使产品通过回收和再生产转化为适销对路的商品，为企业创造了额外收入；Miroshnychenko 等［18］则认为，绿色创新产品可以更好地服务绿色市场，赢得消费者的信任，从而激发绿色购买行为，最终提高了企业市场份额。最后，从竞争优势角度来看，绿色创新能够帮助企业获得差异化竞争优势，从而提高企业绩效。如Chiou 等［19］指出，绿色创新作为一项前沿技术，是企业独有并难以模仿的关键资源和能力，它为潜在竞争者创造了壁垒，使企业从中受益；解学梅等［7］强调，绿色创新战略的实施是企业承担社会责任的积极表现，不仅满足了消费者日益增长的绿色需求，帮助企业获得绿色溢价和差异化优势，同时也提高了企业的战略合法性，有利于企业绩效的提升；Phan 等［20］的研究表明，企业在实施绿色创新战略的过程中积累的绿色知识、技术以及应对环境不确定性的能力，能帮助企业建立完善的环境管理体系，培育独特的核心竞争力，从而促进企业绩效的持续提升。综上，提出假设1。

H1：绿色创新对企业绩效有显著的正向影响。

2.2 政府补贴的调节作用

政府补贴是政府为特定目的向企业提供的一种资金支持，它不仅是政府一种重要的经济工具，能够有效解决市场失灵问题，同时也是政府直接干预市场的重要手段，已成为推动中国产业调整的重要举措，因此，政府补贴作为企业外部资源的重要来源，对企业的生存和发展具有重要的意义［21］。首先，政府补贴能够有效降低企业绿色创新的成本及风险。由于绿色创新活动从研究、开发到生产销售是一个高投入、高风险且具复杂性的过程，需要大量、持续的资金投入，仅依靠企业内部资源会对企业造成财务负担［22］。此时，政府补贴通过增加企业的现金流量，在一定程度上能够有效缓冲“资源枯竭”，提高企业的财务实力［23］，进而有助于企业创新成果的商业化，促进企业经营绩效的持续提升［24］。此外，政府补贴为企业与政府之间建立了良好的沟通桥梁，有助于企业获得更多的政策导向信息，从而有效降低绿色创新的风险［25］，增强了绿色创新对企业绩效的促进作用。其次，政府补贴具有积极的信号传递效应，有助于缓解企业融资约束。在多数情况下，绿色创新较高的风险性、不确定性以及较长的投资回报期增加了外部投资者的担忧，导致企业融资困难，绿色创新的效果无法得到保障［26］。作为向资本市场发出的信号，政府补贴显示出了政府的支持和认可度，因此，获得补贴的企业往往被视为与政府具有良好关系，被贴上“认可标签”［27］。在这种情况下，政府补贴的隐形担保作用能够有效降低信息不对称，提高投资者的信心和意愿，并吸引更多人力资本和金融资本，从而缓解企业融资约束［28］，有利于企业绿色创新的价值实现，帮助企业获得更高的经济效益。综上，提出假设2。

H2：政府补贴在绿色创新与企业绩效之间起正向调节作用。

2.3 产融结合的调节作用

随着国内金融市场的发展，越来越多的企业开始投资或参股金融机构，以缓解融资约束，由此，产业和金融（以下简称“产融”）结合作为一种新兴的发展方式，在中国日益变得普遍［29］。尽管一些学者认为产融结合具有蓄水池效应，使企业与金融机构的关系更加密切，有助于企业获得关系型融资，缓解企业融资约束［30］，但随着研究的不断深入,也有研究提出了相反观点，即产融结合具有挤出效应［31］。首先，产融结合增加了企业的经营成本。由于企业与金融机构之间缺乏深入互动，产融结合仍存在大量无效性和负效应［32］，导致企业经营成本增加，如签约成本、交易成本、人力成本等，弱化了对企业绩效的助推作用［33］。其次，产融结合可能会诱发过度投资行为，增加了企业的经营风险。企业实施产融结合的最终目的往往是获得融资便利，因此产融结合的实施增加了企业获取资金的便利性，导致关联金融机构很容易成为企业的“提款机”，在这种情况下，良好的融资预期增强了企业不断扩大投资的信心，进而造成企业的过度投资行为［34］，尤其当企业持有金融机构股份较高时，将大大降低金融机构的自由决策权，弱化金融机构的监控能力，造成信贷资金的失控，进一步增加了企业的经营风险［35］。最后，产融结合可能会增加企业对金融活动的重视，与创新及主营业务的投资和发展产生替代效应。投资金融产业获取的短期超额利润可能会导致企业过度金融化，不仅使其短期变现能力受到严重影响［36］，而且将企业改善自身发展的资金和注意力转移到金融投资上，抑制了企业通过创新提升主营业务发展的意愿和能力，从而导致研发投资不足、生产力长期停滞，不利于企业的长远发展［37］。综上，提出假设3。

H3：产融结合在绿色创新与企业绩效之间起负向调节作用。

2.4 环境规制的调节作用

为了应对前所未有的资源短缺和环境污染问题，中国政府制定了大量的环境法规，以监督和约束企业的环境行为［38］。以“波特假说”为代表的学者认为,环境规制能够刺激企业的绿色创新活动，促进产品和工艺的持续改进，从而产生创新补偿效应，促进企业实现可持续发展［39］。与“波特假说”相反，近年来诸多研究证实了新古典经济学的观点，即环境规制不利于绿色创新企业的经营发展［40］。一方面，环境规制具有遵循成本效应。环境规制强度的提升增加了企业的环境治理成本，迫使企业将资金和人力投入非生产性环境活动中，如环境审计、废物处理和诉讼等，挤占了企业用于研发及生产的资金，影响企业对稀缺资源的配置［41］，尤其当环境成本过高时，出于成本最小化以及合规动机，很多企业可能采取暂停部分生产活动等消极行为以满足监管要求，从而导致企业生产规模缩减［42］，对企业绿色创新成果应用及转化过程产生不利影响。另一方面，严格的环境规制增加了对违规企业的惩治力度。政府可能会对违规企业采取强制关闭停产、吊销企业经营许可证、公开披露负面检查结果等直接惩罚措施，导致企业拥有的资源和权利遭到威胁［21］；随着信息的公开和舆论的传播，企业因环境事故导致的负面新闻极易成为舆论的焦点，企业环境评级持续下降，导致投资者对违规企业的预期降低，从而减少或拒绝投资，进一步增加了企业的创新风险，不利于企业绩效的提升［43］。综上，提出假设4。

H4：环境规制在绿色创新与企业绩效之间起负向调节作用。

据此，构建本研究的概念模型如图1 所示。

图1 研究概念模型

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

选取2010—2019 年中国沪深A 股上市公司作为研究样本，并对初始样本进行如下筛选:（1）剔除研究期间被ST、*ST 处理的公司；（2）剔除研究期间为金融行业的公司；（3）剔除研究期间相关数据缺失的公司；（4）为避免极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了Winsor 缩尾处理。最终获得1 834 家公司共计12 316 条观测值的非平衡面板数据。其中，企业绿色创新数据来源于中国国家知识产权局（CNIPA），产融结合数据来源于万德数据库（Wind）；环境规制数据来源于《中国环境统计年鉴》；政府补贴及其他相关数据均来源于国泰安数据库（CSMAR）。

3.2 变量测量

（1）企业绩效（FP）。关于企业绩效的衡量，已有研究主要采用资产收益率、净资产收益率、托宾Q值等指标。其中，资产收益率作为核算财务绩效中一种标准方法，能够反映企业的盈利能力，常被用于相关研究中。因此，参照 Ma 等［44］的方法，采用资产收益率作为企业绩效的测度。

（2）绿色创新（GI）。现有研究多采用问卷调查方法对企业绿色创新进行衡量，但是难以从客观角度反映企业绿色创新的成果和能力，因此，参考Bai 等［45］的研究方法，采用绿色专利申请量来衡量绿色创新。具体而言，2010 年世界知识产权组织（WIPO）推出了国际专利绿色分类清单，根据《联合国气候变化框架公约》对绿色专利进行了划分和定义，本研究利用该清单中列示的绿色专利分类号（IPC）在中国国家知识产权局网站中检索，最后将整理所得绿色专利申请数加 1 后取自然对数来衡量企业绿色创新。

（3）政府补贴（Sub）。参考杨亭亭等［46］的研究方法，使用政府补贴资金占总资产的比例进行测度。

（4）产融结合（Fin）。参考徐辉等［47］的研究方法，将产融结合设定为虚拟变量，若企业当年参股金融机构，Fin 取值为1；否则Fin 取值为0。

（5）环境规制（ER）。已有研究从企业环保投入、企业污染排放等角度对环境规制进行测度，然而现有指标容易受到企业内外部因素的影响，不能客观有效地反映环境规制强度，因此，参考原毅军等［48］的研究方法，采用企业所在地环境污染治理总投资占地区生产总值的比例进行测度。

（6）控制变量。为了排除其他因素对回归分析结果的影响，参考解学梅等［7］、崔广慧等［42］的研究，控制了以下变量：资产负债率（Lev），用总负债占总资产比例表示；企业规模（Size），用企业总资产的自然对数表示；企业成长性（Growth），用营业总收入同比增长率表示；销售利润率（Ros），用营业利润占营业总收入比例表示；独立董事比例（Dire），用独立董事人数占董事会总人数比例表示；股权集中度（Top10），用前十大股东持股总数占总股数比例表示。另外，还加入了行业虚拟变量和年度虚拟变量，以控制行业和年度效应。

各变量的测度方法具体如表1 所示。

表1 变量定义

3.3 模型设定

为检验本研究假设，构建模型1、模型2 分别如式（1）（2）进行回归分析：

式（1）（2）中：MV 表示政府补贴、产融结合或环境规制；Controls 表示控制变量；α0表示截距项；βn表示各因素估计系数；i表示企业；t表示年份；ε表示随机误差项。

模型1 用来检验假设H1，若β1显著为正，说明绿色创新显著提升了企业绩效；反之，则说明绿色创新对企业绩效产生不利影响。模型2 用来检验假设H2～H4，当MV=Sub 时用来检验假设H2，当MV=Fin 时用来检验假设H3，当MV=ER 时用来检验假设H4，若β3显著为正，说明政府补贴、产融结合或环境规制起到正向调节作用；反之，则说明政府补贴、产融结合或环境规制起到负向调节作用。

4 实证研究结果

4.1 描述性统计和相关性分析

由表2 可知，样本企业绿色专利申请量的均值为5.13，标准差为39.00，表明研究期间企业的绿色创新成果水平整体较低，不同企业间绿色创新水平差异较大；企业绩效的均值为0.05，表明研究期间内样本企业盈利能力平均较好；政府补贴强度的均值、标准差均为0.01，表明企业获得的补贴强度不高，不同企业间获得的政府补贴差距较小；产融结合的均值为0.13，表明产融结合在企业中具有一定的普遍性；环境规制强度的均值、标准差均为0.01，表明环境规制强度不高，且不同企业面临的环境监管力度差距较小。其余控制变量均处于正常范围内。

表2 变量的描述性统计结果

表3 报告了主要变量的Pearson 相关分析结果。绿色创新与企业绩效之间呈显著正相关关系（β=0.027，P＜0.01），政府补贴与企业绩效呈显著正相关关系（β=0.090，P＜0.01），产融结合（β=-0.031，P＜0.01）和环境规制（β=-0.051，P＜0.01）均与企业绩效呈显著负相关关系，因此本研究假设得到了初步证实；其余变量与企业绩效也呈现出一定的相关关系，说明这些变量选取较为合理。此外，各变量间的相关系数绝对值小于0.5，且各变量方差膨胀因子检验的结果表明，VIF 最大值为1.64，远小于 10，说明不存在严重的多重共线性问题。

表3 变量的相关性分析结果

4.2 回归分析

（1）绿色创新与企业绩效。如表4 所示，基于模型1，模型（1）中仅加入了控制变量，模型（2）在模型（1）的基础上加入了绿色创新变量，检验结果显示绿色创新与企业绩效之间呈显著的正相关关系（β=0.003，P＜0.01），表明绿色创新有利于提升企业绩效，具有显著的价值创造效应，因此假设H1得到了验证。

表4 变量的回归分析结果

表4（续）

表4（续）

（2）政府补贴的调节作用。基于模型2，表4中的模型（3）检验了政府补贴对绿色创新与企业绩效间关系的调节作用，结果显示绿色创新与政府补贴交互项（GI×Sub）的回归系数显著为正（β=0.170，P＜0.01），因此假设H2得到验证，即政府补贴正向调节绿色创新与企业绩效之间的关系。为了更加直观地看出调节作用，绘制调节效果图如图2 所示，政府补贴强度的增加使得绿色创新和企业绩效的斜率显著增大，因此假设H2得到进一步支持。

（3）产融结合的调节作用。基于模型2，表4中的模型（4）检验了产融结合对绿色创新与企业绩效间关系的调节作用，结果显示绿色创新与产融结合交互项（GI×Fin）的回归系数显著为负（β=-0.003，P＜0.01），因此假设H3得到验证，即产融结合负向调节绿色创新与企业绩效之间的关系。由图3 可知，与非产融结合企业相比，实施产融结合使得绿色创新和企业绩效的斜率变小，因此假设H3得到进一步支持。

（4）环境规制的调节作用。基于模型2，表4中的模型（5）检验了环境规制对绿色创新与企业绩效间关系的调节作用，结果显示绿色创新与环境规制交互项（GI×ER）的回归系数显著为负（β=-0.202，P＜0.01），因此假设H4得到验证，即环境规制负向调节绿色创新与企业绩效之间的关系。由图4 可知，环境规制强度的增加使得绿色创新和企业绩效的斜率变小，因此假设H4得到进一步支持。

图4 环境规制的调节作用

4.3 稳健性检验

为确保结果的稳健性与可靠性，采用以下方法对以上回归结果进行检验：

（1）替换解释变量。使用绿色创新倾向指标作为绿色创新的替换变量重新进行回归分析，如果一个公司拥有至少1 件绿色专利，则取值为1，否则取值为0。结果如表5 所示，均与原回归结果保持一致。

表5 替换解释变量检验结果

表5（续）

（2）替换被解释变量。使用净资产收益率（ROE）作为企业绩效的替换变量，重新进行回归分析，结果如表6 所示，均与原回归结果保持一致。

表6 替换被解释变量检验结果

表6（续）

（3）时滞效应检验。考虑到绿色创新对企业绩效的影响可能存在一定的时滞，因此将企业绩效滞后1 期重新进行回归分析，结果如表7 所示，均与原回归结果保持一致。

表7 考虑时滞效应检验结果

经过上述检验，本研究的结论仍然成立，由此表明本研究的结论具有较高的稳健性。

5 结论与启示

5.1 结论

本研究基于自然资源基础观，利用2010—2019年中国沪深A 股上市企业数据，突破了现有研究仅从特定行业视角评价绿色创新经济后果的局限性，通过构建绿色创新、政府补贴、产融结合、环境规制和企业绩效之间的理论模型，实证检验了绿色创新与企业绩效之间的关系，并考察了政府补贴、产融结合和环境规制对二者关系的调节作用。主要得到以下结论：（1）绿色创新对企业绩效具有显著的正向影响；（2）政府补贴正向调节绿色创新与企业绩效之间的关系，即政府补贴强度越高，绿色创新对企业绩效的促进作用越强；（3）产融结合负向调节绿色创新与企业绩效之间的关系，即与非产融结合企业相比，在产融结合企业中绿色创新对企业绩效的促进作用减弱；（4）环境规制负向调节绿色创新与企业绩效之间的关系，即环境规制强度越高，绿色创新对企业绩效的促进作用越弱。

5.2 实践启示

首先，企业应转变理念，充分认识绿色创新的潜力，高度重视绿色创新在企业商业战略中的重要性，积极投资于绿色研发活动，培养和引进更多具有绿色环保意识和绿色研发能力的人才，为企业绿色产品和工艺的开发与创新提供支持性环境，从而促进企业绩效的可持续增长。其次，政府补贴和产融结合对绿色创新与企业绩效间关系的不同影响表明，外部资源的获取并不总是越多越好，资金使用方向和效率的把握才是绿色创新发挥有效性的关键。一方面，政府补贴作为一种外部选择行为，对受补贴企业的资金使用形成了约束，确保了补贴的效率，因此，政府应进一步完善补贴政策，加大对绿色创新企业研发和应用的支持力度，充分发挥政府补贴的良性引导作用；另一方面，产融结合作为企业主动获取资源的行为，可能存在监管不足的现象，引致一系列风险，因此，在推动产融结合的同时，金融机构应建立有效的监督管理机制，加强对产融结合企业资金使用效率及方向的跟踪和监管，对可能存在的风险和非理性投资行为进行防范和干预，引导金融资本与产业资本实现有效结合和互动，发挥产融结合的协同效应。最后，由于不同地区的经济发展模式和环境污染水平不同，“一刀切”的政策未必在各地都能奏效，反而可能适得其反，因此，政府在制定具体的环境监管政策时，应当结合当前形势和发展要求，制定差异化的监管措施：对污染严重的地区，根据区域特点适当加大整治力度；对于环境污染程度较低的地区，适当减弱整治力度，因地制宜，发挥环境监管的灵活性。

5.3 研究局限与展望

本研究仅分析了绿色创新的整体效应，并未对不同类型的绿色创新进行区分，因此未来可以研究不同类型绿色创新对企业绩效的影响，以比较它们之间的相似性和差异性。另外，由于研究的复杂性，本研究仅从政府补贴、产融结合和环境规制视角挖掘绿色创新对企业绩效作用关系的边界条件，然而现实中仍存在其他重要因素对绿色创新与企业绩效之间关系产生影响，未来可以进一步探究影响绿色创新与企业绩效关系的边界条件，以丰富现有研究。