科技金融发展对企业绿色创新的影响研究

刘亦文,周韶成,陈熙钧

(1.湖南工商大学 资源环境学院，湖南 长沙 410205；2.湖南工商大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410205)

一、引 言

绿色创新是针对环保压力的主动响应行为，是实现经济增长与环境保护“双赢”的基础和关键。国际绿色创新实践与理论研究起于20世纪90年代。党的十八大以来，党和国家高度重视绿色科技创新赋能生态环境治理和“美丽中国”建设。绿色创新被企业看作其应对环保规制压力、获得合法性认同的一种重要途径[1]。在生态文明建设国家发展战略和国家创新驱动发展战略双轮持续推进下，越来越多的企业面临着许多环境挑战和压力，企业管理者已经意识到绿色创新是培植竞争优势和实现可持续发展的一个重要途径，开始采用绿色创新战略作为获得竞争优势的重要手段，开发了各种环境友好项目，如绿色产品、绿色技术等，极大地提高了企业组织绿色创新能力。如何持续有效地激励企业的绿色创新活动成为学术界与决策层共同关注的焦点。

企业的创新研发与绿色转型主要受两方面约束：一是绿色创新研发的高调整成本。创新研发的过程是一个一以贯之的过程，在这个过程中往往很难暂停、更换主要研发人员、调整方向等，开展研发活动前需要充足的人才和资金储备，完成研发活动后同样需要此类资源才能顺利实现绿色转型[2-4]。二是创新研究具有高度的不确定性。创新研究产出的知识和数据都具有非排他性，因此创新研究的相关内容会严格保密。目前绿色专利、技术定价体系缺失，研发成果的价值实现需要长时间的商业化后才能准确度量，并与研发的效率及创新研究的工作人员水平和努力程度密切相关，这些因素都将致使企业的创新研发存在严重的信息不对称情况，进而导致企业难以为开展新的创新研发项目而进入下一轮融资[5-7]。因此，目前学术界和实务界普遍认为融资约束限制了中小企业的绿色转型与科技创新能力，而科技金融正是针对这一问题而提出的解决方案。

本文针对科技金融发展对企业绿色创新水平的影响展开研究，考虑到相对于受到融资约束的中小企业，上市公司的融资渠道更多，且融资难度相对于中小企业更低，以我国A股上市公司作为研究对象来构建企业受到较强融资约束的反事实现象。如果科技金融发展对上市公司绿色创新水平有显著的正向影响，那么可认为科技金融对大部分运营合理的企业的创新研发活动有着同上市公司相近的推动作用。进一步从企业的财务状况与融资约束两个方面研究了科技金融发展对企业绿色创新的影响路径，并从外部监管与金融环境两个角度出发，研究了影响科技金融发展对企业绿色创新促进效果的外部因素。

二、研究设计

(一)理论分析与研究假说

从委托代理理论的角度出发，一方面，企业中或多或少总会存在管理者与所有者的利益不一致，或是由于管理者属于风险厌恶类型等，使管理层有利用信息不对称来将自身的风险转嫁给公司的冲动[8]；另一方面，由于参与到创新研发中会提高企业的财务风险，管理层为了满足自身的短期利益而削减公司在创新研发方面的投入[9]。由此可以看出，外部融资对企业发展战略十分重要，因为资金的约束限制了企业发展战略的选择，往往是获得较多外部融资的公司更倾向于开展创新项目[10]。结合以往文献的研究，提出以下假设：

H1科技金融的注入可以直接影响企业发展战略的选择，提高企业的风险承担能力。

从投资估值理论的角度出发，公司的价值很大程度上取决于其能够产生的现金流，因而当企业的财务状况良好时，企业会更倾向于尝试投资收益更高以及对其发展更有益的项目[11]。科技金融最核心的作用是在企业家和创业者最需要资金的技术研发、孵化阶段，予以定向支持[12]。已有研究表明金融业的发展可以有效改善企业受到的融资约束，进而促进企业可持续发展[13]。而科技金融相较于其他金融产品更加注重企业的长远发展愿景，理应能帮助企业减少信贷融资约束对于企业绿色创新的负面影响。

从企业投融资行为来看，企业受到融资约束影响会倾向于通过自身储蓄行为来降低企业风险和约束对企业盈利的影响。企业中曾有过贫困经历的高管或属于风险厌恶型高管也更倾向于持有更多的现金、保持金融资产的高流动性、囤积更多的速动资产，减少包括研发在内的其他投资，以降低企业财务违约风险，缓解企业财务困境[14]。但创新产品的独特性使企业能够承担更大的风险来缓解财务困境，与财务违约过分地保持距离会导致企业资本空置，阻碍了企业的盈利与发展。科技金融的注入可以对企业行为实行更有效的金融监管，驱动企业执行技术创新项目，提高创新效率。结合以往文献的研究，提出以下假设：

H2a科技金融可以通过减少财务违约距离，间接提高企业绿色创新产出。

H2b科技金融可以通过缓解企业融资约束，间接提高企业绿色创新产出。

上市公司顺应国家政策开展绿色创新项目是上市公司的一种经营策略，但研发产出的效率与实际投入往往受企业高管代理问题影响。例如企业高管可以通过隐瞒经营情况对公司进行“漂绿”，使金融机构信息获取不足或是误判进而规避政策限制并从中获利。但外部高级审计师往往更容易发现企业经营中出现的代理问题或是被隐瞒的经营问题，从而减少信息不对称、限制企业高管可能的自利行为，强化外部监管作用[15]。

从地区金融发展的角度来看，因为各地金融发展水平并不相同，银行所能提供信贷的审核、供给能力也不同。在科技金融体系的建立过程中，企业为了降低融资成本、树立良好的品牌形象，往往会对自身进行“漂绿”，这一现象严重降低了科技金融通过信贷配给促进企业绿色创新发展的能力。银行的金融实力受其自身金融科技约束，而基于大数据、云技术的金融科技可以减少信贷审核过程中的信息不对称[16]。结合以往文献的研究，提出以下假设：

H3a外部高级审计师可以通过强化外部监管，提高科技金融促进企业绿色创新水平效率。

H3b地区金融发展可以通过信贷配给合理化，提高科技金融促进企业绿色创新水平效率。

(二)变量定义

1．被解释变量。使用中国研究数据服务平台(CNRDS)中企业绿色发明专利和绿色实用新型专利被授权总数来衡量企业绿色创新水平，为减少数据可能存在的异方差问题，将所得数据加1取对数得到企业绿色创新水平指标。

2．解释变量。科技金融发展指的是一定时期经济体内其他资本转化为创新资本的数量[17]，因此借鉴张婕等[18]在研究中对贷款用途的定义，认定中长期的贷款往往是用来更新固定资产、开展研发项目等[19]，将企业长期借贷视为企业因研发创新需要而申请的科技金融，以企业获得具体的长期借贷资本数量衡量科技金融发展水平，企业获得借贷资本数量越多则说明科技金融发展水平越高。

3．控制变量。借鉴其他针对企业风险承担所进行的研究，选取了以下控制变量：主要包括公司管理和绩效两个方面，公司绩效变量有企业年龄(Age)、资产报酬率(ROA)、现金等一般等价物占资本比例(Cash)、营业收入增长率(Growth)。公司管理变量有最大股东持股比例(HolderRate)、董事会人数(Board)、独立股东占比(Indb)、两职合一(Dual)，同时加入了行业、时间、注册地所在省份的哑变量。

(三)模型设定

借鉴马连福和杜善重[20]的研究方法，构建模型：

Patentit=α0+α1TFit+λXit+δi+μt+εit

(1)

其中，解释变量Patentit为i企业t年的绿色创新专利授权数，TFit为企业科技金融，Xit为控制变量矩阵，λ为控制矩阵的系数向量，δi为i企业的个体固定效应，μt为t年的时间固定效应，εit为不可观测的外生冲击。

三、数据来源与描述性统计

(一)数据来源

实证研究所用数据主要来源于2007-2019年CSMAR数据库，研究对象为中国A股市场的上市公司。由于各公司上市时间不同，使用的面板数据属于非平衡面板。借鉴甄红线和王三法[21]等研究中的数据处理方法，对原始样本数据进行了以下处理：(1)剔除了银行、金融、保险类的上市公司(这类公司很少进行技术研发创新，且财务报表类型特殊)；(2)剔除了ST和*ST的企业；(3)剔除了财务报表数据异常的企业，如企业资本为0的企业；(4)剔除了关键变量缺失的数据。

(二)数据描述性统计结果

表1为所用实证数据的描述性统计。其中，绿色创新均值为0.899，说明企业绿色创新水平仍存在较高的增长空间；长期借款数据缺失的样本已经被剔除，因此最小值远大于0，会在下文稳健性检验中对这一方法进行验证。其余变量数值均汇总在表1中，分布特征与已有文献一致。

表1 描述性统计

四、实证分析

(一)基准回归结果分析

科技金融发展对绿色创新影响的基准回归实证结果见表2，其中，列(2)为随机效应下加入控制变量的回归结果，列(4)为式(1)的回归结果。从表2的检验结果来看，这一结果在1%的显著性水平下显著，说明在科技金融发展的助力下，企业的绿色创新成果能够显著增加，这对于企业的绿色转型、社会的绿色产业发展均有助力。这一结果支持了本文的假设H1，科技金融发展可以提高企业的绿色创新水平。

表2 基准实证回归结果

(二)稳健性检验

1．调整变量度量方法。近年来绿色金融迅速发展，相关法律法规及制度日益完善，尤其是《中国银监会关于印发绿色信贷指引的通知》(银监发〔2012〕4号)发布后进一步明确了金融机构对企业的监管职责，并督促金融机构更多地支持绿色创新项目，企业可能为了获取更多融资而将其原有的研发创新资源投入绿色创新项目，这种情况下使用企业绿色创新作为被解释变量不能很好地说明科技金融发展对企业整体创新倾向的影响，因此本文使用企业发明专利被引次数作为被解释变量代入式(1)回归模型中进行检验，回归结果见表3中列(1)。与前文的基准回归结果保持一致，因此可以确定科技金融发展的确能促进企业绿色创新。同时，科技金融发展对企业绿色创新的影响可能存在一定的滞后性，因此本文将滞后一期的被解释变量代入式(1)回归模型中进行检验，结果见表3中列(2)。回归结果仍然在1%的水平下显著为正。

表3 调整变量度量方法

为进一步检验前文中回归结果的稳定性，本文使用企业总长期负债替换企业长期借款来衡量科技金融发展水平，检验结果见表3中列(3)。在替换解释变量衡量方法后，检验结果依然支持本文主要结论。

2．工具变量与2SLS法。模型设定借鉴已有研究检验方法，使用滞后一期的科技金融发展作为工具变量，来验证模型设定中可能存在的内生性影响，检验结果见表4中列(1)，与本文主要结论相符。为避免方法带来的误差，进一步使用两阶段最小二乘法(2SLS)对工具变量法的检验结果进行验证，表4中列(2)为第一阶段回归结果，F统计量为4718.14，证明不存在弱工具变量的问题。第二阶段回归结果见表4中列(3)，检验结果与工具变量法、前文实证结果相符，说明前文的基准回归结果是稳健的。

表4 工具变量与2SLS法

3．更换回归样本。在基准回归结果中，将未进行长期借贷披露的企业视为缺失关键数据而从样本中剔除，这可能会使科技金融发展对企业绿色创新的影响被高估，导致估计结果偏误。因此，在稳健性检验中，本文将长期借贷缺失的企业作为0值处理，并进行重新回归，结果见表5中列(1)。不难发现，更换回归样本并未使本文基本结论发生变化，科技金融发展仍能够提高企业绿色创新水平。

由于样本区间跨度较长，许多公司在2007年以后才上市，且有部分上市公司在2019年或之前已经退市，因此本文使用的面板数据并非平衡面板，为验证结果在平衡面板中是否依旧稳健，将前文所用数据转换为2007-2019年共13年的平衡面板数据，在此基础上进行回归检验，结果见表5中列(2)。科技金融的回归系数在5%的水平下显著为正，且系数并未发生较大的变化，表明前文研究结果仍然是稳健的。

表5 更换回归样本

(三)异质性检验

科技金融旨在鼓励企业积极参与创新活动，但我国企业所有制种类繁多且较为复杂，科技金融的影响在不同行业的企业中发挥的效果可能也不尽相同，为考察科技金融对不同类型企业绿色创新水平的影响，将原有样本按产权性质、战略新兴产业与“两高”行业三个方面进行异质性分析。

1．产权异质性。国有制是我国较其他国家企业所有制的一大特色，本文将样本企业划分为国有企业和非国有企业，分别回归结果见表6中列(1)、列(2)。无论是国有企业还是非国有企业，科技金融发展对企业绿色创新水平均为正向影响，且通过了1%水平的显著性检验，其中科技金融发展对非国有企业绿色创新的促进作用相较于国有企业更大，说明非国有企业对于资金需求更加敏感，但产权性质并未带来明显差异。

2．战略新兴产业。战略性新兴产业具有天然的创新性，相较于其他的企业有着更强的创新能力与动机。本文按照2012年公布的战略性新兴产业七大行业标准，根据样本中企业的主营业务进行分类，将企业按战略性新兴产业和其他产业分为两个大类进行比较。检验结果见表6中列(3)、列(4)，科技金融在战略新兴产业中发挥显著的促进效果而对其他产业的影响效果并不显著，检验结果说明科技金融发展对于战略新兴产业企业的投资研发创新更为重要。

3．“两高”行业。目前对于“两高”行业尚未有权威、清晰的区分方式，本文参考了陈琪[22]等研究以及国家发展改革委等七部委联合印发的《绿色产业指导目录(2019年版)》和证监会发布的《上市公司行业分类指引》(2012年修订)，最终将钢铁、有色金属、水泥、火电、燃料原料加工、化工、造纸、玻璃行业的上市公司视为“两高”行业上市公司。高耗能、高排放行业是绿色发展政策中着重强调的首要监管对象，遏制“两高”行业盲目发展是实现“双碳目标”的重中之重。表6中列(5)、列(6)展示的是“两高”和非“两高”行业上市公司污染异质性检验结果。科技金融发展对“两高”行业绿色创新水平仍有正向的影响，但是相对作用较小，说明“两高”行业虽然有主动提高环境信息披露质量，但出于自身利益最大化的考虑并未如其他上市公司一样提高自身企业绿色创新水平，这也证明了“两高”行业上市公司绿色转型的成本高于非“两高”行业的企业。

表6 异质性检验

五、进一步分析

(一)中介机制检验

基于前文的理论机制分析，选取企业财务状况与融资约束作为中介变量。借助中介效应模型明晰科技金融发展对企业绿色创新水平的作用机制。具体模型设定为：

SAit=α0+α1TFit+λXit+δj+μt+εit

(2)

FZit=β0+β1TFit+λXit+δj+μt+εit

(3)

Patentit=γ0+γ1Mit+γ2TFit+λXit+

δj+μt+εit

(4)

其中，FZ，SA分别表示企业财务违约距离与融资约束，M代表中介变量。融资约束参考鞠晓生等[6]的方法，使用企业规模与企业年龄衡量企业面临的融资约束水平。该方法易于计算和比较，且有效地避免了内生性变量的干扰。具体的计算公式如式(5)所示，计算所得数值通常为负，且数值越小说明企业面临的融资约束越高。企业财务违约距离借鉴Altman[23]、Abinzano等[24]的研究，使用企业速动资本等相关指标测算。具体的计算公式如式(6)所示，其中X1为营运资金与总资产比值，X2为留存收益与总资产比值，X3为企业市值与总负债账面价值比值，X4为营业收入与总资产比值，X5为息税前收入与总资产比值，FZ数值越大说明企业距离财务违约越远，财务违约风险越低。

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×

Age

(5)

FZ=1.2X1+1.4X2+0.6X3+0.999X4+

3.3X5

(6)

表7为中介效应检验结果，从检验结果列(1)、列(2)可以看出企业财务违约距离越小对绿色创新水平越有利，企业财务违约距离与企业财务困境呈负相关，即科技金融可以显著减少企业财务违约距离，限制企业速动资产的囤积，科技金融发展水平越高，就能抵消越多企业财务保守型策略对企业绿色创新水平的限制，这一结果证实了本文提出的假设H2a，科技金融可以通过减少财务违约距离，间接提高企业绿色创新产出。从列(3)、列(4)可以看出企业融资约束越小对企业绿色创新水平越有利，同时较高的科技金融发展水平能更有效地降低企业受到的融资约束影响，引导企业将资金更多配置在可持续发展的绿色创新项目中，填补企业研发项目资金缺口，抵消企业绿色创新的资金流约束，这一结果证实了本文提出的假设H2b。两种中介机制的Z统计量均通过了1%水平的Sobel、Goodman显著性检验，并且在重复500次的bootstrap检验中，中介效应在5%的水平下显著，可以确定中介效应是真实存在的。

表7 中介效应检验

(二)调节效应检验

本文的调节机制检验从地区绿色金融发展水平和公司审计质量的角度出发，研究地区绿色金融发展水平与公司审计质量如何影响科技金融发展对公司绿色创新的促进效应，模型设定形式如下：

Patentit=α0+α1TFit+α2TFit×Auditit+

α3Auditit+λXit+δj+μt+εit

(7)

Patentit=β0+β1TFit+β2TFit×Greenfinanit+

β3Greenfinanit+λXit+δj+μt+εit

(8)

其中，Audit，Greenfinan分别为公司审计质量与地区绿色金融发展水平。Audit为哑变量，若上市公司当年请了国外高级会计师事务所或四大会计师事务所做审计则记为1，否则记为0。商业银行的绿色金融发展水平参考王康仕等[25]的做法，使用残差度量模型的指数构建法，利用各行业上市公司规模(Size)、盈利能力(ROA)、发展潜力(Growth)、资产结构(Lev)的当期和滞后期，长期负债变化量(Ldebts)的滞后期,并控制年度、省份、行业对长期负债变化量进行回归。在合并前，本文根据行业污染度为所得残差赋予权重，为“两高”行业的样本赋予两倍权重[26]，并根据年份、行业求得各省份均值乘-1，所得结果即为地区绿色金融发展水平指标(Greenfinan)。当指标数值为负时，说明资金更多流向“两高”行业，数值越小流入越多，绿色金融发展水平越低;反之则说明资金更少流向“两高”企业，数值越大意味着绿色金融资金流入“两高”企业越少，绿色金融发展水平越高。残差度量模型如式(9)所示：

ΔLdebtsit=α0+α1ΔLdebtsit-1+α2Sizeit-1+

α3Levit-1+α4ROAit-1+α5Growthit-1+

α6Sizeit+α7ROAit+α8Growthit+Year+

Industry+Region+εit

(9)

表8为调节效应检验结果。列(1)中科技金融发展与公司审计质量的交互项系数为正且在1%的水平下显著，说明审计质量较高的公司从科技金融发展中能够获得更多的绿色创新支持，这一结果证实了本文提出的假设H3a。列(2)中科技金融发展与地区绿色金融发展水平的交互项系数同样为正且在1%的水平下显著，说明绿色金融发展水平较高的地区能够帮助企业将科技金融更好地转化为绿色创新产出，这一结果证实了本文提出的假设H3b。

表8 调节效应检验

六、结论与政策启示

本文实证考察了科技金融对企业绿色创新水平的影响和效应机制，得出了以下结论：(1)科技金融的注入能够显著提高企业绿色创新的产出水平，这种促进效果对于非“两高”行业和战略新兴产业的企业来说更为明显。(2)对于较为保守的公司，往往会通过保持过多的速动资产而限制其开展研发类项目，而科技金融的参与能够显著缩短企业的财务违约距离，降低企业战略选择时的风险厌恶程度，以及减少企业融资约束，提高绿色创新的产出。(3)高级外部审计师和良好的绿色金融环境能够进一步提升科技金融促进企业参与绿色研发创新活动的效果，外部监管能有效督促企业跟随政策指引制定发展策略。

根据以上结论，可得到如下政策启示：一是建立健全科技金融服务企业绿色创新的顶层设计。企业低碳绿色转型的资金需求巨大，金融监管部门和金融机构应以“双碳”目标和生态文明建设为己任，建立健全新发展阶段科技金融发展战略，筛选可创造长期价值的企业，积极推动各行业的绿色化转型。二是因企施资、差异赋能，协同推进科技金融服务企业绿色低碳和数字化转型。碳达峰碳中和是中国企业必须面对的战略议题，中国企业应将数字科技力量与绿色低碳技术有机融合，全面系统地实施绿色低碳和数字化转型战略，实现双碳使命和转型发展。科技金融通过有效的金融资源配置和风险管理功能，促使社会资本远离碳密集型、政策风险大、技术成熟度低的企业，改变行业竞争基础。三是规范企业环境信息披露制度，加强科技金融注入后的外部监管工作来提高科技金融的利用效率。企业定期公布其绿色技术创新绩效指标和项目信息，能够提高行业透明度、促使企业提高其治理水平，打造“绿色标签”，增强投资者信心、降低绿色项目融资成本。