政府补助、研发投入与绿色创新——基于资源型上市企业的经验证据

马 杰, 李会娟

(东华理工大学 经济与管理学院,江西 南昌 330013)

随着我国工业化的不断发展,传统粗放发展模式的高投入、高消耗、高污染等特性带来了巨大的“环境负外部性”。这种负效应也严重影响了产业自身的发展水平,资源型产业可持续发展面临着严峻挑战。2010年,国家“十二五”规划第一次明确提出了“绿色发展”理念,强调了发展绿色经济是突破资源和环境制约的有效途径。“双碳”目标的提出充分体现了我国推动经济社会绿色转型发展的决心。低碳转型路径是资源型产业实现绿色可持续发展的必然选择。作为实现绿色发展的关键驱动力,绿色技术创新是资源型企业实现低碳转型发展、提升核心竞争力的必由之路。相对于传统创新,绿色创新具有典型的“双重外部性”特征,导致企业进行绿色创新的积极性大大降低,并且由于企业技术创新活动的开展需要大量资金支持,资金约束也是资源型企业在当前经济环境下产业转型面临的重要难题之一。政府对企业的研发补助被视为缓解融资约束、克服“双重外部性”问题的重要方式之一。

然而,关于政府补助能否有效促进企业绿色创新尚未获得一致的结论。部分研究认为政府补助可以显著促进企业绿色创新[1-4];也有一些研究发现,因为寻租行为或信息不对称现象等的存在,使得政府补助对企业绿色创新起到抑制作用,主要表现为挤出效应[5-9];此外,还有一些学者认为,政府补助对绿色创新的影响具有不确定性,由于研究对象、方法等差异,也可能存在非线性关系且会由于异质性差异而得出不一样的结论[10-13]。根据文献梳理结果发现,国内外学者通过固定效应模型、门槛效应模型等多种方法对政府补助和企业绿色创新展开实证研究,其研究结论主要包括促进效应、抑制效应和非线性关系论。但是,学者们研究的对象多为制造业、重污染行业、环保行业等的上市公司,资源型企业作为我国低碳转型发展时期的重要行业之一,关于政府补助对其绿色创新的影响是促进作用还是抑制作用的研究却相对较少,还需要更多的研究支持。除政府补助之外,企业研发投入作为研发活动资金的重要来源之一,同样在一定程度上会对企业绿色创新产生影响。政府补助、研发投入和绿色创新的关系多以两者研究为主,将三者置于同一逻辑框架下的研究较少。

基于此,本研究以2010—2020年资源型上市企业为研究样本,通过梳理我国政府补助这一宏观调控手段对资源型企业绿色创新的影响机制,重点研究政府补助对资源型企业绿色创新的影响效应,考察研发投入是否发挥了中介效应,并进一步展开异质性分析,以期丰富资源型企业政府补助与绿色创新的相关研究,为资源型企业提升绿色创新水平及政府完善补贴和激励政策等提供一定的参考,推动资源型企业绿色低碳发展。

1 理论基础与研究假设

1.1 政府补助与企业绿色创新

企业在创新初期需要投入大量研发资金,但创新研发活动的时长、风险和回报率皆具有不确定性。相对于传统创新,绿色创新具有典型的“知识溢出”和“环境溢出”的“双重外部性”特征。当企业将自己的创新技术向外推广时,部分或全部的创新知识可能会被模仿复制,从而挤压创新企业的利润空间,导致创新企业不能获得研发活动所产生的全部收益[1]。且绿色创新追求的目标是在获得经济利益的同时将污染排放降到最低,这会使企业进行绿色创新的积极性大大降低[14]。企业技术创新活动的开展由于需要大量资金的支持,因此资金约束也是资源型企业在当前经济环境下产业转型面临的重要难题之一。在没有相应的制度约束和政策激励情况下,绿色创新活动的高成本、高风险、低收益会导致多数企业望而却步[14]。而政府对企业的研发补助被视为降低研发不确定性、缓解资金约束、克服“双重外部性”问题的重要方式之一。政府补助属于财政支出的一个部分,是根据特定的目的或一定时期内的经济方针和政策,直接或间接向微观经济主体提供的一种无偿的经济利益转移,属于转移支付范畴[15-17]。一方面,政府补助可以直接为企业的研发活动提供资金支持,减轻企业研发投入压力,分担部分投资风险,提高企业绿色创新的积极性[18];另一方面,政府补助也能发挥信号传递作用,向社会传递两种“认证信号”,即帮助企业坚定研发路线和吸引研发所需的外部投资,发挥“认证效应”,为企业带来更多创新资源,激励企业培养和提升绿色创新能力,提高创新效率[19]。由此可见,政府补助能够直接或间接对企业的绿色创新活动起到激励作用。基于此,本研究提出如下假设:

H1:政府补助能够促进资源型企业绿色创新活动。

1.2 政府补助、研发投入与企业绿色创新

政府补助作为外部支持可以缓解企业的研发资金压力,而研发投入则是企业依据自身规划发展情况所进行的内部资金投入,当两者同时存在并作用于企业的创新研发活动时,会展现出“1+1>2”的加倍刺激效果[20]。Hinloopen研究表明,政府研发补助在企业的研发投入和创新产出方面的推动成果显著[21]。研发活动的长周期、高风险、高投入等特点往往会使企业缺乏创新的积极性,而政府补助可以为企业创新增加资金投入,这一行为也会向社会投资者释放出积极的信号,吸引社会投资,提高企业研发投入[14,22]。外部投资者与企业之间存在严重的信息不对称,如果企业研发项目在政府评审中胜出,获得研发补助,相当于政府帮助外部投资者进行了优质企业的筛选,企业可以借此在资本市场中引入更多研发所需的外部投资,从而有效发挥出政府补助的杠杆作用。企业创新研发活动需要大量的资金投入,内部的研发投入是企业绿色创新的基石。多位学者研究指出,研发投入不仅对企业绿色创新起到正向促进作用,还可能会在政府补助与企业创新之间起到中介作用[14,23]。丘东等选取了地区创新数据回归分析发现,在政府研发投入对创新绩效的影响中,企业研发投入存在完全中介效应[24]。武志勇等以东北地区制造业为研究对象,发现政府研发补助可以有效促进企业的创新,且研发投入在这过程中扮演完全中介角色[25]。云虹等以中小板企业为例,研究认为研发投入在财政补贴与企业创新绩效的影响过程中发挥了部分中介效应[26]。梁亚琪等以2009—2018年省级面板数据为研究样本,分析发现R&D投入在政府补贴与绿色创新的关系中发挥部分中介作用,即政府补贴会通过促进研发投入来激励企业进行绿色创新活动[14]。因此,本研究提出如下假设:

H2:政府补助能够促进资源型企业研发投入;

H3:研发投入在政府补助促进资源型企业绿色创新的过程中发挥中介效应。

2 研究设计

2.1 样本选择及数据来源

根据《国民经济行业分类》标准及数据的可获取性,参考王锋正[27]等、刘晓燕和孙慧[28]等的研究,选择石油和天然气开采业、煤炭开采和洗选业等共15个行业(1)15个资源型产业细分行业分别为:石油和天然气开采业、煤炭开采和洗选业、有色金属矿采选业、黑色金属矿采选业、石油加工炼焦和核燃料加工业、非金属矿采选业、非金属矿物制品业、有色金属冶炼和压延加工业、金属制品业、黑色金属冶炼和压延加工业、燃气生产和供应业、水的生产和供应业、电力热力生产和供应业、废弃资源综合利用业、化学原料和化学制品制造业。作为资源型产业的具体类型,以相关行业沪深两市2010—2020年上市企业为研究对象,实证研究政府补助对企业绿色创新的影响。在数据筛选过程中,本研究剔除了:(1)2010—2020年间曾是ST或*ST的公司;(2)上市时间晚于2010年,样本数据不足的公司;(3)核心变量数据缺失的公司。最终获取有效样本为112家企业共1 232个观测值。样本数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库和中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库,部分缺失数据通过手工查阅相关企业年报获得。为减少极端异常值的影响,对各变量进行了2%和98%的Winsorize处理。

2.2 变量说明

2.2.1 被解释变量

本研究的被解释变量为绿色创新。用绿色专利来衡量绿色创新,参考周煊[29]等的研究,采用专利申请数量衡量企业的创新水平。专利授权由于需要进行检测和缴纳年费,过程中存在许多不确定性,这些变数很难得到及时披露,因此选择专利申请数量衡量企业创新相对更加及时稳定[29]。我国专利分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利3种类型。2020年我国对《中华人民共和国专利法》(简称《专利法》)进行了第四次修正,并从2021年6月1日起施行。根据最新版《专利法》的规定,发明和实用新型专利的申请流程更复杂,其中发明专利在初审后还需通过实质审查环节,可见其申请难度之大。在技术含量方面,发明专利最高,实用新型专利次之,而外观设计专利的技术含量最低。因此,借鉴王馨和王营[30]的研究,采用绿色发明专利申请与绿色实用新型专利申请之和作为衡量指标。为消除专利申请数据的右偏分布问题,本研究将专利申请数量加1后取自然对数。

2.2.2 核心解释变量

本研究的核心解释变量为政府补助。自2017年6月12日起,我国开始施行《企业会计准则第16号——政府补助》,重新规范了政府补助的确认、计量和列报,要求分情况(是否与日常活动相关)分别计入其他收益或营业外收入。因此,为保证变量数据的前后一致性,本研究将来源于企业营业外收入和其他收益科目下的所有政府补助项目金额加总,作为2017年及之后年度的政府补助金额[18]。为消除规模差异,采用企业获得的政府补助占营业收入的比例来衡量,并对其进行加1取自然对数处理,以减少误差。

2.2.3 中介变量

选取研发投入作为中介变量。研发投入是企业创新研发活动的有力保障,由于企业之间规模存在较大差异,考虑不同企业间应具有可比性,参考巴曙松[31]等的研究,选取研发投入占营业收入的比例这一相对指标来衡量企业的研发投入强度。

2.2.4 控制变量

根据政府补助与企业绿色创新的相关文献,选取企业规模、资产负债率、资产回报率、企业成长性、独立董事比例、企业现金流、固定资产占比、高管薪酬、企业年龄和融资约束等10个指标作为控制变量,具体变量说明见表1。

表1 变量说明

2.3 模型构建

基于研究假设构建检验模型。首先,为检验政府补助对资源型企业绿色创新影响的总效应,构建基准模型(1);其次,为探究研发投入在政府补助影响企业绿色创新的路径上是否存在中介作用,借鉴温忠麟和叶宝娟[32]的新中介效应检验流程,构建模型(2)估计政府补助对研发投入的影响,加入研发投入作为中介变量构建模型(3),检验中介效应是否存在。

Gpatentit=α0+α1Subit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(1)

R&Dit=α0+α1Subit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(2)

Gpatentit=α0+α1Subit+α2R&Dit+∑αkControlsit+μi+δt+εit

(3)

其中,α0是常数项,α1与α2是解释变量和中介变量的系数,αk是各个控制变量前的系数;i代表企业,t代表年份;Controls为一系列控制变量;μi表示个体固定效应,δt表示时间固定效应,εit代表随机扰动项。

3 实证结果

3.1 描述性统计

各个变量的描述性统计分析结果如表2所示。样本企业的绿色专利申请数量经过加1取对数处理后的均值为1.042,最大值为3.784,最小值为0,表明资源型企业之间的绿色创新产出水平存在显著差异。企业间的政府补助也存在较大差距,最多时是营业收入的5.8%,最少则仅占0.02%。从研发投入来看,企业营业收入中平均2.8%被投入到研发创新活动中,从最低的0.06%到最高的7.2%,表明不同企业对于研发创新投入的重视程度存在差异。

表2 描述性统计

3.2 相关性分析

变量间的相关性检验结果如表3所示,可以初步了解各变量之间的关联程度。从检验结果上看,政府补助与绿色创新之间呈正相关,且在5%水平上显著,初步表明政府补助对绿色创新起到显著促进作用。其他变量间的相关性分析不再一一赘述。为检验多个变量间是否存在多重共线性问题,进行方差膨胀因子(VIF)检验,检验结果见表4。通常认为单个VIF值不超过10、平均VIF不超过3时,即可判定变量间不存在多重共线性。从表4中可以看到,各变量的VIF值均不超过6,平均VIF值为2.24,说明本研究构建的模型中各变量间基本不存在多重共线问题[33]。

表4 方差膨胀因子检验

3.3 面板回归分析

3.3.1 政府补助与资源型企业绿色创新

采用个体和时间双向固定效应模型进行基准回归分析,通过stata16.0对模型进行估计。

表5为资源型上市企业政府补助、研发投入与绿色创新的全样本回归结果。模型(1)为政府补助与绿色创新关系的估计结果。政府补助的系数为6.271,且在1%的水平上与绿色创新呈显著正相关,说明政府补助能够显著促进资源型上市企业绿色创新。每增加一个单位的政府补助,企业绿色创新产出平均上升约6.271个单位,回报超过了6倍,验证了假设1。补贴政策显著提高了企业的绿色创新,大大提升了企业的绿色专利产出数量。模型(2)为政府补助与研发投入关系的估计结果。政府补助的回归系数在1%水平上显著为正,表明随着政府补助力度的加大,资源型企业也会相应提高研发投入的强度,验证了假设2。模型(3)为政府补助、研发投入与绿色创新之间关系的估计结果。

表5 全样本回归结果

政府补助与研发投入前的系数分别在5%和1%的统计性水平上显著为正。结合模型(1)和(2)的估计结果可以看出,在政府补助对资源型企业绿色创新的作用路径中,研发投入扮演着中介效应的角色,中介效应占总效应的26%。综上所述,政府补助能够通过提高研发投入强度促进企业绿色创新,验证了假设3。

3.3.2 异质性分析

(1)基于地区经济发展水平的异质性分析

企业研发创新一定程度上会受到所在地区经济发展水平的影响。一般而言,经济发展水平较高的地区能够为企业的技术创新活动提供良好的创新环境,但同时也可能会抑制政府补助对企业创新发挥的作用。经济发展水平较低、创新环境较差的地区往往不能为企业提供较好的融资支持,在这样的情况下,能够获得政府补助的企业发挥的“信号作用”会更大,也会更容易获得外来投资者的青睐,增加研发投入,促进企业创新产出。张慧雪等研究发现,区域创新环境越差的地区政府补助对企业创新的促进作用越强[34]。我国东部和中西部地区间存在较大的区位条件差异[35]。为了研究政府补助对资源型企业绿色创新影响是否会因为区域经济发展水平不同而存在显著差异,本研究根据上市公司注册所在地将研究样本分为东部地区和中西部地区进行回归分析(2)东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省区市,中西部地区包括山西、吉林、黑龙江、江西、安徽、河南、湖南、湖北、四川、重庆、陕西、云南、贵州、广西、内蒙古、甘肃、宁夏、青海、西藏、新疆20个省区市。。其中,东部地区样本占比56%,中西部地区样本占比44%,回归结果见表6。

表6 政府补助、研发创新与企业绿色创新(按地区分组)

表6回归结果中(1)—(3)列为东部地区样本,(4)—(6)列为中西部地区样本。(1)列的模型结果中,政府补助的回归系数为正,但未通过显著性检验,表示东部地区政府补助对绿色创新的直接促进作用不显著。(2)列政府补助的系数在10%水平上显著为正,说明政府补助对资源型企业研发投入的促进作用在东部地区是存在的。(3)列的回归结果中只有研发投入的系数在1%的水平上显著为正,进一步使用Bootstrap法检验研发投入的中介作用[32],通过stata16.0对东部地区企业样本进行1 000次重复取样,得到的置信区间为[-0.167,2.310],包含0,说明研发投入在政府补助与企业绿色创新间的中介效应不成立。因此,政府补助发挥间接效应、通过影响研发投入来促进东部地区企业绿色创新的影响机制不成立。(4)列的实证结果显示政府补助系数在10%的水平上显著为正,意味着政府补助能够显著促进中西部地区企业绿色创新。(5)列结果中政府补助的系数在1%水平上显著为正,说明政府补助对资源型企业研发投入的促进作用在中西部地区中也是存在的。(6)列的检验结果表明政府补助与研发投入前的系数皆为正,但只有研发投入的系数通过了显著性检验,结合(4)和(5)列的结果可知,在中西部地区企业中,研发投入在政府补助对资源型企业绿色创新的影响过程中发挥了间接作用,扮演着中介角色,占总效应的比重为35%。

综上结果可知,政府补助的激励作用及研发投入的中介效应在东部地区企业和中西部地区企业之间存在异质性。这可能是因为相比而言,东部地区能为企业提供更多的研发创新支持,而中西部地区经济发展水平相对较落后,难以满足企业绿色创新所需要的融资等需求。但也正因如此,在这样的环境下能够获得政府补助的企业在外界投资者看来拥有的发展潜力巨大,更容易吸引外部资金投入,缓解企业融资压力,增强企业的创新意愿,从而进一步促进了企业绿色创新。以上结果表明,政府补助的激励作用以及研发投入的中介效应在东部地区企业和中西部地区企业间存在异质性。

(2)基于产权性质的异质性分析

企业产权性质不同,承担研发活动风险的动力和意愿也会有所不同。通常,国有企业需要背负更多的政治和社会责任,在不能保证自己创新活动成功时,其承担风险的水平较低,动力也不足[36,37]。那么,政府补助对企业绿色创新的影响是否在非国有企业中更为显著呢?因此,本研究基于产权性质将样本分为国有企业与非国有企业进行分组检验。其中,国有企业样本占比42%,非国有企业样本占比58%,回归结果见表7。

表7 政府补助、研发创新与企业绿色创新(按产权性质分组)

表7回归结果中(1)—(3)列为国有企业样本,(4)—(6)列为非国有企业样本。(1)列的模型结果中,政府补助的系数为正但未通过显著性检验,而(4)列的回归结果却显示政府补助系数在1%的水平上显著为正,意味着相比于国有企业而言,非国有企业的绿色创新受政府补助影响的效果更加显著。(2)列和(5)列的实证结果表明政府补助的系数分别在1%和5%水平上显著为正,说明政府补助对资源型企业研发投入的显著促进作用在国有与非国有企业中都存在。(3)列的模型检验结果中,政府补助与研发投入的系数皆为正,但只有研发投入的系数在1%的统计性水平上显著。使用Bootstrap法检验研发投入的中介作用[32],通过stata16.0对国有企业样本进行1 000次重复取样,得到的置信区间为[0.367,3.623],不包含0,说明研发投入在政府补助与国有企业绿色创新中的中介效应成立。结合(1)和(2)列的回归结果来看,在国有企业中,政府补助对绿色创新的直接效应不显著,只存在中介效应,即政府补助通过激励企业增加研发投入来促进绿色创新水平。在(6)列的检验结果中,政府补助与研发投入的系数均在1%水平上显著为正,说明在非国有企业中,研发投入在政府补助对资源型企业绿色创新的影响过程中也扮演着中介角色,发挥了间接效应。这可能是相比于非国有企业而言,国有企业因其特殊的背景和性质有更多的融资渠道选择,研发资金相对更加充裕,资金压力小,政府补助所起到的激励作用相对非国有企业而言并不高。因此,政府补助对企业绿色创新的促进作用在非国有企业中更为显著。

4 稳健性检验

4.1 替换变量

采用政府补助的自然对数替代政府补助与营业收入的比值作为解释变量,通过双向固定效应模型进行回归分析,结果如表8所示。政府补助显著促进资源型企业绿色创新,且研发投入发挥了中介作用,所有模型的回归结果与上述实证结果基本保持一致。

表8 替换解释变量

4.2 内生性检验——工具变量法

一般来说,绿色创新成果越丰富的企业往往会获得更多的政府补助,而政府补助也会影响企业的绿色创新。因此,政府补助与绿色创新之间可能存在双向因果关系,模型中可能存在内生性问题。借鉴成琼文和丁红乙[38]、任鸽和孙慧[39]的做法,将政府补助的滞后一期作为工具变量,采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行检验,并判断是否存在弱工具变量问题。结果显示,F统计量远大于临界值10,表明不存在弱工具变量问题,选用滞后一期的政府补助作为工具变量是有效的,具体两阶段回归结果见表9。将第一阶段通过回归得到的政府补助(Sub)的拟合值(PSub)带入第二阶段回归中,结果仍然表示政府补助可以显著促进资源型企业绿色创新,且研发投入起到中介作用,与上述实证结果相一致。

表9 工具变量法

5 结论与建议

5.1 结论

本文以121家资源型企业2010—2020年面板数据为研究样本,实证分析政府补助对企业绿色创新的影响以及研发投入是否发挥了中介效应,并基于产权性质和地区经济发展水平展开了异质性分析,主要得出以下结论。

(1)政府补助可以显著促进资源型企业绿色创新,且研发投入在政府补助与绿色创新之间具有中介效应,中介效应占总效应的26%。即资源型企业,既存在政府补助促进企业绿色创新的直接效应,也存在政府补助通过增加研发投入来促进企业绿色创新活动的间接效应。

(2)政府补助对资源型企业绿色创新的影响存在异质性差异。相比于东部地区企业,中西部地区企业的绿色创新受政府补贴正向影响的效果更加显著,且只有在中西部地区企业中,研发投入在政府补助对资源型企业绿色创新的影响过程中扮演着中介角色;相比于国有企业,非国有企业的绿色创新受政府补助正向影响的效果更加显著,且研发投入在政府补助对企业绿色创新的影响过程中扮演着中介角色。

5.2 建议

(1)通过研究发现,政府补助可以显著促进资源型企业绿色创新,并且可以通过提高研发投入间接促进企业绿色创新产出。因此,政府应坚持对资源型企业的研发补助,完善监管机制,做好“搭台”工作。这样既可以增加企业研发资金,又能对社会投资者释放出利好信号,为企业吸引外来投资,有效发挥研发补助对企业绿色创新的促进作用。

(2)从实证结果可以得知,相比于国有资源型企业,政府补助对绿色创新的促进作用在非国有企业中更显著。因此,政府部门可以适当加大对非国有资源型企业的研发补助,并做好资金监管工作,保证补贴资金实实在在用到绿色创新活动上,提升企业的创新投入和创新产出;同时也要保持对国有资源型企业的补助力度,促进国有和非国有企业绿色创新共同发展。

(3)研究结果表明,中西部地区比东部地区企业的绿色创新受政府补助正向影响的效果更加显著。因此,政府应加大对中西部地区企业的研发补助,同时坚持对东部地区的创新补助,充分发挥研发补助对企业创新投资的引导作用,促进绿色创新产出,缩小东部和中西部地区间的差距,促进地区均衡发展。

(4)根据实证研究发现,研发投入可以显著促进资源型企业的绿色创新产出。由于绿色创新的“双重外部性”特征,企业的创新积极性大大降低,并且绿色创新的高成本也是企业面临的难题之一。因此,企业应加大研发投入力度,充分利用好政府补助的“信号”作用,增加研发投入,提高研发资金的使用效率,避免资金浪费,提升绿色创新产出水平。