金融发展对企业绿色创新发展的影响研究

张伟伟，于 许

（长春理工大学 经济管理学院，吉林 长春 130022）

一、引言

随着绿色发展理念的不断深化以及中央和各级政府颁布相关环保政策，我国经济发展目标逐渐由快速发展转向绿色经济模式。绿色经济强调在提升经济产出的同时，合理利用生态资源并保护环境，有助于提升人民福祉、促进区域协调发展，是一种实现经济、生态和社会效益最大化的持续经济。在改革开放以后，我国的金融发展规模逐渐扩大，金融体系逐渐完善，成果显著。金融业作为现代经济发展的核心，对实体经济的生产经营活动、资源分配、产业结构调整和宏观经济调控具有重要作用。当前我国正处在经济转型的关键时期，通过金融发展推动企业绿色经济发展已成为必然选择。

企业是污染排放的最重要主体，企业污染已经超过我国污染总量的80%。要求企业提高环境表现是我国环境治理的根本所在。近年来，我国政府持续加强对企业的环境监管，将金融体系作为引导企业绿色发展的重要手段，并通过绿色信贷、绿色债券和绿色保险等方式推动企业转型升级。企业作为绿色技术创新的微观主体和经济绿色转型的主要载体，其绿色发展对中国经济实现全面绿色转型具有重要的推动作用。从总体来看，地区金融发展水平能够缓解企业融资约束，提高企业绿色技术创新投入，进而促进企业绿色发展水平。在这一过程中，企业自身的产权性质、融资约束度、资产收益率、资产负债率、污染属性、创新投入与债务结构都将影响地区金融发展水平对企业绿色发展的作用效果。区域的对外开放程度、媒体对企业的关注度也将对企业绿色发展产生影响。可见，在金融机构大力支持绿色发展的背景下，地区金融发展水平如何作用于企业绿色发展是理论界和学术界亟需考察的重要课题。基于此，本文将实证考察金融发展对企业绿色创新发展的影响机制。

二、文献综述

目前，对于金融发展和绿色经济发展的研究已经逐渐深入，但是很少有研究将金融发展和企业绿色发展直接联系起来。现有文献大多从金融发展的功能角度和绿色全要素生产率的角度来分析。黄建欢（2014）分析了金融发展对绿色经济影响的四个机理。他根据我国省级数据，运用空间杜宾模型分析发现，资本配置和企业监督对绿色经济的作用更为突出，而绿色金融作用及其空间溢出效应都不显著。他认为应该增强金融发展对绿色产业的支持力。［1］王伟（2017）则从县域视角研究金融发展和绿色全要素生产率（GTFP）之间的关系。全样本分析结果表明，县域的金融发展通过促进绿色技术进步推动了绿色全要素生产率的提高。而在分样本结果中，上游地区却表现出金融发展对绿色全要素生产率的抑制作用。［2］同样将绿色全要素生产率作为研究对象，周五七（2018）根据长江上下游地区的数据，探究金融发展的深度与效率对绿色全要素生产率的影响，发现金融效率对其有促进作用，但是金融深化的影响并不明显。［3］与其研究结果相类似，刘建国（2018）根据西北五省的数据，将金融发展分为四个维度，分析其对五省地区绿色发展的影响，发现金融效率对绿色金融有显著的促进作用，资本市场的发展却抑制了绿色发展水平。［4］除了用绿色全要素生产率来衡量绿色经济发展水平，马留赟等（2017）以全国数据为样本实证分析了金融发展对绿色产业的影响，发现金融规模未能显著提高绿色产业的发展水平，而金融效率和金融结构则有明显的提升作用。［5］大部分学者的研究都表明，金融发展或其中某个方面能够促进绿色发展。然而，也有学者的研究结论相反，如葛鹏飞等（2018）以国际数据为样本进行分析，结果表明金融发展阻碍了绿色全要素生产率的提升。［6］综合而言，考察金融发展与企业绿色发展之间关系的直接文献较少。鉴于此，本文将通过建立面板模型、中介效应模型、调节效应模型系统考察金融发展对企业绿色发展的影响与作用机制。

三、理论分析与研究假设

资金是上市公司可持续发展的根本，是企业日常经营与扩大规模的前提保障，企业的绿色发展同样离不开资金的支持。企业资金来源除了内部盈余积累，外部来源主要是债务融资。债务融资规模及成本受到企业所属区域金融发展水平的影响。区域金融发展体现在区域金融规模、金融结构与金融效率发展三个方面。首先，金融规模发展水平提升表示企业所属区域金融机构和组织数量增多，汇集社会闲散资金的能力增强。这不仅增加了资金供给，还降低了金融机构与上市公司之间的信息不对称，进而降低了企业获得资金的难度与融资成本。企业的融资成本降低，会促使企业将更多的资金用于引进先进的生产设备、增加自身的绿色研发投入，从而减少生产经营给环境带来的污染影响。其次，区域金融结构的优化与发展体现在区域金融市场化程度的提升、金融机构功能与组织形式的不断完善、金融产品与服务类型的创新等方面。金融结构的发展会提升区域的金融市场化水平与市场监管水平，对上市公司的信息披露，尤其是对社会、环境方面信息披露的监管更加严格，促使企业更注重环保责任与可持续发展。同时，区域金融结构发展水平的提升，可以为当地上市公司提供更加多样的融资方式，金融机构可以通过绿色债券、绿色保险、绿色投资和碳金融等绿色金融产品，引导企业将资金投向环保、节能、清洁等领域，促使企业绿色发展、降低其对环境的污染影响。最后，区域金融效率体现的是金融发展质量。资源配置作为金融的核心功能，有着非常重要的作用，合理的资源配置可以有效发挥金融效率的作用。金融市场效率可以看作是衡量金融市场资源优化配置的指标。就金融市场而言，其资源配置效率是指金融市场通过在不同主体、不同部门之间进行资源分配，保证资金从低生产部门流向高生产部门，从而达到资源的合理利用及资源利用率的提升，进而提高企业的可持续发展。因此，区域金融效率的提高会促使资金更多地流入注重绿色创新发展的企业。综上所述，本文提出假设1。

假设1：区域金融发展会显著促进上市公司的绿色创新发展。

相比于轻污染与非污染企业，重污染企业的绿色转型与发展是一个漫长的过程。无论是引进绿色生产技术或是进行绿色技术研发，均需要大量资金投入。当下我国企业进行绿色生产及环保活动多依赖于外部融资，因而污染企业的绿色发展更需要金融机构的信贷支持。区域金融发展在为当地企业提供新的外部融资支持、拓宽外部融资渠道的同时，污染企业获取绿色创新发展所需资金的增长幅度可能更高。同时，区域金融发展中的绿色理念在一定程度上能够引导社会资金流向绿色技术研发效率和资源利用效率更高的行业（郭威和曾新欣，2021［7］），有助于推动重污染行业内部资源配置效率的提升（张小可和葛晶，2021［8］）。同时，在金融机构落实绿色信贷政策的过程中，不注重环保与绿色发展的重污染企业会受到限制与禁止。一些绿色发展水平落后的重污染企业会被淘汰，而剩余的重污染企业为了获取金融机构的信贷支持以及自身的可持续发展，可能会更多地通过绿色技术创新或者引进清洁生产设备来减少污染排放，以满足清洁生产标准。在金融机构实施绿色信贷时，相对于对绿色项目进行资金支持，金融机构更多地是采取对污染项目的信贷资金总额和高利率的限制。因此，区域金融发展对污染企业进行绿色创新发展的促进作用可能更大。基于上述分析，本文提出假设2。

假设2：区域金融发展对污染企业进行绿色创新发展的促进作用更大。

区域金融发展可以为企业带来更多的资金支持与融资方式的选择，为企业进行绿色创新发展提供资金保障，缓解企业的融资约束情况。融资约束水平的降低可以促使企业进行更多的绿色创新研发，进而带动企业的绿色创新发展。因此，本文提出假设3。

假设3：区域金融发展通过缓解企业融资约束促进企业绿色创新发展。

区域金融发展水平的提升增加了为企业提供的信贷规模与融资方式的多样性。企业的绿色发展离不开绿色技术的不断创新，大量的研发投入是企业获取绿色技术与成果的重要途径。充足的资金会促使企业进行更多的研发投入等对企业长期可持续发展有利的行为，因而区域金融发展会加大企业的创新投入，进而促进企业的绿色创新发展。据此，本文提出假设4。

假设4：区域金融发展通过增加企业创新投入进而促进企业绿色创新发展。

我国企业在进行绿色创新发展时通常面临着融资短缺问题。这一方面是由于企业与金融机构信息不对称、绿色创新回报周期长、高风险等，另一方面是由于资金供给不足、债务融资期限结构错配等原因。而后者是导致问题的主要原因。企业的绿色项目与绿色技术研发通常表现为回报周期长、高风险的特征，这导致企业的绿色研发项目很难获取长期融资。因此，企业在绿色创新发展方面经常面临严重的期限错配与投资约束问题，从而制约了企业的绿色创新发展。区域金融发展不仅为企业提供了充足的资金，而且可以通过延长信贷期限来增加企业的长期融资。这些长期资金可以有效缓解债务期限错配带来的绿色发展约束问题，进而促进企业的绿色创新发展。基于以上分析，本文提出假设5。

假设5：区域金融发展通过改善企业债务期限结构进而促进企业绿色创新发展。

四、研究设计

（一）模型构建

1.基准模型构建

为检验本文提出的假设，将建立基准回归模型（1）来检验区域金融发展对企业绿色发展的影响。在模型中，gpit代表i 上市公司t 年的绿色创新发展，fdlit代表i 上市公司t 年所在区域的金融发展水平；Cit为控制变量合集，分别选取资产收益率（roa）、资产负债率（lev）、账面市值比（mb）、股权集中度（top）、独立董事规模（inddire）、机构投资者持股（iip）、两职合一（dual）、对外开放程度（op）、经济发展水平（led）；Year和Ind代表年度和行业虚拟变量。

构建模型（2）细分解释变量，以检验金融规模、金融效率和金融结构对企业创新发展的影响，fscit、fstit、fefit分别代表i上市公司t年所在区域的金融发展规模、金融发展结构与金融发展效率，其他变量同上：

2.中介效应模型构建

为了进一步探讨金融发展水平对企业绿色发展水平的影响机制，本文参照Alwin &.Hauser（1975）、温忠麟、叶宝娟（2014）的做法，建立如下的中介效应模型：［9］

其中，mediatorit为中介变量，分别为i上市公司第t年的融资约束（sait）、创新投入（iiit）、债务结构（longdait），其他变量同上。

方程（3）的系数α1为自变量金融发展水平对因变量企业绿色创新发展的总效应；方程（4）的系数β1为自变量X对中介变量M的效应；方程（5）的系数γ2是在控制了自变量X的影响后，中介变量M对因变量Y的效应；方程（5）的系数γ1是在控制了中介变量M的影响后，自变量X对因变量Y的直接效应；系数乘积β1*γ2即为中介效应等于间接效应。

3.调节效应模型构建

本文以产权性质和媒体关注作为调节变量建立调节模型如下：

其中，moderatorit为调节变量，分别为i上市公司第t年的产权性质（stateit）和媒体关注（mmit），其他变量同上。α3作为调节变量与解释变量交叉项乘积的回归系数，其含义代表着产权性质或媒体关注程度对金融发展影响企业绿色创新发展关系的调节效应的方向和强度。

（二）变量选取

1.被解释变量

本文选取被解释变量为企业绿色发展水平，以上市公司绿色创新发展（gp）代表企业绿色发展水平。绿色技术创新作为技术创新中的一种具体形式，是指以环境保护为目的的技术创新。对于企业来说，绿色技术创新兼具经济、环境的双重效益，是企业可持续发展的关键。本文借鉴宋福琳（2021）的研究方法，选用绿色专利数来对企业绿色技术创新（gp）进行衡量。［10］本文用上市公司绿色专利授权数加1取对数来度量绿色创新发展对于绿色技术创新的衡量，即gp=LN（绿色专利授权数+1）。

2.解释变量

根据本文的研究目标，区域金融发展水平（fdl）作为本文的核心解释变量，使用前文构建的包含金融规模（fsc）、金融结构（fst）和金融效率（fef）三个维度共12个子指标的金融发展综合指标体系，并运用熵权法测度出金融发展综合指数来衡量各地区金融发展水平。具体的指标描述如表1所示。

表1 金融发展综合指标体系构建

3.控制变量

考虑到遗漏变量导致的模型识别问题，参考已有研究选取影响企业绿色发展的系列因素作为本文的控制变量：资产收益率（roa）、资产负债率（lev）、账面市值比（mb）、股权集中度（top）、独立董事规模（inddire）、机构投资者持股（iip）、董事长和总经理是否兼任（dual）、对外开放程度（op）、地区发展水平（led）等。表2为以上所有变量和定义的相关说明。

表2 变量定义

（三）数据来源

本文选取2009—2021年的中国沪深A股上市公司为初始研究样本，剔除ST及ST*处理及相关实证变量数据缺失的上市公司年度样本，最终得到29 571个观测值。为了消除极端值对实证结果的影响，本文对所有连续变量进行了1%水平的Winsorize处理。本文的解释变量金融发展及区域对外水平和经济发展水平数据来源于《中国统计年鉴》《中国金融统计年鉴》，媒体关注度数据来源于《中国重要报纸全文数据库》，其它数据均来源于CSMAR数据库。表3对上述变量进行了描述性统计（如表3所示）。

表3 变量描述性统计分析

依据表3变量描述性统计的结果，可以看出，29 571个样本观察值中，绿色创新发展（gp）的最小值为0.0310，最大值为4.043，标准差为0.971，说明上市公司之间的绿色创新发展水平存在很大差异。金融发展水平（fdl）的最小值为0.031，最大值为0.234，表明我国各省份的金融发展水平存在一定差异。资产负债率（lev）的最小值为0.005，最大值为0.954，均值为0.436，表示上市公司之间的资产负债水平存在差异。净资产收益率（roa）的最小值为-0.318，最大值为0.20，表明不同公司盈利水平存在一定差异。账面市值比（mb）最小值为0.014，最大值为0.776，表明上市公司的账面市值比存在差异。股权集中度（top），上市公司第一大股东持股比例的标准差为14.75，最大值与最小值差距明显，且均值为34.732%，说明上市公司的股权集中度存在一定差异，且股权集中度普遍较高。独立董事（inddire）最大值为57.14，均值为37.452，表明我国上市公司独立董事占总董事的比例存在一定差异。机构投资者持股比例最小值为0.393，最大值为95.891，均值为45.816，表明上市公司机构投资者的持股比例存在明显差异，且机构投资者持股水平较高。两职合一（dual）的均值为0.265，代表研究样本中有26.5%的上市公司总经理与董事长是同一人。

五、实证结果分析

（一）基准回归结果

表4列示了区域金融发展水平对上市公司绿色创新发展的影响回归结果。列（1）未加入控制变量，回归模型中仅控制了年度效应与行业效应，显示了区域金融发展水平对企业绿色创新发展的直接影响。fdl的回归系数为1.8083，且在1%的水平下显著，表明区域金融发展水平对企业绿色创新发展具有显著的正向影响。列（2）和列（3）继续加入企业层面控制变量与区域层面控制变量，结果表明fdl的回归系数均在1%的水平上显著，假设（1）得证。表明区域金融发展水平会显著地促进企业绿色创新发展。

表4 金融发展对企业绿色创新发展的影响结果

从控制变量角度来看，表4中各控制变量对企业绿色创新发展的影响结果基本与预期一致。净资产收益率（roa）对企业绿色创新发展具有显著的正向影响，表明上市公司的净资产收益率越高，即盈利水平越高，越会促进企业的绿色创新发展。资产负债水平（lev）对企业绿色创新发展具有显著的正向作用，企业的资产负债水平显示了企业的债务融资情况，企业的债务融资资金可以用于企业的创新投入，进而促进企业绿色创新发展。账面市值比（mb）对企业绿色创新发展的影响同样为正向显著，账面市值比较高的企业收益率可能较高，进而促进了企业的绿色创新发展水平。股权集中度（top）对企业绿色创新发展的影响系数显著为负，表明股权集中度（第一大股东持股比例）越高，越不利于企业的绿色创新发展。独立董事比例（inddire）对企业绿色创新发展具有显著的正向影响。我国上市公司独立董事的比例越大，越有利于公司治理，约束高管人员的短视行为，促进企业的绿色创新发展。机构投资者持股比例（iip）对企业绿色创新发展的影响作用显著为正，机构投资者持股可以提高企业的治理水平，有利于企业的绿色创新发展。两职合一（dual）显著抑制了企业绿色创新发展，当企业的董事长与总经理为同一人时，由于权力集中，更容易出现高管人员的自利行为，进而对企业的绿色发展产生不利影响。区域对外开放程度（op）会显著提高企业绿色创新发展，这是由于区域对外开放可以通过技术溢出效应提高当地企业的技术创新水平，带动企业绿色创新发展。区域经济发展水平（led）对企业绿色创新发展的影响不显著。

为了验证实证结果的可靠性，本文采取更换被解释变量与滞后一期被解释变量的方法进行稳健性检验。本文采用企业ESG（企业绿色环境社会治理）评分与全要素生产率作为替代变量，并且继续对滞后一期被解释变量的数据进行回归。表5列（1）、列（2）、列（3）的结果显示区域金融发展对企业绿色创新发展的影响依然显著为正，表明实证结果具有稳健性。

表5 稳健性检验

（二）环保异质性分析

为了进一步研究区域金融发展水平对企业绿色创新发展的影响，本文将样本企业分为污染企业样本与非污染企业样本，分别检验了两个子样本的实证结果。如表6所示，两个子样本回归结果中fdl的系数均为正，且在1%的水平下显著。这表明无论是污染企业还是非污染企业，区域经济发展水平均可以显著地促进其绿色创新发展。污染企业样本fdl的系数为3.4571，非污染企业样本fdl的系数为0.8788，这表明区域经济发展水平对污染企业绿色创新发展的促进作用更强，即地区金融机构的绿色政策可能更倾向于改善污染企业的污染情况。

表6 污染与非污染结果

与前文一致，本文继续检验了解释变量的三个维度对企业绿色创新发展的影响结果。表7列（1）显示了全样本下金融发展规模（fsc）、金融发展效率（fef）、金融发展结构（fst）分别对企业绿色创新发展的影响作用。可以看出，金融发展规模对企业绿色创新发展具有显著的正向促进作用。金融规模的影响系数表明，金融规模每增加一单位，企业绿色创新发展就会增加0.1590个单位，表明区域金融规模的扩大可以降低企业的融资约束水平，使得企业有更多的资金用于绿色创新投入，进而带动企业的绿色创新发展。金融效率对企业绿色创新发展的影响不显著，但系数为正，表明区域金融效率对区域内企业整体的绿色创新发展具有一定的正向作用，但这种作用并不显著。金融结构对企业绿色创新发展具有显著的正向影响，回归系数为0.6091，表明金融结构提高一个单位，企业绿色创新发展水平会提高0.6091个单位。

表7 三个细分解释变量全样本与污染非污染结果

表7列（2）与列（3）显示了污染企业样本与非污染企业样本下，金融发展规模（fsc）、金融发展效率（fef）、金融发展结构（fst）对企业绿色创新发展的影响作用。可以看出，污染企业样本下，金融规模、金融效率与金融结构均对企业绿色创新发展具有显著的正向影响。非污染企业样本下，仅金融结构对企业绿色创新发展具有显著的正向作用，金融规模与金融效率对企业绿色创新发展的影响均不显著。具体比较分析可知，污染样本下金融规模对企业绿色创新发展的影响系数为0.7125，非污染样本下的金融规模对企业绿色创新发展系数为0.0396，且不显著。这表明金融发展规模为污染企业提供了更有利的资金支持，区域金融规模的扩大更多地是注重改善污染企业的污染性。区域金融效率显著提高了污染企业的绿色创新发展，但没有提高非污染企业的绿色创新发展，这表明区域金融结构的信贷方向更多地流入了污染企业，进而促进了污染企业的绿色创新发展。污染企业金融结构的影响系数为0.9097，非污染企业金融结构的影响系数为0.5744。这表明虽然区域金融结构对两个子样本企业的绿色创新发展都具有正向作用，但是对污染企业绿色创新发展的促进作用更大。整体来看，首先，在污染企业样本与非污染企业样本下，金融规模、金融效率与金融结构对企业绿色创新发展的影响与主检验综合金融发展水平对企业绿色创新发展影响结果的趋势是一致的，均对污染企业绿色创新发展的促进作用更强。其次，金融结构、金融效率与金融规模在两个子样本与全样本下对企业绿色创新发展的影响趋势也是一致的。

（三）中介效应分析

由前述理论分析可知，区域金融发展可以通过降低企业融资约束程度、提高企业创新投入、提高债务融资结构进而促进企业绿色创新发展。本文借鉴温忠麟等的依次检验法，［11］构建中介效应模型进一步实证检验企业融资约束程度、企业创新投入、企业债务结构在区域金融发展影响企业绿色创新发展关系中发挥的中介效应。其中，债务期限结构选取长期负债与总资产的比值进行衡量，企业融资约束程度选取sa指数作为衡量指标。具体回归结果如表8—10所示。

表8 融资约束中介效应

表8给出了企业融资约束的中介效应回归结果。表8列（1）显示了中介效应第一步，区域金融发展水平对企业绿色创新发展的影响结果，影响系数α1为1.3277，说明区域金融发展水平影响企业绿色创新发展的总效应为1.3277。列（2）显示了区域金融发展对企业融资约束的影响，系数β1为0.8415，且在1%的水平上显著，表明区域金融发展会显著降低企业的融资约束水平。列（3）显示了区域金融发展与融资约束对企业绿色创新发展的影响结果，金融发展的系数γ1为0.9186，这是金融发展对企业绿色创新发展的直接效应。根据前文中介绍的中介效应模型，可以算出金融发展通过影响企业融资约束影响企业绿色创新发展的间接效应为0.4091。中介变量融资约束与金融发展的系数均在1%的水平下显著，表明融资约束在区域金融发展影响企业绿色创新发展的关系中起到了部分中介作用。因此，区域金融发展可以通过降低企业的融资约束水平促进企业的绿色创新发展。金融发展为企业进行绿色技术创新提供资金支持，帮助企业产出绿色技术成果，进而促进了企业的绿色创新发展。

表9给出了企业创新投入的中介效应回归结果。表9列（1）显示了中介效应第一步，区域金融发展水平对企业绿色创新发展的影响结果，影响系数α1为1.3277，说明区域金融发展水平影响企业绿色创新发展的总效应为1.3277。列（2）显示了区域金融发展对企业创新投入的影响，系数β1为6.5822，且在1%的水平上显著，表明区域金融发展会显著提高企业的创新投入水平。列（3）显示了区域金融发展与企业创新投入对企业绿色创新发展的影响结果，金融发展的系数γ1为1.1966，这是金融发展对企业绿色创新发展的直接效应。根据前文中介绍的中介效应模型，可以算出金融发展通过影响企业创新投入进而影响企业绿色创新发展的间接效应为0.1311。中介变量创新投入与金融发展的系数均在1%的水平下显著，表明企业创新投入在区域金融发展影响企业绿色创新发展的关系中起到了部分中介作用。因此，区域金融发展可以通过提高企业的创新投入水平促进企业的绿色创新发展。企业绿色创新成果产出的前提是进行创新投入，只有持续不断地进行创新投入，才有可能获得绿色技术创新成果。因而，区域金融发展通过提高企业的创新投入进而带动了企业的绿色创新发展。

表9 创新投入（ii）中介效应

表10列出了企业债务结构的中介效应回归结果。表10列（1）显示了中介效应第一步，区域金融发展水平对企业绿色创新发展的影响结果，影响系数α1为1.3277，说明区域金融发展水平影响企业绿色创新发展的总效应为1.3277。列（2）显示了区域金融发展对企业债务结构的影响，系数β1为0.1609，且在1%的水平上显著，表明区域金融发展会显著提高企业的债务结构水平。列（3）显示了区域金融发展与企业债务结构对企业绿色创新发展的影响结果，金融发展的系数γ1为1.3002，这是金融发展对企业绿色创新发展的直接效应。根据前文中介绍的中介效应模型可以算出，金融发展通过影响企业债务结构进而影响企业绿色创新发展的间接效应为0.0275。中介变量债务结构与金融发展的系数均在1%的水平下显著，表明债务结构在区域金融发展影响企业绿色创新发展的关系中起到了部分中介作用。因此，区域金融发展可以通过提高企业的债务结构水平促进企业绿色创新发展。金融发展提高了企业的债务结构，即提高了企业长期负债的比率。长期债务融资可以为企业的创新发展提供长久稳定的资金支持，进而促进企业的绿色创新发展。

表10 债务结构（长期负债/总资产）中介效应

（四）调节效应分析

为分别考察产权性质与媒体关注如何通过金融发展影响企业绿色创新发展，本文参考谭德凯、田利辉（2021）［12］和吴桐桐、王仁曾（2021）［13］的调节效应检验流程，分别将产权性质与媒体关注作为调节变量，对调节效应模型进行回归检验，回归结果如表11所示。

表11 产权性质和媒体关注度的调节

表11 的列（1）与列（2）分别显示了产权性质与媒体关注作为调节变量的回归结果。在列（1）中，产权性质以及产权性质与金融发展交乘项均在1%的水平下显著为正，这说明企业的产权性质显著调节了金融发展与企业绿色创新发展的影响关系，即国有企业所在区域的金融发展水平更能促进自身的绿色创新发展。这是由于在我国，国有企业与非国有企业在资源获取、政府帮扶力度、政策限制等方面存在较大差异，［14］导致同一经济行为在国有企业和非国有企业中所产生的经济后果不同。［15］由于天然的政治关联以及“预算软约束”的存在，国有企业能够以较低的成本获得银行贷款支持，更容易获得税收减免和财政补贴等优惠政策，导致国有企业面临的融资约束程度较小，经营风险较低。［16-17］列（2）中，媒体关注以及媒体关注与金融发展交乘项均在1%的水平下显著为正，这说明媒体关注度显著调节了金融发展与企业绿色创新发展的影响关系，即媒体关注度越高的企业，其所在区域的金融发展水平越能促进自身的绿色创新发展。具体来看，媒体时代的到来使得人们获取信息的途径越来越多，［18］媒体的治理作用成为学者们关注的热点。已有研究认为，媒体监督是新兴资本市场上重要的监督力量，媒体关注可以缓解上市公司的代理问题，减少管理层短视等自利行为，［19］企业受到的媒体关注越高，其违规行为，如环境污染等行为越受到约束。因而，媒体关注度越高的企业，其所在区域的金融发展水平越能促进企业的绿色创新发展。

六、结论与对策

本文以2009—2021年的中国沪深A股上市公司为研究样本，检验了区域金融发展对上市公司绿色创新发展的影响。研究结果发现，区域金融发展对上市公司绿色创新发展具有显著的促进作用。其次，在污染企业样本与非污染企业样本下，区域金融发展对污染企业的绿色创新发展的促进作用更大。细分解释变量中，区域金融规模、金融结构对企业绿色创新发展具有显著的促进作用，而金融效率对企业绿色创新发展的影响不显著；污染企业样本下，金融规模、金融效率与金融结构均对企业绿色创新发展具有显著的正向影响；非污染企业样本下，仅金融结构对企业绿色创新发展具有显著的正向作用，金融规模与金融效率对企业绿色创新发展的影响均不显著。最后，本文以企业的融资约束、创新投入与债务结构作为中介变量，以产权性质和媒体关注作为调节变量，分别建立了中介效应模型和调节效应模型。中介效应回归结果显示：融资约束、创新投入与债务结构不存在完全中介效应，均起到部分中介效应，证明金融发展水平不仅能够直接促进企业绿色发展，还能通过影响企业融资约束、创新投入与债务结构间接促进企业绿色发展。调节效应回归结果显示：产权性质和媒体关注可以显著调节金融发展影响企业绿色创新发展的关系，国有企业以及媒体关注程度越高的企业，其所在区域的金融发展越能促进自身的绿色创新发展。基于以上研究结论，本文就如何促进企业的绿色发展，提出以下对策建议：

第一，提高金融发展水平。我国的金融行业在改革开放后有了较快发展，但与发达国家相比，我国的金融市场仍然不够完善。而金融发展水平的提高对上市公司绿色创新发展具有显著的促进作用，因此我国要大力提高金融发展水平，以此来推动企业绿色转型发展。金融发展包括金融规模、金融结构和金融效率，提升金融发展水平就要适度扩大金融规模、提升金融效率和优化金融结构。金融机构应加强在乡村地区的网点铺设，吸收社会闲散资金，提升金融服务质量。政府应大力推动金融产品和服务创新，满足企业多样化的融资需求，尤其是要重点关注亟须绿色转型企业的资金需求。金融机构同时也要与政府部门加强交流，可设置处理绿色信贷的专门服务渠道，提升审批、资金发放等环节的工作效率。

第二，加大企业创新投入。在生产环节，企业应当注重传统的绿色生产理念，即减少废弃物和污染物的产生和排放。这可以通过有效利用资源、替代和再利用短缺资源、减缓资源耗竭等措施来实现。同时，结合快速更新的现代技术，加大对数据和软件等核心要素的资金投入，以物联网为支撑，实现全生命周期的绿色化，构建涵盖智能产品、智能生产、智能服务和智能回收等方面的绿色智能制造过程。与此同时，增加资产、技术性、机器设备等因素投入，注重债务结构的合理性，进而提升企业的绿色技术创新能力，推动企业绿色发展。

第三，要针对不同企业制定与其相契合的绿色创新发展路径。对于污染企业而言，由于金融规模、金融结构和金融效率都对企业的绿色创新发展有促进作用，因此要从金融规模、金融结构和金融效率三个方面全方位提升金融发展水平。而对于非污染企业而言，金融规模和金融效率并不能显著促进企业的绿色发展，因此要重视金融结构的优化，以更高的效率促进企业绿色创新发展。同时，国家应加强对企业的媒体关注程度，增强金融发展对于国有企业和非国有企业绿色创新发展的促进作用。