风险承担视角下企业金融化对绿色创新的影响

梁雪

作为贯彻新发展理念的重要抓手，绿色创新既强调绿色发展必须通过创新驱动来实现，又强调创新发展必须以生态环境治理改善为基调和底色。然而，由于绿色创新具有周期长、风险大等特点，企业往往更倾向于传统创新。因此，如何引导企业积极推进绿色创新，实现绿色可持续发展，是目前急需解决的问题。

目前，学术界关于企业金融化与绿色创新关系的研究较少。基于此，笔者以2016—2021年沪深A股上市公司的数据为研究样本，探讨了企业金融化与绿色创新的关系，以及风险承担能力在其中发挥的中介作用，以期为我国经济转型升级和可持续发展提供重要参考。

一、研究假设

（一）假设1：企业金融化抑制绿色创新的发展

挤占效应理论认为，当资金数额固定时，为追求最大化利益或在利益不变的情况下尽可能降低风险，部分企业更倾向于将资金投入可以快速获得即时收益的领域。基于该理论，笔者提出了假设1：企业金融化抑制绿色创新的发展。

与传统创新相比，绿色创新具有研发投入多、回报周期长等特点。另外，由于绿色技术发展处于初期阶段，其商业前景和可行性仍存在不确定性，因此，企业绿色创新容易面临较高的市场风险。在这种情况下，为追求短期经济效益最大化，企业可能会更倾向于选择传统创新来降低风险，而对绿色创新持保守态度。也就是说，受短期效益和资金压力的影响，企业金融化可能会抑制绿色创新的发展。

（二）假设2：风险承担能力具有一定的中介作用

企业金融化往往会提高债务融资率和金融杠杆率，导致企业负债压力加重，财务风险增加。在这种情况下，企业可以通过融资来获得资金，从而将风险转移到金融市场。然而，这种行为有可能削弱企业的风险承担能力。当市场出现剧烈波动或金融危机时，企业容易面临更高的风险。基于该理论，笔者提出了假设2：风险承担能力具有一定的中介作用。

在绿色创新过程中，企业面临着来自外部的各种风险。企业只有具备一定的风险承担能力，才能持续进行绿色创新。也就是说，风险承担能力的高低直接影响到企业在绿色创新领域的决策，较高的风险承担能力意味着企业愿意将更多的资金和资源用于绿色创新，从而提高绿色创新的质量；而较低的风险承担能力则可能会导致企业减少对绿色创新的投入。因此，当企业金融化程度较高时，其风险承担能力可能会被削弱，进而不利于绿色创新。

二、研究设计

（一）样本选取及数据来源

笔者选取了2016—2022年沪深A股上市公司的数据作为研究样本，探究了企业金融化与绿色创新之间的关系。为保证研究结论的有效性，笔者对样本数据做了以下处理：剔除部分数据缺失的样本；剔除ST（特别处理）、PT（特别转让）公司的数据；剔除金融公司、房地产公司的数据；对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量定义及说明

（1）被解释变量：GI（绿色创新）。由于绿色专利从申请到相关部门授权需要较长时间，因此，绿色专利授权数据往往具有滞后性，无法用来衡量企业当年的绿色创新水平。在这种情况下，笔者选择了使用企业当年绿色专利的申请数量来衡量绿色创新水平。

（2）解释变量：Fin（企业金融化）。该变量可以用金融资产总额占资产总额的比例来衡量。

（3）中介变量：Risk（风险承担能力）。笔者使用了资产盈余波动来衡量风险承担能力。具体衡量过程为：笔者先用企业年度资产收益率减去所处行业资产收益率均值，得到经行业调整的资产收益率，然后以3年作为观测期，滚动计算企业资产盈余波动的标准差，最后用标准差来衡量企业的风险承担能力。

（4）控制变量。笔者将部分可能影响绿色创新的企业内部因素设置为控制变量。具体控制变量包括Size（企业规模）、Lev（资产负债率）、Top1（股权集中度）、Board（董事会规模）、Indep（独立董事比例）、Age（企业年限）。

（三）模型构建

为了验证企业金融化与绿色创新之间的关系，笔者参照已有文献，构建了以下模型：

三、实证结果分析

（一）描述性统计分析

笔者在对样本数据变量进行描述性统计分析后得出，企业绿色创新最小值为0，均值为0.611，標准差为1.112。这说明各企业的绿色专利的申请数量存在较大差异，且大多数企业没有或申请的绿色专利数量较少。企业金融化的最大值为0.472，标准差为0.089。这说明企业的金融化程度普遍较高。风险承担能力最大值为0.237，最小值为0.002，均值为0.033。这说明各企业的风险承担能力存在较大差异。由于控制变量基本与前人研究结论一致，因此笔者在此不做过多陈述。

（二）回归结果分析

企业金融化对绿色创新影响的回归结果如表1所示。由表1可知，企业金融化对绿色创新的回归系数为负，且在1%的水平下显著。这说明企业金融化与绿色创新呈明显的负相关关系，即企业金融化程度越高，对绿色创新的抑制作用越强。因此，假设1得到验证。

另外，企业金融化对风险承担能力的回归系数为0.016，且在1%的水平下显著；企业金融化对加入中介变量后的绿色创新的回归系数为-0.544，也在1%的水平下显著。这说明风险承担能力具有一定的中介作用。因此，假设2得到验证。

（三）稳健性检验

为验证企业金融化对绿色创新具有抑制作用这一研究结论，笔者采用了以下三种方法进行稳健性检验。

（1）将企业金融化滞后一期作为工具变量。由于企业绿色创新从投入到产出的时间间隔较长，具有一定的滞后性，因此，企业金融化会对后续的绿色创新成果产生影响。在这种情况下，笔者将解释变量滞后一期作为工具变量，进行了2SLS回归（两階段最小二乘回归）。

（2）对控制变量进行缩尾。前文已经对连续变量进行了上下1%的缩尾处理，为进一步验证研究结论的稳健性，笔者对控制变量进行了上下5%的缩尾处理。

（3）变换变量。笔者将企业金融化的衡量指标替换为企业所持有金融总资产的自然对数。

验证结果表明，以上三种方法均在1%的水平下显著，这说明企业金融化仍与绿色创新呈负相关关系，与前文回归结果一致。

由此可知，在控制模型内生性、变换数据与变量之后，回归结果与基准回归仍保持一致。这说明企业金融化对绿色创新具有抑制作用这一研究结果较为稳健，因此，假设1依然成立。

四、进一步分析

企业金融化对绿色创新的影响可能会因企业的产权性质而存在差异。由于产权性质不同，国有企业和非国有企业在管理机制、竞争压力等方面存在显著差异。一方面，政府部门常常干预国有企业的生产经营，导致国有企业在制定和执行绿色创新策略时缺乏自主性；非国有企业更具自主性和灵活性，其在制定和执行绿色创新策略的过程中受政府部门的影响较小。另一方面，在某些行业中，国有企业因处于龙头地位而缺乏竞争压力，导致其可能会在绿色创新方面缺乏积极性；非国有企业往往处于激烈的市场竞争中，其更倾向于通过绿色创新来提高市场竞争力，实现可持续发展。由此可见，与非国有企业相比，国有企业金融化对绿色创新的抑制作用更为明显。

为验证以上猜想，笔者将样本企业按照产权性质的不同分为国有企业和非国有企业，并进行了异质性分析。异质性分析结果如表2所示。国有企业金融化的回归系数为-1.148，且在1%的水平下显著；而非国有企业金融化的回归系数并不显著。这说明与非国有企业相比，国有企业金融化对绿色创新的抑制作用更明显。

五、结语

本次研究结果显示：①企业金融化对绿色创新具有抑制作用，且风险承担能力在其中发挥了显著的中介作用；②与非国有企业相比，国有企业金融化对绿色创新的抑制作用更明显。基于此，笔者提出了以下建议：企业应根据自身的风险承担能力来制定金融化策略，避免因过度金融化而导致金融压力过大；政府部门和监管机构应制定相关政策与法规，通过提供财政补贴、出台税收优惠政策、发放绿色创新基金等支持措施来降低企业的绿色创新成本和风险，并加强引导，鼓励企业在金融化过程中积极参与绿色创新。

（作者单位：湖南工业大学经济与贸易学院）