国有股权参与、吸收能力与民营企业绿色技术创新
——一个有调节的中介效应模型

赵 鑫1,杨棉之2,曹 迅1

(1. 中国石油大学(北京) 经济管理学院,北京 102249;2.北京科技大学 经济管理学院,北京 100083)

摘 要:基于外部性理论与吸收能力理论,利用2013—2021年中国制造业民营上市公司绿色专利数据,构建有调节的中介效应模型,探讨国有股权参与、吸收能力对民营企业绿色技术创新的影响。结果发现,国有股权参与显著促进民营企业绿色技术创新,国有股权持股比例越高,绿色技术创新水平越高;吸收能力在国有股权参与与民营企业绿色技术创新间发挥部分中介效应,同时分析师跟踪是有效的调节变量,国有股权参与与分析师跟踪的交互效应正向调节上述中介关系。分层类检验结果表明,当企业具有中央国有股权参与、属于高污染行业,以及所处政策环境不确定性较高时,国有股权参与更有利于促进民营企业绿色技术创新水平提升。

关键词:混合所有制改革;国有股权参与;绿色技术创新;吸收能力;分析师跟踪

State-owned Equity Participation, Absorptive capacity and the Green Technology Innovation of Private Enterprises:A Moderated Mediating Model

Zhao Xin1, Yang Mianzhi2, Cao Xun1

(1. School of Economics and Management, China University of Petroleum, Beijing 102249, China;2. School of Economics and Management, University of Science and Technology of Beijing, 100083, China)

Abstract:Enterprises are the main body of green innovation and the manufacturing industry is the main body of the real economy. It is significant for enhancing the market competitiveness of enterprises, promoting the green transformation and upgrading of the real economy by improving the level of green technology innovation of manufacturing enterprises. At the present stage, China is in an important period of deepening economic restructuring and actively developing a mixed-ownership economy. In order to promote the cross-shareholding and mutual integration of state-owned capital, collective capital and non-public capital, and better combine public ownership and market economy together, it is necessary to integrate non-public capital into state-owned enterprises, and also requires the participation of state capital in non-public economy, which is an important part of the development of mixed ownership economy.

Existing studies believe that state-owned equity participation can ease the financing constraints of private enterprises, enhance the risk-bearing capacity, and thus promote the technological innovation of non-state-owned enterprises. However, the impact of state-owned equity on the green innovation of enterprises is rarely explored. Moreover, compared with general technology research and development, externality theory assumes that the uniqueness of green technology innovation lies in the dual-externality and significant knowledge path dependence characteristics; absorptive capacity theory and institutional theory also show that internal absorptive capacity and external environmental governance have important impacts on the green innovation activities of enterprises. In this case, how the participation of state-owned equity affects the green technology innovation of private enterprises and how the interactive relationship between the internal absorptive capacity of private enterprises and the external environmental governance works remain to be further discussed.

Therefore this paper tries to answer the following questions. Can state-owned equity participation promote the green innovation and development of private enterprises? What role do the absorptive capacity of private enterprises play? How can the external environmental pressure affect the role of state-owned equity participation on the green technology innovation of private enterprises? On the basis of the green patent data of China private enterprise manufacturing listed companies from 2013 to 2021, this study builds a moderated mediation model to analyze the influence of state-owned equity participation in private enterprise green technology innovation, and explore their own absorptive capacity in the mediating effect, as well as the moderating role of analysts following.

It is found that first, state-owned equity participation has effectively promoted the green technology innovation of private enterprises. Next, the improvement is partially mediated by absorptive capacity. At the same time, analyst following helps to leverage the resource acquisition advantage of state-owned equity participation and curb political rent-seeking, and strengthens the mediating effect of the absorptive capacity between state-owned equity participation and green technology innovation. From the characteristics of state-owned equity participation,the central state-owned equity can better promote the green technology innovation of private enterprises compared to the local state-owned equity rights. From the characteristics of private enterprises, it is confirmed that for enterprises in highly polluting industries, when the economic policy uncertainty is high, the participation of state-owned equity plays a more significant role in promoting the green technology innovation of private enterprises.

This study makes the following marginal contributions. First, it enriches the relevant literature of mixed ownership reform in enterprise green technology innovation. The study constructs the analysis path of state-owned equity by improving the absorptive capacity of private enterprises and then the performance of green innovation, and expands the research perspective of equity governance under the background of mixed reform from general technology innovation to green technology innovation. Second, this study provides empirical evidence of how to enhance the vitality of state capital and promote the green and sustainable development of mixed-ownership economy. The research conclusions show that the entry of state-owned capital into private enterprises can not only give full play to the advantages of resource acquisition and property rights protection, but also promote the green and healthy development of manufacturing enterprises, thus promoting the green transformation and upgrading of the mixed-ownership economy.

Key Words:Mixed Ownership Reform;State-owned Equity Participation;Green Technology Innovation;Absorptive Capacity; Analyst Following

DOI:10.6049/kjjbydc.Q202207343

开放科学(资源服务)标识码(OSID):

中图分类号:F276.5

文献标识码:A

文章编号:1001-7348(2023)07-0023-11

收稿日期:2022-07-25

修回日期:2022-12-29

基金项目:国家社会科学基金项目(19BJY018)

作者简介:赵鑫(1996—),男,山东聊城人,中国石油大学(北京)经济管理学院博士研究生,研究方向为绿色技术创新;杨棉之(1969—),男,北京人,博士,北京科技大学经济管理学院教授、博士生导师,研究方向为资本市场财务与会计;曹迅(1995—),男,河北秦皇岛人,中国石油大学(北京)经济管理学院博士研究生,研究方向为企业高质量发展。

0 引言

制造业是实体经济的主体,绿色技术创新是推动制造业高质量发展的重要支撑。习近平总书记在十九大报告中指出:“我们要建设的现代化是人与自然和谐共生的现代化,既要创造更多物质财富和精神财富以满足人民日益增长的美好生活需要,也要提供更多优质生态产品以满足人民日益增长的优美生态环境需要。必须坚持节约优先、保护优先、自然恢复为主的方针,形成节约资源和保护环境的空间格局、产业结构、生产方式、生活方式,还自然以宁静、和谐、美丽。”在碳中和、碳达峰的发展目标指引下,可持续发展已成为中国经济转向高质量发展阶段的重要特征。企业是绿色创新的主体,提高制造企业绿色技术创新水平,对于增强企业市场竞争力,推动实体经济绿色转型升级具有重要意义。现阶段,我国正处于实现中华民族伟大复兴的关键时期。促进国有资本、集体资本、非公有资本相互融合,不仅包含非公有制资本进入国有企业,而且包含国有资本参与非公有制经济,两者都是混合所有制经济发展的重要内容。

根据Wind数据库统计,截至2021年12月31日,A股上市公司中民营制造企业在所有制造企业中的占比高达59.41%。推动民营制造业绿色转型,是实体经济高质量发展的重要组成部分。但在长期经济发展过程中,环境溢出与知识溢出的双重外部性往往导致民营企业绿色技术创新意愿较低,融资约束、研发风险则抑制了民营企业绿色技术创新能力提升[1-2]。在深化混合所有制改革、加快生态文明建设的背景下,国有股权参与民营企业能否充分发挥国有资本的引领作用,进而推动非公有制经济绿色转型发展?此外,吸收能力理论与制度理论表明,内部吸收能力与外部环境治理对企业绿色创新活动具有重要影响[3-4]。上述情况下,国有股权参与如何影响民营企业绿色技术创新?民营企业内部吸收能力与外部环境治理的互动关系又能发挥怎样的作用?上述问题有待进一步探讨。

综上所述,本文试图回答以下问题:国有股权参与能否促进民营企业绿色创新发展?企业内部吸收能力在其中扮演怎样的角色?外部环境治理如何影响国有股权参与对民营企业绿色技术创新的作用?由此,本文基于2013—2021年中国制造业民营上市公司绿色专利数据,构建有调节的中介效应模型,利用负二项回归方法实证分析国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响,并探讨企业内部吸收能力在其中的中介效应,以及分析师跟踪等外部环境治理因素的调节作用。

1 文献综述与研究假设

1.1 文献综述

企业绿色技术创新水平影响因素研究。已有研究表明,企业内部吸收能力和外部环境治理压力均能促进企业绿色技术创新。其中,吸收能力是指在创新过程中获取、消化、转移和应用新知识的能力[5],对企业绿色创新绩效具有显著促进作用[3]。Qi等[6]研究表明,吸收能力在制度压力与企业绿色创新间发挥重要调节作用;Hong等[7]认为,在供应链协同创新过程中,吸收能力在组织协同创新、机构协同创新与创新绩效间发挥部分中介作用。企业绿色创新的外部环境治理压力主要来自3个层面:一是国家层面的研发补助、排污收费和绿色信贷等环境规制政策[8-9];二是社会层面的分析师跟踪、媒体关注等利益相关者治理因素[10];三是行业竞争对手的同群效应压力[11]。但上述研究大多关注吸收能力与绿色技术创新、环境规制与绿色技术创新的二元关系,鲜有研究对混合所有制改革场景下企业内部吸收能力与外部环境治理的互动效应进行深入探讨。

民营企业混合所有制改革对技术创新影响的研究。现有文献大多从企业经济效益视角切入,探讨国有股权参与对民营企业非绿色技术创新的影响。多数研究认为,国有资本参与不仅可以丰富企业创新要素、提升公司治理水平,而且能够为民营企业提供隐性政府担保等[12-13],从而有效促进民营企业技术创新。余汉等[14]将国有股权进一步分为战略投资者和财务投资者,结果发现,作为战略投资者的国有股权更能促进民营企业技术创新。相比于非绿色技术创新,绿色技术创新对企业资源禀赋和吸收能力具有更高的要求,而环境和知识的双重外部性特征导致企业需要承担全部的绿色创新研发成本,却难以获得全部正收益[2-3]。这种情况下,兼具经济效益与社会效益目标的国有股权参与能否增强企业绿色创新能力及其绿色创新意愿,需要进一步探讨。

综上所述,鲜有研究探讨国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响,混改背景下吸收能力与环境治理的互动效应对企业绿色创新的作用机制尚未明晰。本文就国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响机理进行考察,检验内部吸收能力和外部环境治理的互动效应,以期丰富民营企业混合所有制改革的非经济性后果研究,为增强国有资本活力,促进混合所有制经济发展提供经验证据。

1.2 理论分析与研究假设

1.2.1 国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响

绿色技术创新是推进绿色可持续发展的重要动力,通过异质性知识有机重组推动生产工艺、产品制造绿色改进,从而实现提高能源利用效率、保护生态环境的目的[15]

(1)国有股权参与能够为民营企业引进新的知识技术,异质性知识吸收重组对企业绿色技术创新能力具有重要促进作用。Lei等[16]研究认为,绿色技术创新需要整合不同类型生产技术知识,特别是要吸收外部技术知识,在研发制造新产品、降低生产成本的同时,缓解对生态环境的不利影响,实现成本压缩与环境保护的总效用最大化目标。根据知识基础理论,企业掌握的知识资源是创新能力的基础,但民营企业技术储备不足,薄弱的冗余资源沉淀不利于绿色研发的持续开展[17]。国有股权参与有利于打破不同创新主体间的技术壁垒,促使异质性资源融合,从而增加民营企业多样化知识储备[13]。同时,国有股权持股比例、参与程度越高,异质性绿色创新要素在民营企业与国有资本间的流动越充分,越有利于民营企业对外部知识信息进行内化吸收,从而进一步转化为绿色创新产出。具有较强绿色创新能力的国有股权参与,通过推动异质性知识、传统生产工艺与环境研发技术重组,能够有效提升民营企业绿色技术创新能力。

(2)国有属性决定国有股权既有经济目标也有社会目标,国有股权具有较强的意愿促进民营企业绿色创新并履行社会生态责任。私有产权具有追逐利益最大化的天然属性,而绿色技术创新具有显著环境溢出特征。民营企业绿色产品研发需要承担较高的研发风险和创新成本,却难以获得环境创新全部的利润,而且绿色技术创新带来的社会效益短期内较难转化为经济价值。风险与期望收益不匹配、偏低的经济投入产出比,严重抑制了民营企业绿色技术创新意愿。国有性质决定国有股权在获取经济效益的同时,必须注重社会效益。因此,国有股权参与有助于敦促民营企业承担环境责任,抑制民营企业以牺牲生态环境为代价获取短期私利的动机。国有股权参与带来的资源支持,有助于缓解民营企业因履行社会责任而对创新资源的“挤占”效应,进而缓解外部性溢出造成的绿色创新激励不足问题,从而促进民营企业绿色技术创新。此外,国有股权有利于民营企业私有产权保护,尤其是在制度环境较差地区,国有股权参与可以缓解民营企业绿色技术创新知识外部性问题,从而增强民营企业绿色创新意愿。

(3)国有股权参与通过缓解民营企业委托代理问题优化创新资源配置,从而促进民营企业绿色创新。Amore &Bennedsen[18]发现,治理水平较高的企业拥有较多的绿色专利产出;王旭和王兰[19]认为,大股东利益攫取会抑制政府补贴对绿色创新的促进作用。根据委托代理理论,股权结构是现代企业治理的核心,而民营企业第二类代理问题较为突出,绿色技术创新的低可比性特征容易引发中小股东对大股东“掏空”行为的担忧,从而抑制绿色创新决策。一方面,国有股权参与有利于形成相互制衡的股权结构,抑制民营大股东私利攫取行为;另一方面,国有股权参与提供的隐性政府担保有利于缓解中小股东压力[12],进而降低委托代理成本,形成环境—技术研发创新合力。综上分析,本文提出如下假设:

H1:国有股权参与有利于民营企业绿色技术创新。

1.2.2 吸收能力的中介效应

多样化异质性知识只有被企业吸收内化后,才能转化为绿色技术创新动力。Zahra &George[5]将吸收能力分为潜在吸收与现实吸收两个阶段,并将其定义为企业获取、内化、转换及利用知识的动态过程。国有股权参与有助于民营企业技术知识吸收能力提升。首先,国有股权参与可以提供异质性信息与知识技术,有利于民营企业获取和吸收外部高价值创新要素,增加知识储备与技术存量。由此,民营企业能够充分整合、内化知识技术要素,提升创新储备深度与广度,进而增强自身潜在吸收能力。其次,国有股权参与提供的资源优势能够帮助民营企业增强自身绿色技术研发能力[13],将丰富的异质性资源与多样化知识转换为市场竞争优势,研发绿色新型产品,从而提高现实吸收能力。

高水平吸收能力对于民营企业绿色创新能力提升具有重要意义。Rennings &Rammer[20]认为,企业缺乏吸收能力会制约绿色创新效率提升。较强的知识吸收能力有助于增强民营企业环境适应能力[21]。混合所有制背景下,国有股权参与可为民营企业带来优质的股东资源和绿色创新要素,从而提升民营企业绿色创新能力。但上述外源性技术与融资资源,尤其是部分绿色技术知识,需要民营企业借助吸收能力将其与原有知识有机整合,才能充分内化为企业竞争优势,从而提高绿色技术创新能力[5]。同时,较高的吸收能力可以帮助民营企业快速响应外部环境治理与市场需求变化,在面对政府环境管制、舆论压力等外在冲击时具有更好的绿色创新表现。因此,本文提出如下假设:

H2:吸收能力在国有股权参与与民营企业绿色技术创新间发挥中介效应。

1.2.3 分析师跟踪对中介效应的调节

分析师既是资本市场中重要的信息中介,也是企业外部环境治理的重要组成部分,利益相关者治理压力是促进企业绿色创新水平提升的动力[10]

(1)国有股权参与对吸收能力的积极作用受分析师跟踪的影响。一方面,完善的外部制度环境有助于强化国有股权参与对民营企业吸收能力的促进作用。在混合所有制背景下,政府背景的国有资本参股显著强化了民营企业政治关联[12]。分析师关注程度提高有助于改善企业外部环境,压缩政治寻租空间[4],督促企业借助国有股权参与带来的知识技术与创新要素整合内外部研发资源,从而有效提升企业吸收能力。另一方面,企业外源性知识内化、转换和利用过程具有较强的动态性与较低的可见性,企业与投资者间的信息不对称会加大外部融资难度,而融资约束会抑制企业内化创新要素、增强吸收能力等行为的持续性。分析师跟踪有助于企业组织透明度提升,通过实地调研获取并及时发布的知识与创新活动信息有助于外部投资者了解产品研发进展,进而降低融资成本,提升企业吸收能力。因此,本文提出如下假设:

H3a:分析师跟踪有利于强化国有股权参与与吸收能力的关系。

(2)分析师跟踪在“国有股权参与—吸收能力—绿色技术创新”三者间发挥调节作用。一方面,根据合法性理论,积极开展绿色创新活动有助于企业缓解外部环境治理压力,从而增强自身组织合法性。作为外部环境治理的重要组成部分,分析师跟踪等利益相关者的治理压力,能够抑制企业以牺牲环境利益获取短期经济效益的行为,督促企业更好地利用吸收能力,优化绿色创新资源配置,从而提高绿色技术创新水平。另一方面,绿色技术创新的低可比性为民营企业通过政治寻租减轻自身环境规制压力和污染惩罚力度,甚至通过迎合式研发骗取政府环保补贴提供了可操作空间[12]。分析师作为信息中介,能够有效抑制民营企业借助政治关联挤占绿色创新资源,进而谋取超额收益的寻租行为。民营企业为获取环境规制下的市场合法性竞争优势,必须积极开展绿色创新活动,充分发挥国有股权参与对吸收能力的促进作用。此外,分析师跟踪能够向外界传递民营企业绿色创新信息,塑造企业环保形象[22],缓解绿色创新双重外部性导致的企业激励性不足问题,增强企业绿色创新意愿,进而强化国有股权参与对民营企业绿色技术创新的促进作用。由此,结合H2和H3a的阐述,本文提出有调节的中介效应假设:

H3b:分析师跟踪正向调节吸收能力在国有股权参与与民营企业绿色技术创新间的中介效应。

综上所述,本文构建理论模型如图1所示。

图1 理论模型
Fig.1 Theoretical model

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文以2013—2021年中国制造业民营上市公司作为初始样本,并对其进行如下处理:①剔除保险金融行业样本;②剔除ST类、PT类等经营业务不稳定的样本;③剔除缺少重要数据或异常值的样本。此外,对所有连续变量进行上下1%缩尾处理,以避免极端值对研究结果的干扰。最终,得到9 365个公司—年度样本观测值。民营制造企业绿色专利申请数据主要来自于CNRDS绿色专利数据库,并通过手工检索、查找民营上市公司绿色专利条目进行补充。国有股权参股数据来自年报中十大股东信息,其余相关数据来自国泰安数据库。

2.2 研究方法与模型设定

对于被解释变量为绿色专利申请数据的计数变量,一般使用泊松回归模型或负二项回归模型进行检验。本文样本期内,被解释变量的方差大于均值,不满足泊松回归方差和均值相等的假设。负二项模型检验结果显示,在5%显著性水平上拒绝“alpha=0”的原假设(对应泊松回归),因而选择负二项回归。因此,为检验国有股权对民营企业绿色创新水平的影响,以及吸收能力的中介效应,借鉴温忠麟[23]的中介效应检验程序,本文构建负二项回归模型,如式(1)~(3)所示。

E(Gpatt+1)=exp(α+βStatet+γControlst+∑Year+∑Ind+ε)

(1)

AbsorpCt=α+βStatet+γControlst+∑Year+∑Ind+ε

(2)

E(Gpatt+1)=exp(α+βStatet+ωAbsorpCt+γControlst+∑Year+∑Ind+ε)

(3)

上述模型中,模型(1)检验国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响,并对自变量和控制变量作滞后一期处理以缓解变量间可能存在的内生性问题。模型(2)和模型(3)考察吸收能力在二者间的中介效应。

为验证假设H3a和H3b,本文构建如下模型检验有调节的中介效应(调节前半路径)[24-25]

E(Gpatt+1)=exp(α+βStatet+μStatet*AnalystFt+δAnalystFt+γControlst+∑Year+∑Ind+ε)

(4)

AbsorpCt=α+βStatet+μStatet*AnalystFt+δAnalystFt+γControlst+∑Year+∑Ind+ε

(5)

E(Gpatt+1)=exp(α+βStatet+μStatet*AnalystFt+δAnalystFt+ωAbsorpCt+γControlst+∑Year+∑Ind+ε)

(6)

式中,State*AnalystF为国有股权参与与分析师跟踪的交乘项。首先,检验模型(4)的交乘项系数μ,考察分析师跟踪对国有股权参与与绿色技术创新关系的调节作用;其次,检验模型(5)中的交乘项系数μ和模型(6)中的中介变量系数ω,如果显著,则有调节的中介效应(调节前半路径)成立。

2.3 变量定义

(1)被解释变量:绿色技术创新(Gpat)。相比于R&D投入,绿色专利可以更为准确地判断企业绿色创新能力和创新质量。同时,专利授权数量受申请机构工作效率等外部因素影响,具有一定的时间滞后性。因此,参考卢建词和姜广省[1]的研究成果,本文使用绿色专利申请数量衡量企业绿色技术创新水平。同时,在稳健性检验中,使用企业绿色专利申请总数量加1的自然对数衡量企业绿色技术创新水平。

(2)主要解释变量:国有股权参与(State)。本文从上市公司年报中提取民营制造企业国有股权参与信息,借鉴罗宏和秦际栋[13]的研究成果,分别从是否存在国有股权参与(State1)、国有股权持股比例(State2)两个维度加以衡量。

(3)中介变量:吸收能力(AbsorpC)。现有研究大多以创新投入或创新产出衡量吸收能力[26]。例如,Tsai[27]认为,创新投入是吸收能力形成的必要条件,能够反映企业内部创造和外部获取知识的能力与意愿。参考陈怀超等[28]的研究成果,本文以研发支出与企业总资产的比值衡量企业吸收能力,并以研发支出与主营业务收入的比值作稳健性检验。

(4)调节变量:分析师跟踪(AnalystF)。以分析师跟踪人数+1的自然对数衡量,反映企业受分析师和市场关注的程度。

(5)控制变量。为充分研究绿色技术创新的影响因素,从企业财务绩效、治理结构及环境特征3个方面选取控制变量,具体定义见表1。

3 实证结果与讨论

3.1 描述性统计

表2 为主要变量描述性统计结果。在9 365个样本中,企业绿色专利申请数量的均值仅为1.928,标准差为12.545,表明中国民营企业绿色创新水平普遍偏低,且样本企业间差异较大。从国有股权参与看,接近50%的制造业民营上市公司存在国有股权参与(State1),且国有股权持股比例(State2)在不同民营企业间存在显著差别。从分样本看,有国有股权参与的民营企业绿色专利平均申请数量显著高于没有国有股权参与的样本企业。这一结果初步表明,国有股权参与有利于民营企业绿色技术创新。总样本中,吸收能力的均值为0.026,分析师跟踪的平均值为1.348。相较于没有国有股权参与的样本企业,国有股权参与样本企业中,分析师关注度更高。其它控制变量分布均在合理范围内。

3.2 相关性分析

变量间相关性检验结果如表3所示。由表3可知,左下角为Pearson相关,右上角为Spearman相关,被解释变量企业绿色技术创新水平(Gpat)与主要解释变量国有股权参与的两个衡量指标State1、State2均表现为显著正相关。上述结果初步表明,国有股权参与有助于民营企业绿色技术创新水平提升。State1、State2的相关系数分别为0.946和0.533,均在1%水平上显著,说明二者具有较强的关联性。同时,吸收能力作为中介变量,分析师跟踪作为外部环境治理的调节变量,也与企业绿色技术创新显著正相关。

表1 变量定义
Tab.1 Variable definitions

变量类型变量名称变量符号变量说明被解释变量绿色创新水平Gpat国有企业绿色专利申请数量解释变量国有股权参与State1前十大股东是否含有国有股权,若是取1,否则取0State2前十大股东中国有股权持股比例中介变量吸收能力AbsorpC研发投入/总资产调节变量分析师跟踪AnalystF当年分析师跟踪人数+1取自然对数控制变量资产规模Size企业总资产的自然对数资产负债率Lev总负债/总资产资产收益率Roa净利润/总资产现金流量Cash经营活动产生的现金流量净额公司成长性Growth主营业务收入的年增长率公司上市年限Age企业上市时间加1取自然对数两职合一Dual董事长总经理是否两职合一,若为同一人取值为1,否则为0董事会规模Board董事会总人数加1取自然对数行业竞争度HHI行业赫芬达尔指数环保补贴Ensub企业历年政府补助附注中与环境有关的补助金额取自然对数行业Ind行业虚拟变量,制造企业依据前两位行业代码分类(2012版证监会行业分类代码)年度Year年度虚拟变量

表2 变量描述性统计结果
Tab.2 Variable descriptive statistical results

变量总样本观测值平均值标准差无国有股权参与观测值平均值标准差有国有股权参与观测值平均值标准差Gpat9 3651.92812.5455 2191.58513.6294 1462.35911.016State19 3650.4430.4975 2190.0000.0004 1461.0000.000State29 3651.8263.8475 2190.0000.0004 1464.1254.893AbsorpC9 3650.0260.0185 2190.0260.0174 1460.0260.018AnalystF9 3651.3481.1435 2191.1161.0804 1461.6391.152Size9 36521.8920.9805 21921.6750.8964 14622.1651.014Lev9 3650.3620.1715 2190.3540.1714 1460.3730.171Roa9 3650.0460.0645 2190.0430.0644 1460.0490.064Cash9 3650.0560.0645 2190.0520.0634 1460.0600.065Growth9 3650.1870.3335 2190.1890.3454 1460.1840.317Age9 3651.8590.7335 2191.6770.7304 1462.0890.670Dual9 3650.4040.4915 2190.4260.4954 1460.3770.485Board9 3652.1930.16252192.1810.1614 1462.2090.161HHI9 3650.1650.0715 2190.1660.0764 1460.1640.064Ensub9 3652.5875.1435 2192.2134.7984 1463.0575.511

注:***、**、* 分别表示相关系数在1%、5%、10%水平上显著,下同

表3 主要变量相关性分析结果
Tab.3 Descriptive correlation analysis of the major variables

变量GpatState1State2AbsorpCAnalystFGpat10.044***0.044***0.192***0.152***State10.031***10.946***0.0140.226***State20.030***0.533***10.0070.217***AbsorpC0.093***0.0030.031***10.125***AnalystF0.115***0.227***0.078***0.124***1

3.3 回归结果与分析

表4为国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响,以及吸收能力的中介效应检验结果。其中,模型(1)基于负二项回归模型,考察国有股权参与能否促进民营企业绿色技术创新。第(1)(2)列中,国有股权参与的衡量指标L.State1、L.State2的回归系数分别为0.329、0.037,且均在1%的显著性水平上显著。上述结果说明,国有股权参与后,民营企业绿色专利产出增加,且国有股权持股比例越高,越有助于民营企业绿色技术研发,假设H1得到验证。

模型(2)考察国有股权参与对民营企业吸收能力的影响。从回归结果可以看到,国有股权参与衡量指标(L.State1、L.State2)均在1%显著性水平上为正,表明民营企业吸收能力与国有股权参与、国有股权持股比例显著正相关。

进一步根据模型(3)分析吸收能力在国有股权参与与民营企业绿色技术创新间的中介效应。参考温忠麟[23]的中介效应检验方法,依次检验发现,模型(1)~(3)中国有股权参与与吸收能力的回归系数均显著为正。相比于模型(1),模型(3)在控制中介变量(吸收能力)后,国有股权参与对民营企业绿色技术创新依然具有显著促进作用,而且回归系数变小、显著性水平降低,说明吸收能力部分中介国有股权参与对民营企业绿色技术创新的促进作用。此外,对中介效应进行Sobel检验发现,Sobel Z值分别为4.489和5.565,且中介效应均在1%水平上显著,说明研究结果具有稳健性。以上结果表明,国有股权参与能够显著促进民营企业绿色技术创新,并且该作用部分通过提升民营企业吸收能力实现。由此,本文研究假设H2得到验证。

表4 国有股权参与、吸收能力与民营企业绿色技术创新回归结果
Tab.4 Regression results of state-owned equity participation, absorptive capacity and private enterprises green technology innovation

变量模型(1)Gpat(1)(2)模型(2)L.AbsorpC(3)(4)模型(3)Gpat(5)(6)L.State10.329***0.002***0.319***(4.461)(5.544)(4.431)L.State20.037***0.001***0.018*(3.774)(6.115)(1.781)L.AbsorpC24.952***24.443***(10.998)(10.655)L.Size0.168***0.181***-0.002***-0.001***0.171***0.174***(6.345)(6.776)(-5.732)(-5.245)(6.513)(6.570)L.Lev3.790***3.649***0.004**0.003**3.818***3.787***(14.888)(14.220)(2.511)(2.052)(15.306)(15.135)L.Roa5.469***5.656***0.026***0.026***4.701***4.969***(7.837)(8.142)(5.583)(5.647)(6.624)(6.990)L.Cash0.8200.9240.029***0.029***0.4850.577(1.322)(1.487)(7.746)(7.886)(0.779)(0.922)L.Growth-0.127-0.1130.002**0.002**-0.104-0.096(-1.106)(-0.981)(2.433)(2.454)(-0.920)(-0.848)L.Age-0.408***-0.392***-0.002***-0.002***-0.429***-0.386***(-6.990)(-6.734)(-4.990)(-5.183)(-7.448)(-6.730)L.Dual0.0290.0300.002***0.002***-0.123*-0.120*(0.394)(0.413)(5.684)(5.769)(-1.709)(-1.667)L.Board-1.683***-1.791***-0.002-0.002*-1.791***-1.806***(-8.265)(-8.638)(-1.338)(-1.862)(-8.856)(-8.791)L.HHI-13.667***-13.531***0.0070.008-14.731***-14.776***(-5.691)(-5.640)(0.669)(0.693)(-6.231)(-6.234)L.Ensub-0.005-0.003-0.000**-0.000**0.0010.001(-0.734)(-0.520)(-2.372)(-2.330)(0.206)(0.132)Constant-16.508-16.5750.046***0.044***-16.816-16.258(-0.026)(-0.024)(7.310)(7.197)(-0.027)(-0.034)lnalpha1.958***1.959***1.900***1.906***(64.899)(64.965)(62.140)(62.424)Ind&YearYesYesYesYesYesYesN7 5617 5617 5617 5617 5617 561Wald-chi2/Adj-R21 128.6441 116.4110.1240.1271 218.6991 193.608

3.4 分析师跟踪对中介效应的调节

表5为分析师跟踪对吸收能力中介效应的调节作用检验结果。由模型(4)可知,国有股权参与与分析师跟踪的交互项L.State1*L.AnalystF、L.State2*L.AnalystF的回归系数分别为0.155、0.027,均在1%水平上显著,表明分析师跟踪调节国有股权参与对绿色技术创新的直接效应,即分析师跟踪程度越高,越有助于强化国有股权参与对民营企业绿色技术创新的促进作用。模型(5)中,国有股权参与与分析师跟踪的交乘项系数均显著为正;模型(6)中,吸收能力AbsorpC的系数在1%水平显著。由此证明,有调节的中介效应成立,且调节的是前半路径。上述结果说明,随着外部环境治理水平提升,民营企业充分利用国有股权参与带来的资源获取优势,增强绿色技术创新意愿,进而提高绿色技术创新能力。因此,本文研究假设H3a和H3b得到验证。

表5 分析师跟踪的调节作用检验结果
Tab.5 Mediating effect of the analyst following

变量模型(4)Gpat(1)(2)模型(5)L.AbsorpC(3)(4)模型(6)Gpat(5)(6)L.State1*L.AnalystF0.155***0.001*0.113*(2.593)(1.920)(1.898)L.State2*L.AnalystF0.027***0.001*0.022***(3.518)(1.825)(2.616)L.State10.143*0.002***0.170**(1.936)(2.995)(2.333)L.State20.016*0.001***0.005(1.661)(5.613)(0.554)L.AnalystF0.337***0.414***0.003***0.004***0.291***0.360***(7.239)(11.554)(12.608)(17.491)(6.294)(10.042)L.AbsorpC21.348***20.746***(9.470)(9.098)Constant-16.748-17.2690.084***0.085***-17.164-15.864(-0.026)(-0.020)(12.922)(13.230)(-0.024)(-0.042)lnalpha1.907***1.904***1.865***1.866***(62.553)(62.417)(60.584)(60.656)ControlsYesYesYesYesYesYesInd&YearYesYesYesYesYesYesN7 5617 5617 5617 5617 5617 561Wald-chi2/Adj-R21 233.6311 226.6720.1580.1631 293.4211 278.983

4 稳健性检验

(1)变量与模型替换。首先,使用变量替换方法检验回归结果的稳健性,参考朱于珂等[9]的研究成果,以绿色专利授权数量(Gpatg)代替申请数量(Gpat)衡量企业绿色技术创新水平。其次,使用双向固定效应模型替换负二项回归模型对样本进行检验,并对被解释变量绿色专利申请数量加1取对数(LnGpat),稳健性检验结果见表6。此外,本文以研发投入/营业收入的比值衡量企业吸收能力[28],检验结果与前文一致,吸收能力仍发挥部分中介效应,通过稳健性检验,结果备索。

(2)样本选择偏误等内生性问题处理。首先,本文将观测窗口由t+1延长至t+2期(FGpat),在考虑专利申请滞后期的同时,进一步考察国有股权参与对企业绿色创新促进作用的持续性。其次,为缓解国有股权参与可能存在的反向因果问题,本文基于PSM使用近邻匹配方法为存在国有股权参与的民营企业寻找配对样本,从而进一步检验国有股权参与对民营企业绿色技术创新的影响。再次,只保留国有股权参与企业样本,检验国有股权持股比例对企业绿色创新的影响。最后,采用Heckman两阶段回归检验国有股权持股比例对民营企业绿色创新绩效的影响,参考肖小虹和潘也[29]的研究成果,以滞后两期同行业其它公司国有股权持股比例的均值为工具变量。结果发现,同行业其它公司国有股权持股比例越高,越有利于激励本公司积极引入国有资本,满足工具变量的相关性要求。同时,其它公司国有股权持股比例与本公司绿色创新水平不具有直接关系,满足外生性要求。回归结果见表7,结果均支持本文研究结论。

表6 替换解释变量与回归模型
Tab.6 Substitution of the explanatory variables and regression models

变量替换变量衡量Gpatg(1)(2)替换模型回归LnGpat(3)(4)L.State10.341***0.075***(4.724)(4.036)L.State20.024**0.006**(2.451)(2.484)Constant-16.409-15.693-3.432***-3.532***(-0.026)(-0.035)(-11.072)(-11.569)lnalpha1.824***1.831***(54.708)(55.031)Ind&YearYesYesYesYesControlsYesYesYesYesN7 5617 5617 5617 561Wald-chi2/Adj-R21 058.8321 038.377 0.1190.118

表7 内生性控制结果
Tab.7 Endogeneity control results

变量t+2期FGpat(1)(2)PSM后样本Gpat(3)存在国有股权参与样本Gpat(4)Heckman两阶段Gpat(5)(6)L.State10.283***0.308***0.292***(3.419)(4.082)(3.521)L.State20.033***0.016*0.040***(2.985)(1.808)(3.652)Imr-1.335***-1.535***(-5.516)(-6.324)Constant-16.676-15.973-15.323-15.779-16.981-17.637(-0.021)(-0.027)(-0.041)(-0.025)(-0.020)(-0.015)lnalpha1.970***1.971***1.962***1.860***1.923***1.922***(58.054)(58.098)(62.379)(43.960)(56.036)(55.977)Ind&YearYesYesYesYesYesYesControlsYesYesYesYesYesYesN6 0156 0156 9683 5296 0156 015Wald chi2935.524928.7281 066.678731.4871 030.8911 025.705

5 拓展性分析

前文检验表明,国有股权参与能够有效促进民营企业绿色技术创新。由于国有资本的特殊属性与企业所处制度环境的异质性,混合所有制改革需要在企业资源禀赋的基础上,结合行业特点、市场环境分类推进。只有因企施策、因业施策和因地施策,才能更好地促进混合所有制经济健康发展。中央国有股权与地方国有股权承担的社会公益性职能存在一定的差异[30],行业特征对企业技术研发意愿具有较大的影响,经济政策不确定性也会影响企业绿色研发投资的持续性。基于此,本文从参股国有股权特点、行业特征和经济政策不确定性等角度,进一步检验不同情境下国有股权参与对民营企业绿色技术创新的异质性影响。

5.1 参股国有股权分层检验

考虑到中国不同层级单位资源调动能力与所承担的非经济性任务存在差异,本文依据隶属层级将参股国有股权划分为中央国有股权与地方国有股权[30],将有国有股权参与的民营企业样本中前十大股东存在中央国有股权的企业界定为中央国有股权参与样本企业,否则为地方国有股权参与样本企业,分组检验结果见表8。由表8可以看到,在模型(1)中央国有股权参与样本中,国有股权参与与绿色技术创新的回归系数为0.026,且在5%水平显著为正;在模型(2)地方国有股权参与样本中,国有股权参与与绿色技术创新的回归系数并不显著。上述结果表明,存在中央国有股权时,国有股权参与能够显著促进民营企业绿色技术创新,但只有地方国有股权时这一影响并不显著。中央国有股权可以为民营企业提供更多资源支持,进而提高企业吸收能力,促进绿色技术创新。此外,中央国有股权在完成经济性任务的同时,需要承担更多社会责任,相比于地方国有股权,更注重环境效益,也更能促进民营企业绿色创新能力提升。

表8 中央国有股权与地方国有股权检验结果
Tab.8 Central state-owned equity and local state-owned equity

变量(1)(2)中央国有股权参与地方国有股权参与L.State20.026**-0.005(1.964)(-0.233)Constant-15.527-14.035(-0.024)(-0.023)lnalpha1.807***1.937***(38.392)(19.514)ControlsYesYesInd&YearYesYes Obs.2 726803Wald-chi2652.579110.955组间差异0.033**

5.2 行业异质性检验

根据2010年生态环境部颁布的《上市公司环境信息披露指南》[31],进一步将研究样本分为高污染行业企业和低污染行业企业,分析不同行业特征下国有股权参与对民营企业绿色技术创新的差异化影响,检验结果如表9所示。由表9可以看到,国有股权参与(State1、State2)的系数在不同分组下显著为正,表明无论企业是否属于高污染行业企业,国有股权参与均能有效促进企业绿色技术创新。但当企业属于高污染行业企业时,国有股权参与的回归系数值更大且显著性更强,组间差异系数均在1%水平显著。上述结果表明,当企业为高污染行业企业时,国有股权参与对民营企业绿色技术创新的促进作用更为显著。相较于低污染行业企业,高污染行业企业长期受到较大的限污减排压力,绿色技术研发意愿更强,也具备更好的绿色研发知识基础。在上述情况下,国有股权参与带来的绿色创新资源支持有助于促进高污染行业企业绿色研发活动开展,从而提高企业绿色技术创新水平。

表9 高污染行业与低污染行业检验结果
Tab.9 Heavy pollution industries and micropollution industries

变量 (1) (2) (3) (4)高污染行业企业低污染行业企业高污染行业企业低污染行业企业L.State10.480***0.356***(3.976)(3.847)L.State20.063***0.028**(3.627)(2.338)Constant-13.542-15.990-13.847-16.523(-0.036)(-0.025)(-0.029)(-0.019)lnalpha1.969***1.835***1.969***1.840***(37.001)(49.264)(36.989)(49.432)ControlsYesYesYesYesInd&YearYesYesYesYesObs.2 9724 5892 9724 589Wald-chi2244.4511 062.473243.9471 047.438组间差异0.000***0.000***

5.3 经济政策不确定性分组检验

经济政策不确定性对企业绿色研发投资的持续性具有重要影响,本文使用中国宏观经济政策不确定性指数衡量企业所处环境政策不确定性。当经济政策不确定性指数大于中位数时,则认为企业所处环境经济政策不确定性程度较高,否则为低经济政策不确定性环境,分组检验结果如表10所示。由表10可知,当经济政策不确定性程度较高时,国有股权参与的回归系数系数值更大且显著性更强,通过了组间差异检验。上述结果表明,相比于低经济政策不确定性环境,高经济政策不确定性环境下的民营企业更加需要国有股权参与提供的创新资源支持和隐性政府担保,而且国有股权持股比例与参与程度越高,企业绿色技术创新水平提升越显著。

表10 高经济政策不确定性与低经济政策不确定性检验结果
Tab.10 High economic policy uncertainty and low economic policy uncertainty

变量 (1) (2) (3) (4)高政策不确定性低政策不确定性高政策不确定性低政策不确定性L.State10.412***0.215**(4.006)(2.009)L.State20.039***0.032**(3.054)(2.079)Constant-15.782-14.682-15.175-15.495(-0.026)(-0.036)(-0.033)(-0.024)lnalpha1.972***1.916***1.980***1.911***(45.368)(45.366)(45.643)(45.181)ControlsYesYesYesYesInd&YearYesYesYesYesObs.4 1613 4004 1613 400Wald-chi2577.837583.339565.602585.144组间差异0.000***0.000***

6 结语

6.1 研究结论

激发非国有企业绿色创新动力,促进非国有经济绿色转型发展是中国经济高质量发展的重要课题。本文基于积极发展混合所有制经济的改革背景,以2013—2021年中国制造业民营上市公司为研究样本,考察外部环境治理的调节下,国有股权参与通过吸收能力对民营企业绿色技术创新的影响,得到以下主要结论:

(1)国有股权参与有效促进民营企业绿色技术创新,而且国有股权持股比例越高,促进作用越显著。

(2)吸收能力发挥部分中介效应,国有股权参与通过增强民营企业吸收能力促进异质性知识整合与重组,从而提高民营企业绿色技术创新水平。

(3)分析师跟踪等外部环境治理因素有助于发挥国有股权参与的资源获取优势,抑制政治寻租行为,并正向调节吸收能力在国有股权参与与绿色技术创新间的中介效应。

(4)从参股国有股权特点看,相比于地方国有股权,中央国有股权更能促进民营企业绿色技术创新;从民营企业特征看,当企业属于高污染行业企业或经济政策不确定性程度较高时,国有股权参与对民营企业绿色技术创新的促进作用更加显著。

6.2 研究贡献

本研究的主要边际贡献有:第一,丰富了混合所有制改革在企业绿色技术创新方面的相关研究。目前,鲜有研究考察国有股权参与对企业绿色创新的作用及影响机理。本文基于外部性理论与吸收能力理论,构建国有股权对绿色创新绩效的作用路径,将混改背景下股权治理研究视角从非绿色技术创新拓展至绿色技术创新。第二,为增强国有资本活力,促进混合所有制经济绿色可持续发展提供了新的经验证据。研究表明,国有资本进入民营企业既能充分发挥资源获取、产权保护等优势,又能推动制造企业绿色健康发展,从而促进企业绿色转型升级。

6.3 政策建议

(1)发展混合所有制经济,实现增量国有资本布局对促进经济可持续发展具有重要意义。一方面,推动国有资本入股民营企业有助于增强国有资本活力;另一方面,有助于提高民营企业绿色创新水平,对于促进混合所有制经济高质量发展,加快生态文明建设具有重要意义。

(2)外部治理环境是影响企业绿色创新行为的重要因素。政府可以通过吸引分析师关注、建立“亲清”政商关系等措施构建有效的监督治理体系,充分发挥混合所有制资本的优势,促进混合所有制经济健康发展。

(3)民营企业应努力提高自身吸收能力,主动探索与资源禀赋相适宜的混改方案。当企业属于高污染行业或政策不确定性程度较高时,积极吸引国有股权参与,特别是中央国有股权参与,能够显著促进企业绿色可持续发展。

6.4 不足与展望

本研究存在以下不足:首先,本文基于股权层面探讨了国有股权参与对民营企业绿色创新的影响,但部分国有资本也会派董事、监事、高级管理人员参与民营企业管理,后续可以从高层治理维度进行拓展研究。其次,本文依据隶属层级区分中央国有股权参与与地方国有股权参与,后续可以对国有股权作进一步区分,如经营实体类国有股权、特定功能类国有股权等。

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(责任编辑:张 悦)