The study selects the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2009 to 2023 as the research sample, and finally obtains 20 606 sample safter relevant screening and elimination. It is found that patient capital has a significant positive impact on the development of green technology innovation in enterprises, which is still valid after adopting a series of robustness tests and overcoming possible endogenous problems. As far as mechanism is concerned, ESG performance is an effective way for patient capital to influence enterprise green technology innovation, that is, the increase of patient capital can promote enterprise green technology innovation by improving ESG performance. Further heterogeneity shows that, as far as the enterprises' own characteristics are concerned, patient capital plays a more significant role in promoting the green technology innovation level of senior executives and mature enterprises. From the external environment of enterprises, patient capital plays a more significant role in promoting the green technology innovation of enterprises in areas with high financial development level and high media attention.
The research contribution of this paper is mainly reflected in the following aspects: Firstly, it broadens the relevant research on the economic consequences of patient capital. Although the concept of patient capital is mature at present, the research on its impact is still lacking. This paper extends its economic consequences to the level of enterprise green technology innovation. Under the guidance of current green development, it is of great practical significance to explore the influence of patient capital on enterprise green technology innovation. Secondly, from the perspective of patient capital, it supplements the relevant research on the influencing factors of enterprise green technology innovation. In recent years, with the policy support and guidance of patient capital in China, patient capital has played an increasingly important supporting role in the long-term value of enterprises, but few documents pay attention to the influence of patient capital on green technology innovation of enterprises. This paper empirically studies the influence of patient capital on enterprise's green technology innovation, and makes up for the gap in the existing literature regarding the influencing factors of enterprise green technology innovation. Thirdly, patient capital-enterprise ESG performance-green technology innovation is brought into a unified analysis framework, which verifies the mediating role of ESG performance in patient capital promoting enterprise green technology innovation. Deepening the knowledge and understanding of the inherent law of the influence of patient capital on green technology innovation of enterprises also provides empirical evidence for enterprises to make better use of external funds to improve ESG performance and realize green technology innovation.
党的二十届三中全会提出,“要完善生态文明基础体制,健全生态环境治理体系,健全绿色低碳发展机制”。走绿色创新道路已成为转变绿色发展方式的必然选择。作为我国社会经济的重要组成部分,企业绿色技术创新在推动绿色转型过程中扮演着重要角色。不同于一般性创新活动,企业绿色技术创新不仅具有典型投入沉没性、过程不可逆及产出不确定的长周期、高风险特征,还具有知识溢出与环境保护双重外部性特征。这使得企业在经济人假设下往往难以获得充足的创新资源开展绿色技术创新活动[1],更容易受到高调整成本和高融资成本的“双高”问题困扰。因此,如何正确引导和支持企业开展绿色技术创新,激发企业绿色创新活力成为推动生态文明建设中的关键议题。
面向绿色技术创新的研发资源是推进企业绿色技术创新的关键。众多学者对此展开了研究:宏观层面,绿色金融、政府补贴等均能为企业绿色技术创新提供资金支持[2-3];微观层面,数字化转型、高管团队特征、不确定性感知也能在某种程度上为企业提供所需资源,进而促进绿色技术创新[4-6]。事实上,作为我国现阶段资本市场的主要参与主体,外部投资者为企业发展提供了较强的助力,其金融市场参与行为能够显著降低企业资本成本[7],促进创新效率提升[8],缓解管理者短视[9],最终有利于提升企业价值[10]。但受限于各种因素,投资者也可能侵占目标企业利益,产生“隧道挖掘效应”[11]。因此,如何更好地发挥投资者的市场功能,助力企业高质量发展,成为业界普遍关注的问题。作为注重长期投资和稳健回报的资本形式,耐心资本更关注企业长期发展潜力和价值创造能力,强调价值投资和责任投资。国内外学者们对此进行了研究,如Kaplan[12]认为,跨越经济周期性波动的特征使耐心资本能为企业长期发展提供持续稳定的资金来源;吴旻佳等[13]将耐心资本界定为以机构投资者为主的稳定型股权和以银行贷款为主的关系型债权。通过梳理相关研究发现,耐心资本具有以长期导向为主、风险承受能力强以及战略性和关系性等特征,这使得其更容易为企业长期和高风险项目提供资金支持。
资源基础理论认为,创新资源和能力在企业绿色技术创新过程中不可或缺[14]。耐心资本投资者的加入,不仅能发挥内部效应确保被投企业长期价值导向和治理有效性,还能发挥外部效应为被投企业吸引价值投资,为企业提供绿色创新所需资源和能力,最终对企业绿色技术创新产生影响。区别于传统资本的短期回报诉求,耐心资本是秉持长期主义、具有较强风险承受能力,且兼顾财务回报与社会效益的资本形态。长期投资视角下,耐心资本更加重视企业发展的可持续性,要求企业践行低碳转型,实现资源高效利用,并更加关注董事会独立性与反腐败机制,以及员工福利和社区发展等社会责任履行,从而提升企业ESG表现。而ESG表现提高可以改善企业排污效能、吸引绿色投资、确保决策透明和提高社会公众满意度,从而为提升企业绿色技术创新水平提供社会基础、资金及技术保障。基于此,本文提出以下问题:耐心资本如何影响企业绿色技术创新?耐心资本能否通过提升企业ESG表现促进企业绿色技术创新?现有文献鲜少关注上述问题,故对上述问题的系统回答即为本文研究动机。
本文以2009—2023年中国沪深A股上市公司为研究样本,实证分析耐心资本对企业绿色技术创新的影响,并进一步探讨其作用机制及异质性效应。本文可能的边际贡献如下:首先,基于技术进步视角研究耐心资本对企业绿色技术创新的影响,不仅拓展现有耐心资本经济后果的相关研究,而且为企业绿色技术创新影响因素研究提供新视角。其次,探讨并验证企业ESG表现在“耐心资本—绿色技术创新”间的中介作用,揭示耐心资本影响企业绿色技术创新的具体路径,为进一步发展壮大耐心资本规模,发挥耐心资本对企业长期价值项目的支持作用,助力企业绿色技术创新提供理论指导与经验证据。
绿色技术创新虽被视为推动企业可持续发展的重要动力,但其需要大量稳定的资金支持,且具有投入沉没性、过程不可逆及产出不确定等典型特征,因而风险较高。耐心资本以更长远战略作为投资评价标准[15],能够通过价值评估筛选出具有长期发展潜力的项目,即便该项目短期内无法带来收益。这为企业绿色技术创新活动开展提供了条件。
(1)耐心资本能够发挥其内部效应。长期机构投资者对企业创新产出具有显著促进作用,这是因为持股行为能够提升企业治理的有效性,为企业营造良好的创新环境。持股比例较高的持有人能够对企业战略适时调整,使其符合自身利益。耐心资本投资者注重长期价值,会积极引导企业开展绿色技术创新以实现其长期价值。为了保证未来收益,耐心资本投资者具有较强动机对企业管理层进行有效监管,以约束管理者投机行为和机会主义行为,进一步提高企业风险管控和内部治理水平,从而有利于绿色技术创新活动开展。
(2)耐心资本能够发挥其外部效应。信息不对称理论指出,相较于外部投资者,企业管理层更具有信息优势。考虑到投资者群体的信息接触面更广,而企业绿色技术创新项目需要结合市场前景、创新前沿、竞争态势等外部信息进行适当调整。秉持长期主义的耐心资本投资者可通过二级市场交易将其独有的外部信息及时、有效地反映到股票价格上,为企业制定绿色创新战略提供清晰、动态的市场坐标。同时,耐心资本投资者具有较高的声誉和行业地位,其与企业在资金与业务方面密切往来,会吸引更多投资者,并与企业形成相互信任的关系。随着更多投资者深度参与,企业股价信息将被更充分地挖掘,股票定价效率得以提升,由此释放的资本红利将为企业绿色技术创新注入持续的资金动能。
(3)作为追求长期价值回报的资本,耐心资本对短期经济波动具有较强的承受力[16],可视为“市场稳定器”。在与企业建立长期合作关系后,耐心资本投资者不会因短期业绩不佳而退出[17]。因此,相对于其他投资,耐心资本投资具有更强的稳定性。现代公司金融理论认为,资本稳定性和投资期限直接影响企业资本结构与风险偏好。凭借稳定的资源获取以及对不确定性的把控,耐心资本能够有效降低企业对市场波动的敏感度,确保其绿色技术创新活动顺利开展。综上,本文提出以下假设:
H1:耐心资本能够促进企业绿色技术创新。
企业ESG表现源于ESG理念下的管理实践,而ESG理念是关于环境、社会以及公司治理协调发展的可持续发展理念[18]。ESG表现从环境、社会责任和公司治理3个维度衡量企业发展的可持续性,与耐心资本长期性、持续性和抗风险性等特征相契合。相较于以短期回报为导向的传统资本,耐心资本更加重视企业可持续发展和长期价值创造,在改善企业环境表现、社会责任表现以及公司内部治理方面具有独特优势,成为推动企业绿色技术创新的重要力量。具体而言,耐心资本可能通过以下途径提升企业ESG表现,进而促进企业绿色技术创新。
(1)从环境表现看,普通投资对短期盈利的过度关注会迫使企业管理层削减环保投入以迎合短期目标。耐心资本的稳定性与持续性有助于缓解企业因短期盈利波动或外部融资环境变化带来的融资约束[19],为企业提供稳定的资金保障,降低绿色投资的财务风险,并通过减少股价波动压力或提供战略支持,促使企业将环境绩效纳入核心战略,进而改善环境表现。随着全球环保法规日趋严格,环境表现优异的企业往往能获得政策支持(如税收优惠、绿色补贴等),从而降低绿色技术研发成本与风险,促进绿色技术创新。
(2)从社会责任表现看,作为注重长期回报的社会责任投资资本,耐心资本实现长期稳定收益的前提是被投企业可持续发展,这与社会责任投资所倡导的目标高度契合。因此,耐心资本投资者通常鼓励被投企业积极履行社会责任[20],通过资本导向传递的价值观,促使被投企业将社会责任融入核心商业模式,在供应链发展和社区关系等社会责任领域持续投入,从而形成长期竞争力。社会责任表现提高有利于企业进一步获取外部利益相关者信任,增强企业公信力,更易获得具有环保理念投资者的青睐与支付溢价,从而确保绿色技术创新活动的持续性。
(3)从公司内部治理看,耐心资本投资者与企业构成长期利益共同体,其投资回报依赖于被投企业持续价值创造。因此,耐心资本具有更强动机参与企业治理[21]。通过风险规避和内部监督,耐心资本投资者能够掌握企业更多信息,降低内外部信息不对称程度,强化企业长期投资导向,促使企业完善内部治理结构与激励制度安排。完善的内部治理结构可以有效缓解代理问题,促使管理层重视长期效益,引导资源向绿色技术研发倾斜。此外,高效的内部治理体系能够协调股东、员工和社区等多元主体诉求,形成绿色技术创新合力。综上,本文提出以下假设:
H2:耐心资本能够通过提升企业ESG表现促进绿色技术创新。
综上所述,本文构建研究理论框架如图1所示。
图1 理论框架
Fig.1 Theoretical framework
为探究耐心资本对企业绿色技术创新的影响,本文构建以下模型:
Greeni,t=α0+α1×relate/stablei,t+∑Controlsi,t+∑YEAR+∑IND+ωi,t
(1)
其中,被解释变量为企业绿色技术创新(Green),解释变量为耐心资本(relate/stable),Controls为一系列控制变量,YEAR、IND表示年度和行业固定效应,ωi,t为模型中的随机扰动项。本文主要关注耐心资本的回归系数a1,若a1显著大于0,则本文假设H1得以验证。
2.2.1 被解释变量
绿色技术创新(Green)。参考齐绍洲等[22]的研究,本文选择上市公司当年绿色专利授权数量占当年专利申请总量的比值衡量。此外,在稳健性检验中,本文采用绿色专利申请数量加1取自然对数衡量绿色创新。
2.2.2 解释变量
耐心资本(relate/stable)。参考杨芳等[16]的研究,本文从关系型债权(relate)和稳定型股权(stable)两个维度衡量耐心资本。对于关系型债权,参考姜中裕等(2022)的做法,使用长期负债(长期借款、应付债券、长期应付款等)占负债总额的比值衡量,该比值越大,表明企业耐心资本占比越高;对于稳定型股权,借鉴周绍妮[23]的方法,按照平均换手率将机构投资者分为高、中、低3组,换手率越低,说明该机构投资者越稳定,据此计算每只股票中稳定型机构投资者的持股比例,该比例越高,说明企业耐心资本占比越高。
2.2.3 控制变量
借鉴吴旻佳等[13]、温磊等[24]的研究,本文选取以下8个企业层面变量作为控制变量:企业年龄(Age),使用企业成立年限表示;净资产收益率(ROE),采用净资产与总资产之比衡量;资产负债率(Lev),使用企业期末总负债与总资产的比值表示;固定资产占比(Fixed),使用固定资产占总资产的比重表示;独立董事占比(Index),使用独立董事人数占董事会人数的比重衡量;董事会规模(Member),使用董事会人数的自然对数值衡量;两职合一(Dual),若董事长和总经理兼任取值为1,反之则为0;第一大股东持股比例(Top1),采用第一大股东持股比例衡量。
2.2.4 中介变量
ESG表现(ESG)。参考王琳璘等[25]的研究,本文使用华证ESG指标度量企业ESG表现,将C~AAA九档评级分别赋值1~9,评级越高,表明企业ESG表现越好。
本文采用2009—2023年沪深A股上市公司数据作为研究样本,剔除关键变量数据缺失样本、金融类、保险类企业样本、ST或*ST标记等经营异常的企业样本,最终获得20 606个企业样本。本文数据主要来源于CSMAR数据库、CNRDS数据库以及Wind数据库,主要变量描述性统计结果如表1所示。
表1 主要变量描述性统计结果
Table 1 Descriptive statistical results of main variables
变量名称变量符号观测值平均值标准差最小值中位数最大值绿色技术创新Green20 6060.3521.0340.0000.0147.500关系型债权relate20 6060.1210.1480.0000.0590.631稳定型股权stable20 6060.0140.0250.0000.0030.139企业年龄Age20 6068.7166.7620.0007.00033.000净资产收益率ROE20 6060.0390.057-0.1860.0380.196资产负债率Lev20 6060.4140.1910.0560.4090.867固定资产占比Fixed20 6060.2170.1430.0070.1910.647独立董事占比Indep20 60637.5595.28433.33035.29057.140董事会规模Member20 6068.4861.6045.0009.00014.000两职合一Dual20 6060.3080.4620.0000.0001.000第一大股东持股比例Top120 60633.84514.2269.03031.68073.970
表2报告了耐心资本对企业绿色技术创新影响的回归结果。结果显示,在分别加入控制变量和行业年度固定效应后,解释变量系数大小虽有所变化,但符号与显著性水平保持不变,仍在1%水平上显著为正。这表明,耐心资本有利于促进企业绿色技术创新水平提升,初步验证了本文假设H1。
3.2.1 改变度量口径
采用已授权绿色专利数量占比衡量企业绿色创新可能存在滞后问题,本文参考王馨等[26]的做法,分别使用绿色专利申请总量、绿色发明专利申请总量以及实用新型绿色专利申请总量加1取对数衡量企业绿色创新。由表3可知,回归系数仍在1%水平上显著为正,进一步证明了结果的可靠性。
表2 基准回归结果
Table 2 Benchmark regression results
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)relate0.993∗∗∗0.854∗∗∗0.330∗∗∗(20.58)(16.50)(6.12)stable1.339∗∗∗1.145∗∗∗1.225∗∗∗(4.64)(3.93)(4.22)Age0.018∗∗∗0.019∗∗∗0.020∗∗∗0.019∗∗∗(16.05)(16.42)(16.78)(16.63)ROE0.034-0.0880.2080.100(0.26)(-0.64)(1.57)(0.74)Lev0.378∗∗∗0.526∗∗∗0.264∗∗∗0.312∗∗∗(8.78)(12.42)(5.88)(7.11)Fixed-0.450∗∗∗-0.210∗∗∗-0.162∗∗∗-0.073(-8.52)(-4.08)(-2.60)(-1.20)Indep0.0020.0030.004∗∗∗0.004∗∗∗(1.45)(1.63)(2.83)(2.73)Member-0.009∗-0.009∗0.0020.001(-1.76)(-1.72)(0.33)(0.16)Dual-0.021-0.020-0.012-0.012(-1.32)(-1.22)(-0.79)(-0.77)Top10.0010.0010.0010.001(1.09)(1.10)(1.27)(1.28)常数项0.232∗∗∗0.333∗∗∗0.011-0.028-0.334-0.335(25.20)(40.49)(0.12)(-0.31)(-1.02)(-1.02)行业/年份固定效应NONONONOYESYES样本量20 60620 60620 60620 60620 60620 606调整后R20.0200.0010.0450.0330.1320.131
注:括号内为回归系数t值,*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著,下同
表3 改变度量口径回归结果
Table 3 Regression results with changed measurement caliber
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)Green1Green1Green2Green2Green3Green3relate0.271∗∗∗0.256∗∗∗0.178∗∗∗(4.63)(4.95)(3.76)stable4.291∗∗∗3.869∗∗∗2.950∗∗∗(13.71)(13.99)(11.61)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项-3.093∗∗∗-3.119∗∗∗-2.393∗∗∗-2.416∗∗∗-2.655∗∗∗-2.673∗∗∗(-8.72)(-8.83)(-7.63)(-7.74)(-9.23)(-9.32)行业/年份固定效应YESYESYESYESYESYES样本量20 60620 60620 60620 60620 60620 606调整后R20.3140.3200.2740.2800.2890.293
3.2.2 剔除部分样本
为保证研究结论的可靠性,本文基于“时间—空间”维度剔除部分样本:一是鉴于2015年股市异常波动以及2020年新冠疫情的冲击,将上述年份样本作删除处理后,对式(1)重新回归。二是考虑到2017年专利申请统计标准变更,将该年份之前的样本剔除后,重新进行回归。三是剔除直辖市企业样本。直辖市金融发展水平与其他地区存在较大差别,故剔除注册地为直辖市的上市公司样本。表4结果显示,在剔除不同样本后,耐心资本促进企业绿色技术创新的研究结论仍然成立。
表4 剔除部分样本后的回归结果
Table 4 Regression results after excluding some samples
变量市场异常事件期(1)(2)专利申请统计标准变更(3)(4)直辖市(5)(6)relate0.380∗∗∗0.451∗∗∗0.286∗∗∗(6.57)(5.99)(5.23)stable1.357∗∗∗1.341∗∗∗0.899∗∗∗(4.49)(3.41)(2.99)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项-0.433-0.424-0.373-0.3210.018∗∗∗0.017∗∗∗(-1.31)(-1.28)(-1.60)(-1.38)(-0.41)(-0.39)行业/年份固定效应YESYESYESYESYESYES样本量17 96717 96712 69612 69617 06317 063调整后R20.1350.1340.1430.1420.1200.119
3.2.3 排除同期政策影响
耐心资本对企业绿色技术创新的促进作用可能是由同时影响二者的政策因素驱动产生的结果,即使得核心解释变量对被解释变量的作用系数在政策实施前后发生结构性变化,或者说两者拟合线发生弯折。为排除该影响,本文在基准回归中引入涉及绿色技术创新的3个政策变量,具体包括低碳城市试点[27]、环境保护税改革[28]和绿色金融政策[29]。表5显示,在分别控制上述单个政策因素后,回归结果不变,说明前文结论稳健。
为进一步检验结论的稳健性,本文还采取以下3种方法进行稳健性检验:首先,考虑到绿色专利呈现明显零值堆积与正值连续分布共存的混合特征,因而使用Tobit模型重新进行估计。其次,将企业是否开展绿色技术创新定义为虚拟变量后,采用Logit模型进行回归。最后,为进一步对数据作平滑处理,对所有连续型变量进行5%和95%的缩尾处理。表6显示,经过上述处理后,耐心资本的系数均显著为正,表明本文结论稳健。
表5 排除同期政策影响后的回归结果
Table 5 Regression results after excluding policy impact in the same period
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)relate0.328∗∗∗0.334∗∗∗0.330∗∗∗(6.09)(6.19)(6.13)stable1.167∗∗∗1.213∗∗∗1.225∗∗∗(4.02)(4.18)(4.22)低碳城市试点0.105∗∗∗0.103∗∗∗(6.37)(6.28)环境保护税改革0.045∗∗0.040∗∗(2.40)(2.14)绿色金融政策-0.023-0.023(-0.59)(-0.58)其余控制变量YESYESYESYESYESYES行业/年度固定效应YESYESYESYESYESYES样本量20 60620 60620 60620 60620 60620 606调整后R20.1340.1330.1330.1320.1320.131
表6 其余稳健性检验结果
Table 6 Results of the remaining robustness tests
变量Tobit模型(1)(2)Logit模型(3)(4)缩尾(5)(6)relate0.520∗∗∗0.236∗0.135∗∗∗(5.76)(1.85)(5.50)stable3.516∗∗∗6.234∗∗∗0.569∗∗∗(7.24)(8.73)(3.50)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项-10.571-10.434-20.218-20.277-0.158-0.157(-0.02)(-0.02)(-0.04)(-0.04)(-1.14)(-1.13)行业/年度固定效应YESYESYESYESYESYES样本量20 60620 60620 30320 30320 60620 606
3.3.1 调整固定效应
本文在原有行业和年度固定效应的基础上,分别控制省份和城市固定效应。为了避免不同年份、特定行业冲击可能造成的影响并缓解内生性问题,本文引入“行业×年度”的高阶联合固定效应。表7结果表明,耐心资本对企业绿色技术创新的影响显著为正,进一步验证了结论的可靠性。
表7 调整固定效应回归结果
Table 7 Regression results with regulated fixed effect
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)relate0.309∗∗∗0.309∗∗∗0.330∗∗∗(5.74)(5.65)(5.98)stable1.150∗∗∗0.987∗∗∗1.348∗∗∗(3.98)(3.39)(4.52)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项-0.278-0.282-0.574-0.5390.3420.252(-0.85)(-0.86)(-1.09)(-1.03)(0.20)(0.15)行业/年度固定效应YESYESYESYESYESYES省份固定效应YESYESNONONONO城市固定效应NONOYESYESNONO行业年度联合固定效应NONONONOYESYES样本量20 60620 60620 53920 53920 60620 606调整后R20.1430.1420.1540.1530.1310.131
3.3.2 PSM检验
为了缓解可能存在样本偏差导致的内生性问题,本文采取倾向得分匹配(PSM)方法提高结论的可靠性。将各控制变量作为协变量,采用0.01标准卡尺的最近邻匹配方法,进行1∶1最近邻匹配。表8列(1)(2)报告了按照耐心资本中位数进行分组的PSM检验结果。结果显示,耐心资本对企业绿色技术创新具有显著促进作用。
3.3.3 Heckman两阶段
本文被解释变量绿色技术创新存在为0的取值,因而将绿色技术创新定义为虚拟变量,若企业存在绿色技术创新,则赋值为1,否则为0,并将企业绿色技术创新的行业年度均值(Green_m)作为外生工具变量,同时将其他影响企业绿色技术创新能力的相关要素作为自变量,结果如表8列(3)~(5)所示。一阶段Probit回归结果显示,绿色技术创新能力的行业年度均值(Green_m)显著为正,说明同年度同行业其他企业绿色技术创新能力对单个企业绿色技术创新能力具有显著影响,二阶段耐心资本的回归系数依旧显著为正,表明在克服样本选择性偏误后,耐心资本促进企业绿色技术创新的结论依然成立。
表8 PSM与Heckman回归结果
Table 8 Results of PSM and Heckman regression
变量PSM(1)(2)GreenGreenHeckman(3)(4)(5)第一阶段第二阶段第二阶段Green_m0.573∗∗∗(9.239)relate0.216∗∗∗0.617∗∗∗(2.788)(6.130)stable1.426∗∗∗1.081∗∗(3.678)(2.027)IMR-1.432∗∗∗-1.433∗∗∗(-7.983)(-7.977)控制变量YESYESYESYESYES常数项-0.251-0.361-8.5244.121∗∗∗4.158∗∗∗(-0.779)(-0.860)(-0.048)(7.662)(7.718)行业/年度固定效应YESYESYESYESYES样本量9 51910 14320 30310 60710 607调整后R20.1300.1330.1790.1200.117
3.3.4 安慰剂检验
由于无法完全排除基准回归结果是偶然呈现显著的可能,因而基于安慰剂检验思想,对模型(1)中耐心资本与企业绿色技术创新的对应关系进行随机分配,并维持其余变量不变。具体而言,在原始数据集中剔除耐心资本并随机打乱,先将随机化的耐心资本合并至处理过的原始数据集,再引入模型(1)进行回归,上述过程重复500次。图2、图3显示,随机化后,估计系数密度分布基本服从标准正态分布,且耐心资本系数远离该密度分布。由此可知,基准回归结果并非偶然产生,从而验证了研究结论的稳健性。
3.3.5 工具变量法
在表9中,本文采用工具变量法减弱内生性问题的干扰。对于关系型债权,一方面借鉴吴旻佳等(2022)的研究,使用同行业其他企业关系型债权的中位数(IV_relate1)衡量,另一方面使用滞后一期关系型债权(IV_relate2)作为工具变量。对于稳定型股权,分别使用企业是否属于沪深300指数(IV_stable1)以及滞后一期稳定型股权(IV_stable2)作为工具变量,若企业当期属于沪深300指数则取1,否则取0。使用两阶段最小二乘法进行检验发现,回归结果通过不可识别和弱工具变量检验,且系数显著为正,意味着在一定程度上缓解因果倒置的内生性问题后,原结论依然成立。
图2 关系型债权安慰剂检验结果
Fig. 2 Placebo test results of relational creditor's rights
图3 稳定型股权安慰剂检验结果
Fig.3 Placebo test results of stable equity
表9 工具变量回归结果
Table 9 Regression results of in strumental variables
变量关系型债权第一阶段第二阶段稳定型债权第一阶段第二阶段IV_relate10.001∗∗(2.50)IV_relate20.690∗∗∗(111.99)IV_stable10.009∗∗∗(14.92)IV_stable20.565∗∗∗(82.02)耐心资本0.356∗∗∗2.639∗∗∗(4.01)(4.60)控制变量YESYESYESYES常数项0.089∗∗∗0.0460.017∗∗∗0.079(3.94)(0.20)(3.87)(0.35)行业/年度固定效应YESYESYESYES样本量14 87214 87214 87214 872调整后R20.6020.1400.4270.137Kleibergen-Paap rk LM statistic1 912.882{0.000}924.514{0.000}Cragg-Donald Wald F statistic6 274.498[19.93]3 900.181[19.93]
注:{ }中的数据为统计量的 p 值,[]中的数据为Stock-Yogo检验10%水平上的临界值
为验证企业ESG表现的影响机制,在基准模型的基础上,本文构建如下中介效应模型。
ESGi,t=β0+β1×relate/stablei,t+∑Controlsi,t+∑YEAR+∑IND+ωi,t
(2)
Greeni,t=β0+β1×relate/stablei,t+β2×ESG+∑Controlsi,t+∑YEAR+∑IND+ωi,t
(3)
其中,ESG代表企业ESG表现的机制变量,其余设定与模型(1)一致。模型(2)用于检验耐心资本对企业ESG表现的影响,模型(3)用于检验企业ESG表现在耐心资本对企业绿色技术创新影响过程中的中介效应。表10结果显示,耐心资本对企业ESG表现影响的估计系数在1%水平上显著为正,且通过Sobel检验。这表明,耐心资本能通过提升企业ESG表现促进绿色技术创新水平提升,验证了本文假设H2。
表10 企业ESG表现的中介效应检验结果
Table 10 Mediation effect of ESG performance of enterprises
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)GreenESGGreenGreenESGGreenrelate0.330∗∗∗0.385∗∗∗0.313∗∗∗(6.12)(7.60)(5.82)stable1.225∗∗∗3.579∗∗∗1.072∗∗∗(4.22)(13.18)(3.68)ESG0.043∗∗∗0.043∗∗∗(5.74)(5.69)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项-0.3342.251∗∗∗-0.430-0.3352.234∗∗∗-0.430(-1.02)(7.32)(-1.31)(-1.02)(7.28)(-1.31)行业/年度固定效应YESYESYESYESYESYES样本量20 60620 60620 60620 60620 60620 606调整后R20.1320.1160.1340.1310.1210.133Sobel 检验 4.078∗∗∗5.001∗∗∗
企业高管个人价值观、认知、能力等均可能对企业战略产生影响。高管绿色认知水平不仅能体现企业对当前环境问题的重视程度,也是将环境保护融入企业战略、运营和长期规划中的反映。本文参考李亚兵等[30]的研究,采用文本分析法,选取一系列与高管绿色认知水平相关的关键词,若企业当年上市公司中出现相关关键词则赋值为1,否则为0。由表11可知,耐心资本对绿色技术创新的促进作用在高管绿色认知水平较高企业中显著,在高管绿色认知水平较低企业中不显著,且通过组间系数差异检验。这表明,高管绿色认知水平较高企业更加注重自身长期绿色发展,更易获得耐心资本投资者关注与价值投资,从而为绿色技术创新活动提供资金支持,促进绿色技术创新水平提升。
表11 基于高管绿色认知水平的异质性分析结果
Table 11 Heterogeneity analysis results based on executives' green cognition levels
变量(1)(2)(3)(4)高管绿色认知水平较低高管绿色认知水平较高高管绿色认知水平较低高管绿色认知水平较高relate-0.0190.434∗∗∗(-0.24)(6.48)stable0.3831.504∗∗∗(0.91)(4.09)控制变量YESYESYESYES常数项0.237-0.1150.236-0.093(0.79)(-0.11)(0.79)(-0.09)行业/年度固定效应YESYESYESYES样本量5 39615 2095 39615 209调整后R20.0980.1380.0980.136组间系数chi2(1)=14.85chi2(1)=3.55差异检验Prob>chi2=0.000 1Prob>chi2=0.059 7
耐心资本具有“超长期”特点,关注技术优势、市场潜力等价值创造方面。相较于成长期企业,成熟期企业一般具有更为完善的价值创造模式,且符合长期价值导向,因而更容易获得耐心资本支持。耐心资本对不同生命周期企业绿色技术创新的影响存在差异。本文按照成立年限中位数将样本企业分为成长期企业和成熟期企业。表12结果显示,在成熟期企业样本中,耐心资本对企业绿色技术创新的促进作用更强。这表明,成熟期企业对耐心资本投资者更具吸引力。这种吸引力体现在成熟期企业较高的业内声誉和地位上,能够确保耐心资本“超长期”特性下所获收益的稳定性。考虑到绿色技术通常需要规模化应用才能体现效益,而成熟期企业现有生产体系和市场渠道能够快速实现技术商业化应用,该需求与耐心资本的长期性相匹配,有助于成熟期企业顺利开展绿色技术创新。
表12 基于企业生命周期的异质性分析结果
Table 12 Heterogeneity analysis results based on enterprise life cycle
变量(1)(2)(3)(4)成长期成熟期成长期成熟期relate0.204∗∗∗0.499∗∗∗(3.56)(5.67)stable0.539∗1.925∗∗∗(1.87)(3.83)控制变量YESYESYESYES常数项-0.095-0.779-0.095-0.676(-0.31)(-0.90)(-0.31)(-0.78)行业/年度固定效应YESYESYESYES样本量9 96610 6409 96610 640调整后R20.1110.1420.1110.141组间系数chi2(1)=6.56chi2( 1)=4.60差异检验Prob>chi2=0.010 5Prob>chi2=0.031 9
媒体关注度也会影响企业绿色技术创新。一方面,媒体关注度越高,企业所受的外部监督越多,从而限制企业“寻租”行为和机会主义行为;另一方面,媒体关注度越高,越能缓解投资者与企业间的信息不对称,进而提升绿色投资的可能。本文采用上市公司年度媒体报道数加1取自然对数衡量媒体关注度,基于同年度同行业中位数将研究样本划分为媒体关注度高组和媒体关注度低组。表13结果显示,在媒体关注度低组中耐心资本的系数不显著,而在媒体关注度高组中耐心资本的系数显著为正,且通过组间系数差异检验。这表明,高媒体关注度能够迫使企业披露更多环境信息,降低耐心资本投资者与企业间信息不对称,使其更系统地评估企业绿色技术项目开发潜力和风险。在高媒体关注下,企业环境承诺受到公众和投资者持续监督。耐心资本通过长期注资与企业形成“共生关系”,促使企业将资金投入绿色技术研发,进而促进企业绿色技术创新水平提升。
表13 基于媒体关注度的异质性分析结果
Table 13 Heterogeneity analysis results based on media attention
变量(1)(2)(3)(4)媒体关注度低媒体关注度高媒体关注度低媒体关注度高relate0.0600.558∗∗∗(0.88)(6.33)stable0.2831.670∗∗∗(0.64)(3.89)控制变量YESYESYESYES常数项-0.416-0.116-0.420-0.166(-0.78)(-0.17)(-0.78)(-0.24)行业/年度固定效应YESYESYESYES样本量9 8649 8559 8649 855调整后R20.1140.1490.1140.147组间系数chi2(1)=16.12chi2(1)=5.29差异检验Prob>chi2=0.000 1Prob>chi2=0.021 4
当前,中国各地区金融发展水平存在显著差异。在金融发展水平较高地区,金融资源更丰富、金融环境较好,地区产品和服务体系也更完善,从而有利于强化耐心资本对企业绿色技术创新的支持。而在金融发展水平较低地区,由于信息不对称等问题存在,金融资源错配、供给匮乏不利于投资主体与企业有效沟通,进而阻碍企业绿色技术创新。本文使用各省年末金融机构贷款余额与各省当年GDP的比值衡量地区金融发展水平,并按照中位数对样本企业进行分组。表14结果显示,相较于金融发展水平低的子样本,耐心资本的系数在金融发展水平高的子样本中更为显著,且通过组间系数差异检验。由此说明,耐心资本对企业绿色技术创新的影响效应主要体现在金融发展水平较高地区。成熟的金融市场能够通过高效信息中介(如投行、咨询机构),将耐心资本精准对接至绿色技术创新项目,减少融资摩擦。此外,金融发展水平较高地区往往具备较为完善的信息披露制度和法制环境,能够提升耐心资本投资者投资企业的可行性并增强其信心,从而为企业绿色技术创新提供支撑。
表14 基于金融发展水平的异质性分析结果
Table 14 Heterogeneity analysis results based on financial development levels
变量(1)(2)(3)(4)金融发展水平低金融发展水平高金融发展水平低金融发展水平高relate0.211∗∗∗0.462∗∗∗(3.01)(5.70)stable0.753∗1.824∗∗∗(1.96)(4.22)控制变量YESYESYESYES常数项-0.083-0.751-0.098-0.778(-0.25)(-0.69)(-0.29)(-0.71)行业/年度固定效应YESYESYESYES样本量10 30510 30010 30510 300调整后R20.0910.1690.0910.168组间系数chi2(1)=4.52chi2(1)=4.60差异检验Prob>chi2=0.033 5Prob>chi2=0.031 9
企业绿色技术创新离不开金融供给,尤其是稳定、长期的资金供给。因此,不断壮大耐心资本成为加快企业绿色转型的有效途径和重要引擎。本文以2009—2023年中国沪深A股上市公司为研究样本,得出以下主要结论:
(1)耐心资本对企业绿色技术创新具有显著正向影响,经过一系列稳健性检验和克服可能存在的内生性问题后,该结论依然成立。
(2)企业ESG表现是耐心资本影响企业绿色技术创新的有效途径,即耐心资本通过提升企业ESG表现促进企业绿色技术创新。
(3)从企业自身特征看,耐心资本对高管绿色认知水平较高企业以及成熟期企业绿色技术创新的促进作用更显著;从外部环境看,耐心资本对金融发展水平较高地区企业和媒体关注度较高企业绿色技术创新的促进作用更显著。
(1)拓展了耐心资本经济后果的相关研究。现有文献对耐心资本概念的界定已较为成熟,但其影响效应方面的相关研究较为匮乏。本文将其经济后果拓展至企业绿色技术创新层面,是对相关文献的有益补充。
(2)从耐心资本角度,拓展企业绿色技术创新影响因素相关研究。近年来,随着我国对耐心资本的政策引导和支持力度加大,耐心资本对企业长期价值的支撑作用日益凸显,但鲜有相关文献关注耐心资本对企业绿色技术创新的影响。本文实证研究耐心资本对企业绿色技术创新的影响效应,拓展了企业绿色技术创新影响因素相关研究。
(3)将“耐心资本—企业ESG表现—绿色技术创新”纳入统一分析框架,验证了企业ESG表现在耐心资本促进企业绿色技术创新过程中的中介作用,深化了对耐心资本影响企业绿色技术创新内在机制的理解,也为企业更好地利用外部资金提升ESG表现,进而实现绿色技术创新提供了理论依据。
(1)加强政策引导和支持,不断壮大耐心资本。引导耐心资本参与企业创新,推动形成“科技—产业—金融”良性循环。设计长期导向的财政金融政策,优化税收激励结构,对绿色技术企业实行“研发投入递延抵扣”政策,并延长绿色技术成果转化的所得税优惠期。对于关系型债权,政府要鼓励商业银行、政策性银行发挥治理作用,支持多种类型企业债务融资方式,规范企业债券市场,壮大融资租赁市场;对于稳定型股权,政府需进一步加强资本市场监管,鼓励机构投资者参与价值投资,约束机构投资者的概念炒作行为,保障金融健康稳定发展。引导不同类型耐心资本与不同发展阶段、不同金融发展水平的企业相匹配,进一步挖掘企业绿色技术创新潜力。
(2)完善资本市场风险管理机制。耐心资本往往需要较长时间实现回报,因而需要建立风险共担机制,通过政府性融资担保机构为绿色技术创新贷款提供风险分担。同时,监管部门需要加强市场监管,通过动态监测、技术验证、市场行为规范和跨部门协同(如联合搭建全国统一的绿色投融资数据平台),实时监测资金流向,防止资本“脱实向虚”或流向非绿色领域,确保耐心资本真正服务于绿色技术创新,从而为企业绿色技术创新提供稳定的资金支持。
(3)企业需要结合自身绿色创新战略,引入稳定型股权和关系型债权投资者,优化公司治理结构,匹配耐心资本长期诉求,并通过耐心资本投资者的监督和参与,推动绿色技术创新长期发展。在运营管理过程中,积极响应绿色发展号召,树立ESG理念,设立ESG战略委员会,制定未来绿色技术发展路线图,构建开放式创新生态,从而加速绿色技术创新成果转化。将横向联盟与纵向协同相结合,打造绿色技术创新联合体,提高绿色技术创新成果转化成功率。
(4)考虑到耐心资本对不同企业绿色技术创新促进作用的差异性,企业管理层要不断提高自身绿色认知水平,完成从“财务绩效主导”到“环境价值创造”的认知跃迁,将耐心资本投资转化为绿色技术创新的战略机遇,通过制度设计确保耐心资本与内部绿色技术创新周期相匹配。成熟期企业要利用竞争和发展优势,提高耐心资本利用效率,促进绿色技术创新;成长期企业要提高信息透明度以增强耐心资本投资者的信心,同时明确绿色技术创新战略目标。鉴于耐心资本对媒体关注度较高企业绿色技术创新的促进作用更为显著,企业要尝试建立技术价值与资本逻辑的翻译机制,将复杂技术参数转化为可量化的环境效益和投资回报,突出绿色技术创新的“耐心价值”,提升其商业价值,进而提高绿色技术创新水平。在金融发展水平较高地区,耐心资本对企业绿色技术创新的促进作用更为显著。因此,金融发展水平较低地区企业可以采用“政府+企业+科研机构”联合体模式,通过公共研发投入分担早期技术风险,吸引后续耐心资本。
本文存在以下不足:一方面,国内耐心资本相关研究仍处于起步阶段,相关测度指标不具备权威性和针对性,未来需要进一步丰富与完善耐心资本测量方法。另一方面,鉴于数据可得性,仅选取沪深A股上市公司作为研究样本,尚未考虑非上市公司,结论的普适性有待进一步验证,未来可以通过获取非上市公司数据提高结论的可靠性。
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