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【摘 要】 綠色技術(shù)創(chuàng)新對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展意義重大。利用我國(guó)上市農(nóng)業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)面板單門檻模型，對(duì)債務(wù)融資成本、環(huán)境規(guī)制及綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的抑制作用；債務(wù)規(guī)模對(duì)債務(wù)融資成本產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)，員工激勵(lì)、政府補(bǔ)助則產(chǎn)生替代效應(yīng)；環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮單門檻效應(yīng)，只有當(dāng)其高于門檻值時(shí)，低債務(wù)融資成本才能促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，否則，會(huì)導(dǎo)致綠色技術(shù)創(chuàng)新被擠出。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)金融政策與環(huán)境規(guī)制間的配合，發(fā)揮政策組合的“合力”效應(yīng)，農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)調(diào)整債務(wù)規(guī)模及強(qiáng)化員工激勵(lì)，提升對(duì)債務(wù)融資成本波動(dòng)的承載能力。

【關(guān)鍵詞】 債務(wù)融資成本； 綠色技術(shù)創(chuàng)新； 環(huán)境規(guī)制； 面板門限回歸

【中圖分類號(hào)】 F234.3；F324.9? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2023）13-0051-08

一、引言

綠色發(fā)展已經(jīng)成為新時(shí)代中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展之重要主題。綠色技術(shù)創(chuàng)新不僅可以通過技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價(jià)值，還能兼顧生態(tài)而提升環(huán)境價(jià)值[1]，為農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供內(nèi)驅(qū)動(dòng)力。2021年9月，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等六部委聯(lián)合印發(fā)的《“十四五”全國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》中明確指出，“健全綠色技術(shù)創(chuàng)新體系，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展科技支撐”。然而，綠色技術(shù)創(chuàng)新過程往往伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)、高投入及高外溢性，需要大量的外部融資支持[2]，債務(wù)融資活動(dòng)作為企業(yè)資金的重要來源，其成本的高低對(duì)企業(yè)的投資決策產(chǎn)生重要影響。為此，我國(guó)政府長(zhǎng)期以來投入大量財(cái)政補(bǔ)貼，出臺(tái)多項(xiàng)金融政策，引導(dǎo)金融資源重點(diǎn)向“綠色”和“三農(nóng)”傾斜，以降低農(nóng)業(yè)企業(yè)融資成本，提升其金融可得性。因此，探究債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響具有重要的理論和實(shí)踐意義。

Rennings[3]梳理了創(chuàng)新與可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系，將廣義的綠色創(chuàng)新定義為所有能夠減輕環(huán)境壓力，提高生態(tài)可持續(xù)性的技術(shù)創(chuàng)新、組織創(chuàng)新、社會(huì)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新。國(guó)內(nèi)外學(xué)者從企業(yè)內(nèi)外部視角對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的前置影響因素進(jìn)行了廣泛的研究，企業(yè)內(nèi)部因素諸如高管環(huán)保意識(shí)、董事會(huì)治理、環(huán)境治理投資、交叉上市等[4]，以及企業(yè)外部因素諸如環(huán)境規(guī)制、財(cái)政補(bǔ)貼、綠色金融、政策不確定性等[5]，均會(huì)顯著影響企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。融資成本則往往以中介變量或調(diào)節(jié)變量的形式，在研究某個(gè)前置因素對(duì)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)制時(shí)有所涉及。如郭田勇等[6]認(rèn)為融資成本在經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)創(chuàng)新之間發(fā)揮部分中介作用；王貞潔[7]發(fā)現(xiàn)信貸歧視會(huì)增加小規(guī)模企業(yè)的債務(wù)融資成本，導(dǎo)致其縮減技術(shù)創(chuàng)新投資規(guī)模；Xiang et al.[8]以研發(fā)強(qiáng)度和創(chuàng)新銷售為創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)家族所有權(quán)與融資成本之間的相互作用對(duì)創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向影響；Ma et al.[4]指出企業(yè)在中國(guó)香港交叉上市能夠有助于籌集低成本的資金，從而促進(jìn)其創(chuàng)新。顯然，這些研究是以融資成本與創(chuàng)新之間的線性負(fù)相關(guān)關(guān)系為前提。然而，一些研究也證明它們的線性正相關(guān)關(guān)系。如Flammer[9]的研究表明，較低的融資成本反而增加了企業(yè)的套利空間，使其更傾向于將要素配置于尋租活動(dòng)而非綠色技術(shù)創(chuàng)新。以上研究對(duì)債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了有益探索，正負(fù)相反的兩種結(jié)論在各自不同的研究情境及對(duì)象上均具有自洽性，但遺憾的是，依然無法明確回答農(nóng)業(yè)企業(yè)債務(wù)融資成本如何影響其綠色技術(shù)創(chuàng)新的問題。

另外，從環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角看，環(huán)境規(guī)制是將企業(yè)外部環(huán)境成本內(nèi)部化的一種重要政策手段，對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新行為產(chǎn)生重要影響[10]。一種觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能夠增加企業(yè)的環(huán)境成本，迫使企業(yè)通過綠色技術(shù)創(chuàng)新對(duì)環(huán)境成本進(jìn)行規(guī)避，對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新和擴(kuò)散產(chǎn)生倒逼效應(yīng)[11]；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為環(huán)境規(guī)制并非始終對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵(lì)，只有在環(huán)境規(guī)制超過特定閾值時(shí)，環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)效應(yīng)才會(huì)體現(xiàn)[12]。誠(chéng)然，在不斷強(qiáng)化的環(huán)境規(guī)制背景下，企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新決策是對(duì)融資成本、環(huán)境成本等的綜合權(quán)衡。因此，在解釋債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)二者關(guān)系的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)作用不容忽視，但目前鮮有研究對(duì)此進(jìn)行討論。

鑒于此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，利用A股市場(chǎng)2016—2020年間上市農(nóng)業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用雙固定效應(yīng)面板回歸模型和固定效應(yīng)面板單門檻回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響以及環(huán)境規(guī)制在二者之間的門檻效應(yīng)。本文可能的貢獻(xiàn)：第一，以金融資源重點(diǎn)傾斜的農(nóng)業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，檢驗(yàn)債務(wù)融資成本對(duì)其綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，是對(duì)現(xiàn)有融資成本與技術(shù)創(chuàng)新理論的重要補(bǔ)充；第二，將環(huán)境規(guī)制作為門檻變量引入債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的分析框架，從動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)的視角討論不同環(huán)境規(guī)制下債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，為政府制定金融補(bǔ)貼政策和環(huán)境治理政策以及政策間的聯(lián)動(dòng)提供決策依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在以下三方面：一是債務(wù)融資成本增加會(huì)降低企業(yè)綠色創(chuàng)新投入規(guī)模。債務(wù)融資成本影響企業(yè)的投資組合決策，在融資預(yù)算的約束下，企業(yè)融資成本越高，融資規(guī)模越小，受到的資金約束程度越重，對(duì)投資組合的決策越保守。農(nóng)業(yè)具有天然弱質(zhì)性，農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)具有“農(nóng)業(yè)+綠色”的雙重外部性和“農(nóng)業(yè)+創(chuàng)新”的雙重風(fēng)險(xiǎn)性，當(dāng)融資成本上升時(shí)，企業(yè)管理者出于自身利益和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的考慮，通常會(huì)在各項(xiàng)投資項(xiàng)目的取舍中率先削減綠色技術(shù)創(chuàng)新的投入[13]。二是債務(wù)融資成本增加會(huì)使企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新停滯或擱淺的風(fēng)險(xiǎn)上升，降低綠色技術(shù)創(chuàng)新的成功率。綠色技術(shù)創(chuàng)新相對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新，是犧牲短期經(jīng)濟(jì)價(jià)值換取長(zhǎng)期生態(tài)價(jià)值的過程，需要更強(qiáng)的內(nèi)驅(qū)動(dòng)力和更持續(xù)、穩(wěn)定、大量的外部融資支持[14]。農(nóng)業(yè)企業(yè)利潤(rùn)空間本就有限，債務(wù)融資成本的增加不僅使其外部融資受阻，綠色技術(shù)創(chuàng)新投入難以達(dá)到并保持最優(yōu)規(guī)模，還更加凸顯了短期經(jīng)濟(jì)價(jià)值與長(zhǎng)期生態(tài)價(jià)值間的矛盾，造成綠色創(chuàng)新內(nèi)驅(qū)動(dòng)力的消耗[15]。三是融資成本增加會(huì)使企業(yè)不得不壓縮與綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的其他如薪酬、培訓(xùn)、固定資產(chǎn)等方面的投資，進(jìn)一步影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的效率和質(zhì)量[16]。綜上，提出假說1。

H1：如果其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)企業(yè)債務(wù)融資成本的增加會(huì)阻礙其綠色技術(shù)創(chuàng)新。

在處理農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的雙重外部性問題上，除了需要政府采取涉農(nóng)金融補(bǔ)貼、綠色金融補(bǔ)貼等激勵(lì)性政策外，約束性的環(huán)境管制亦是不可或缺的重要方面[17]。激勵(lì)性政策引起的債務(wù)融資成本降低對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響可能受到約束性政策引起的環(huán)境成本增加的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)。具體體現(xiàn)為兩個(gè)方面：一方面，如果政府的環(huán)境規(guī)制很弱，內(nèi)化為企業(yè)的環(huán)境成本也非常低，企業(yè)可能因忽略這項(xiàng)成本而缺乏綠色技術(shù)創(chuàng)新投資的動(dòng)力[18]。在本就缺乏綠色技術(shù)創(chuàng)新投資動(dòng)力的情況下，若企業(yè)債務(wù)成本降低，管理層出于自身利益和規(guī)模效應(yīng)的考慮會(huì)做出增加生產(chǎn)性投資并減少綠色技術(shù)創(chuàng)新投資的決策。另外，綠色技術(shù)引進(jìn)相對(duì)于綠色技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)低、見效快，企業(yè)管理者在考慮投資風(fēng)險(xiǎn)的情況下更容易選擇前者，而融資成本降低更為企業(yè)綠色技術(shù)引進(jìn)提供了條件。因而，在弱環(huán)境規(guī)制下，債務(wù)融資成本降低對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新形成擠出效應(yīng)。另一方面，如果政府采取較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)的環(huán)境成本上升，進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新帶來的長(zhǎng)期收益大幅增加，當(dāng)其值大于其他投資的期望收益時(shí)，企業(yè)管理者出于長(zhǎng)期利益的考慮會(huì)做出增加綠色技術(shù)創(chuàng)新投資的決策[19]。另外，政府的強(qiáng)環(huán)境管制增加了公眾對(duì)環(huán)保的關(guān)注，綠色行為成為企業(yè)獲取組織合法性的一個(gè)重要方面，越來越多的企業(yè)管理者將履行綠色責(zé)任視為增強(qiáng)核心競(jìng)爭(zhēng)力的“機(jī)會(huì)窗口”，從而做出增加綠色技術(shù)創(chuàng)新的決策。當(dāng)然，以上“犧牲短期利益”的決策均需建立在資金充裕的基礎(chǔ)上，債務(wù)融資成本的降低則為企業(yè)提供了更多的可以自由支配的資金，從而促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新。因此，提出假說2。

H2：債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響受到環(huán)境規(guī)制單門檻作用的調(diào)節(jié)。

結(jié)合上述理論分析及研究假說，構(gòu)建本文的理論模型，如圖1所示。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與主要變量測(cè)量

1.樣本選取

本文選取2016—2020年滬深兩市A股上市農(nóng)業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象。具體通過以下步驟篩選：首先，將滬深兩市A股企業(yè)作為初始樣本；其次，借鑒中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院發(fā)布的《2021中國(guó)涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)新報(bào)告》，篩選出“涉農(nóng)類主營(yíng)收入大于50%”或“多元化經(jīng)營(yíng)且涉農(nóng)類主營(yíng)業(yè)務(wù)收入最高并占到30%以上”的非ST、非PT涉農(nóng)企業(yè)樣本204個(gè)；再次，以2016—2020年為時(shí)間窗口，剔除缺失兩年以上觀測(cè)值及2016年后上市的企業(yè)樣本63個(gè)；最后，對(duì)缺失值進(jìn)行填補(bǔ)，在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，用0填補(bǔ)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)據(jù)的缺失值[20]，用“多重插補(bǔ)法”填補(bǔ)其他數(shù)據(jù)的缺失值。最終，得到包含141家A股涉農(nóng)上市企業(yè)的705條觀測(cè)值的平衡面板數(shù)據(jù)集。

2.主要變量測(cè)量

被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新。既有文獻(xiàn)通常采用綠色專利申請(qǐng)數(shù)量、綠色專利授權(quán)數(shù)量、綠色發(fā)明專利數(shù)量或綠色專利占比對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行衡量。本文認(rèn)為：第一，專利授權(quán)相較專利申請(qǐng)具有一定的滯后性；第二，綠色發(fā)明專利具有較高的含金量，綠色實(shí)用新型專利則具有較高的實(shí)用價(jià)值；第三，綠色專利占比更多體現(xiàn)企業(yè)對(duì)綠色技術(shù)的重視程度而非實(shí)際的技術(shù)創(chuàng)新程度。基于以上三點(diǎn)考慮，在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上[21]，本文采用綠色發(fā)明專利與綠色實(shí)用新型專利申請(qǐng)量之和加1的自然對(duì)數(shù)衡量企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新，綠色專利數(shù)據(jù)來源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)。

核心解釋變量：債務(wù)融資成本。借鑒已有研究[22]，本文采用財(cái)務(wù)報(bào)表附注中披露的企業(yè)在本年度的利息支出除以該年度平均有息負(fù)債衡量債務(wù)融資成本。同時(shí)，用財(cái)務(wù)費(fèi)用除以年末負(fù)債總額與應(yīng)付賬款的差作為核心解釋變量的替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

門檻變量：環(huán)境規(guī)制。既有文獻(xiàn)中對(duì)環(huán)境規(guī)制的測(cè)量往往基于環(huán)境投資、污染治理成本、環(huán)保從業(yè)人數(shù)等單一指標(biāo)，難以反映政府環(huán)境規(guī)制的全貌。借鑒已有研究[23]，采用企業(yè)所在地市級(jí)政府工作報(bào)告中環(huán)保詞頻占全文字?jǐn)?shù)的比重衡量環(huán)境規(guī)制，因?yàn)檎ぷ鲌?bào)告是政府全面工作的綱領(lǐng)性文件，能夠綜合反映稅率、補(bǔ)貼、條例、規(guī)章、法律等多方面的政府環(huán)境規(guī)制。另外，政府報(bào)告通常發(fā)布于年初，又是市級(jí)層面的變量，能夠很大程度緩解內(nèi)生性問題。數(shù)據(jù)來源于作者手工整理，通過對(duì)2016—2020年政府工作報(bào)告進(jìn)行分詞處理，并統(tǒng)計(jì)與環(huán)保相關(guān)的詞匯出現(xiàn)頻次及全文詞頻，再進(jìn)行相關(guān)計(jì)算而獲得。

其他控制變量的測(cè)量如表1所示。從表1的描述性統(tǒng)計(jì)中可以看出，我國(guó)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的均值為9.11，最小值為0，最大值為183，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)25.18，說明企業(yè)間綠色技術(shù)創(chuàng)新能力參差不齊。債務(wù)融資成本均值為2.66，而同期央行一年期的貸款基準(zhǔn)利率為4.35%，說明我國(guó)農(nóng)業(yè)企業(yè)在享受涉農(nóng)金融、綠色金融等優(yōu)惠政策后，債務(wù)融資成本確實(shí)大幅降低。環(huán)境規(guī)制均值為0.34，標(biāo)準(zhǔn)差為0.14，說明各地政府對(duì)環(huán)境治理問題均有一定的關(guān)注，但治理力度存在差異。

另外，為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，本文進(jìn)行了以下處理：一是為了減少數(shù)據(jù)異常值造成的結(jié)果偏誤，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。二是為了減少數(shù)據(jù)間的絕對(duì)差異，緩解變量的異方差和偏態(tài)性造成的估計(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確，對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模、資本密度、勞動(dòng)生產(chǎn)率、政府補(bǔ)助等變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。此外，對(duì)主要變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，滿足解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性，且解釋變量間不存在多重共線性。

（二）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型

為了從實(shí)證角度驗(yàn)證債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文在借鑒已有研究和對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的觀察和理解的基礎(chǔ)上，將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)置如下：

Invi，t=β0+β1Fci，t+αXi，t+μi+ωt+εi，t? ?（1）

其中，Inv表示被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新，F(xiàn)c表示核心解釋變量債務(wù)融資成本，X表示控制變量，μi為個(gè)體效應(yīng)，ωt為時(shí)間效應(yīng)，εi，t 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，下標(biāo)i為樣本企業(yè)，t為觀測(cè)年份?？刂谱兞烤唧w包括股權(quán)性質(zhì)（Sose）、經(jīng)營(yíng)年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）、債務(wù)規(guī)模（Deb）、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力（Gpm）、盈利情況（Roic）、資本密度（Den）、勞動(dòng)生產(chǎn)率（Lab）、現(xiàn)金流動(dòng)（Cash）、員工激勵(lì)（Eso）、家族企業(yè)（Fe）、政府補(bǔ)助（Gov）、權(quán)益資本（Equ）。

2.面板門限回歸模型

理論分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制達(dá)到一定強(qiáng)度后，原本債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系會(huì)突然發(fā)生轉(zhuǎn)向，變?yōu)樨?fù)相關(guān)關(guān)系，即環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮門檻效應(yīng)。為了對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證，本文借鑒具有個(gè)體固定效應(yīng)的面板門限計(jì)量模型[24]，以環(huán)境規(guī)制為門檻變量，將模型設(shè)定如下：

Invi，t=α0+Fci，t（Eri，t，γ）β+α1Eri，t+α2Xi，t+μi+ωt+εi，t

（2）

Fci，t（Eri，t，γ）=Fci，tI（Eri，t<γ）

Fci，tI（Eri，t≥γ）? （3）

其中，Er為門檻變量環(huán)境規(guī)制，γ為門檻值，I（·）為指示函數(shù)。其思想是根據(jù)門檻變量（Er）的取值與門檻值（γ）的判別，將樣本數(shù)據(jù)劃分成兩組，每組對(duì)應(yīng)不同的回歸方程，進(jìn)行回歸后比較兩組系數(shù)的變化，當(dāng)兩段的回歸系數(shù)β1≠β2時(shí)，即存在單門檻效應(yīng)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸

從表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可以看出，債務(wù)融資成本降低對(duì)于農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。（1）列是未加入其他解釋變量，只含有核心解釋變量債務(wù)融資成本與被解釋變量綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本的系數(shù)為-7.340，且在5%的水平上顯著，說明債務(wù)融資成本低的企業(yè)相較債務(wù)融資成本高的企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新方面的產(chǎn)出更加豐富。進(jìn)一步的，（2）列是加入其他控制變量并控制個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)的回歸，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本的系數(shù)變?yōu)?4.683，仍在5%的水平上顯著，模型擬合程度的R2的值由0.146增加為0.184，說明農(nóng)業(yè)企業(yè)在股權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、債務(wù)規(guī)模、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力、盈利情況、勞動(dòng)生產(chǎn)率、員工激勵(lì)、權(quán)益資本等方面的異質(zhì)性能夠在很大程度上解釋債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的邊際效應(yīng)。另外，考慮到債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響可能存在時(shí)間滯后性，以及二者間反向因果關(guān)系引起的內(nèi)生性問題，（3）列為采用債務(wù)融資成本滯后一期進(jìn)行的回歸，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本滯后期的系數(shù)為-3.837，在10%的水平上顯著，且R2為0.180，說明在對(duì)核心解釋變量進(jìn)行滯后處理后，債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)相關(guān)關(guān)系仍然成立，同時(shí)，也說明未進(jìn)行滯后處理時(shí)，模型的擬合程度更好。綜上，在不考慮其他變量、引入其他控制變量和對(duì)核心解釋變量進(jìn)行滯后一期處理的情況下，債務(wù)融資成本的降低均能顯著促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，H1得以初步證實(shí)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到數(shù)據(jù)可得性、模型簡(jiǎn)潔性、多重共線性等原因，模型設(shè)置不宜過于復(fù)雜，基準(zhǔn)回歸方程不能做到完全控制企業(yè)異質(zhì)性因素，因此，有必要就模型穩(wěn)健性進(jìn)行討論。本文通過引入更多控制變量、更換模型和替換解釋變量三種方法，就債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。（2）列為引入股權(quán)集中度（Conc）和消費(fèi)者信任指數(shù)（Ct）控制變量的回歸，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本的系數(shù)為-4.379，且在1%的水平上顯著，說明債務(wù)融資成本增加阻礙企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致。（3）列為更換模型的回歸，由于本文綠色技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)具有歸并特征，因此用面板Tobit模型重新進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本的系數(shù)為-6.982，且在10%的水平上顯著。（4）列為替換核心解釋變量的回歸，用財(cái)務(wù)費(fèi)用除以年末負(fù)債總額與應(yīng)付賬款的差作為核心解釋變量的替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，債務(wù)融資成本仍在10%的顯著性水平上負(fù)向影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。綜上，總體對(duì)比表3中各列的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量的系數(shù)正負(fù)和顯著與否基本一致。這說明在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，無論是增加更多的控制變量，還是更換模型，又或是替換核心解釋變量，債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向效應(yīng)均十分顯著，估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步考察債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性，本文通過加入交互項(xiàng)進(jìn)行回歸的方式，分析不同債務(wù)規(guī)模、員工激勵(lì)、政府補(bǔ)助對(duì)債務(wù)融資成本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。表4（1）列為加入債務(wù)規(guī)模與債務(wù)融資成本交互項(xiàng)的回歸，結(jié)果顯示，該交互項(xiàng)的系數(shù)為-33.581，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明債務(wù)規(guī)模每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，債務(wù)融資成本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新作用的斜率會(huì)增加-33.581。（2）列為加入員工激勵(lì)與債務(wù)融資成本交互項(xiàng)的回歸，結(jié)果顯示，該交互項(xiàng)的系數(shù)為10.504，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明員工激勵(lì)每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，債務(wù)融資成本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新作用的斜率會(huì)增加10.504。（3）列為加入政府補(bǔ)助與債務(wù)融資成本交互項(xiàng)的回歸，結(jié)果顯示，該交互項(xiàng)的系數(shù)為1.193，且通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明政府補(bǔ)助每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，債務(wù)融資成本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新作用的斜率會(huì)增加1.193。（4）列為同時(shí)增加以上三個(gè)交互項(xiàng)的回歸，對(duì)比基準(zhǔn)回歸以及表4中的四列回歸，結(jié)果表明，債務(wù)融資成本的系數(shù)由基準(zhǔn)回歸的-4.683分別變?yōu)?7.374、-4.463、-3.470和-5.956，顯著性水平由5%分別變?yōu)?%、1%、5%和5%，說明在債務(wù)規(guī)模、員工激勵(lì)和政府補(bǔ)助的調(diào)節(jié)下，債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響具有一定的異質(zhì)性，債務(wù)規(guī)模的增加使二者間的主效應(yīng)增強(qiáng)，對(duì)債務(wù)融資成本起到互補(bǔ)作用，而員工激勵(lì)和政府補(bǔ)助的增加則使二者間的主效應(yīng)減弱，對(duì)債務(wù)融資成本起到替代作用。

（四）環(huán)境規(guī)制的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以上基準(zhǔn)回歸和加入交互項(xiàng)的回歸驗(yàn)證了債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響及債務(wù)規(guī)模、員工激勵(lì)和政府補(bǔ)助對(duì)該影響的靜態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。接下來，進(jìn)一步驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對(duì)于該影響的門檻效應(yīng)。

首先，對(duì)門檻數(shù)量進(jìn)行判別。表5前兩行為環(huán)境規(guī)制的門檻數(shù)量判別結(jié)果，第一行結(jié)果表明，債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響在5%的顯著性水平上受到環(huán)境規(guī)制的單門檻作用，門檻值為0.0012。第二行結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制的雙門檻作用未通過顯著性水平檢驗(yàn)。說明環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響中的門檻作用適合采用單一門檻模型研究。表5后兩行為將核心解釋變量進(jìn)行替換后的環(huán)境規(guī)制的門檻數(shù)量判別，結(jié)果顯示，在改變核心解釋變量的衡量方式后，環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響中的單門檻作用依然顯著，且門檻值均為0.0012，說明該單門檻效應(yīng)模型具有一定的穩(wěn)定性。

以上對(duì)于環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新中單門檻效應(yīng)的判別與前文的理論分析和研究假設(shè)相符。因此，本文基于固定面板單門檻效應(yīng)模型，以綠色技術(shù)創(chuàng)新為被解釋變量，債務(wù)融資成本為核心解釋變量，環(huán)境規(guī)制為門檻變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6（1）列所示，當(dāng)環(huán)境規(guī)制低于門檻值0.0012時(shí)，債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新在5%的顯著性水平上正相關(guān)，其系數(shù)為14.239，當(dāng)環(huán)境規(guī)制高于門檻值時(shí)，債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新則在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，其系數(shù)為-4.862。說明只有在環(huán)境規(guī)制達(dá)到一定強(qiáng)度時(shí)，綠色金融、涉農(nóng)金融等降低農(nóng)業(yè)企業(yè)債務(wù)融資成本的政策才能夠發(fā)揮促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用，而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度很弱時(shí)，企業(yè)由于失去了綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)力，較低的債務(wù)融資成本反而會(huì)增加企業(yè)通過其他投資獲利的空間，而對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新投資形成擠出效應(yīng)。（2）列為改變核心解釋變量測(cè)量方式的環(huán)境規(guī)制單門檻效應(yīng)回歸，結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制低于門檻值0.0012時(shí)，債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新在1%的顯著性水平上正相關(guān)；環(huán)境規(guī)制高于門檻植時(shí)，債務(wù)融資成本與綠色技術(shù)創(chuàng)新在10%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，環(huán)境規(guī)制的門檻效應(yīng)依然成立，說明模型具有穩(wěn)定性。

五、主要結(jié)論與啟示

本文以綠色金融為背景，理論分析了債務(wù)融資成本對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響及環(huán)境規(guī)制對(duì)該影響的門檻效應(yīng)，并利用涉農(nóng)上市公司2016—2020年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：第一，債務(wù)融資成本的增加顯著抑制了農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。第二，債務(wù)規(guī)模的增加會(huì)增強(qiáng)這種抑制作用，而員工激勵(lì)和政府補(bǔ)助的增加能夠緩解這種抑制作用。第三，環(huán)境規(guī)制在債務(wù)融資成本對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮單門檻效應(yīng)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制小于門檻值時(shí)，較低的債務(wù)融資成本非但不能促進(jìn)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，反而會(huì)導(dǎo)致綠色技術(shù)創(chuàng)新的“擠壓效應(yīng)”，當(dāng)環(huán)境規(guī)制大于門檻值時(shí)，隨著債務(wù)融資成本的降低，農(nóng)業(yè)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著增加。

本研究的啟示在于：第一，金融政策傾斜與環(huán)境規(guī)制壓力作為農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的拉力和推力，二者的配合尤為重要。不考慮環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，單純通過金融政策傾斜降低債務(wù)融資成本，只會(huì)進(jìn)一步增加農(nóng)業(yè)企業(yè)套利的空間。而適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制則能夠與金融支持政策發(fā)揮“合力”，強(qiáng)化債務(wù)融資成本降低對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。第二，調(diào)整債務(wù)規(guī)模和強(qiáng)化員工激勵(lì)是農(nóng)業(yè)企業(yè)對(duì)抗債務(wù)融資成本波動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新造成不利影響的重要手段。農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)合理進(jìn)行內(nèi)部融資，逐步減少對(duì)金融優(yōu)惠政策的依賴，建立多元化的融資體系，提高農(nóng)業(yè)企業(yè)對(duì)債務(wù)融資成本波動(dòng)的承載力，強(qiáng)化員工激勵(lì)，建立深層次利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，激發(fā)農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)驅(qū)動(dòng)力。

【參考文獻(xiàn)】

［1］ FAN W，WU H，LIU Y，et al.Does digital finance induce improved financing for green technological innovation in China？［J］.Discrete Dynamics in Nature and Society，2022：1-12.

［2］ HSU P-H，TIAN X，XU Y.Financial Development and innovation：cross- country evidence ［J］.Journal of Financial Economics，2014，112（1）：116-135.

［3］ RENNINGS K.Redefining innovation - eco-innovation research and the contribution from ecological economics［J］.Ecological Economics，2000，32（2）：319-322.

［4］ MA R，HE X，XIANG X.Cross-listing on the Hong Kong exchange and Chinese firm innovation：new evidence ［J］.Australian Economic Papers，2021：1-29.

［5］ ZHANG Y，HUANG M，KIM Y，et al.Government innovation subsidy，monetary policy，and corporate R&D investment：evidence from China［J］.Asian Journal of Technology Innovation，2022，1-19.

［6］ 郭田勇，孫光宇.經(jīng)濟(jì)政策不確定性、融資成本和企業(yè)創(chuàng)新 ［J］.國(guó)際金融研究，2021（10）：78-87.

［7］ 王貞潔.信貸歧視、債務(wù)融資成本與技術(shù)創(chuàng)新投資規(guī)模 ［J］.科研管理，2016，37（10）：9-17.

［8］ XIANG D，CHEN J，TRIPE D，et al.Family firms，sustainable innovation and financing cost：Evidence from Chinese hi-tech small and medium-sized enterprises［J］.Technological Forecasting and Social Change，2019，

144：499-511.

［9］ FLAMMER C.Corporate green bonds［J］.Journal of Financial Economics，2021，142（2）：499-516.

［10］ 杜劍，江美玲，楊楊.地方政府監(jiān)管能否促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新［J］.會(huì)計(jì)之友，2022（16）：52-60.

［11］ 李青原，肖澤華.異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制工具與企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵(lì)——來自上市企業(yè)綠色專利的證據(jù) ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（9）：192-208.

［12］ 董直慶，王輝.環(huán)境規(guī)制的“本地—鄰地”綠色技術(shù)進(jìn)步效應(yīng) ［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（1）：100-118.

［13］ 董屹宇，郭澤光.風(fēng)險(xiǎn)資本退出、董事會(huì)治理與企業(yè)創(chuàng)新投資——基于PSM-DID方法的檢驗(yàn) ［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2020（6）：99-112.

［14］ 梁運(yùn)吉，劉冰冰.社會(huì)責(zé)任、融資約束與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新［J］.會(huì)計(jì)之友，2022（17）：61-68.

［15］ BROWN J，MARTINSSON G，PETERSEN B.Do financing constraints matter for R&D？ ［J］.European Economic Review，2012，56（8）：1512-1529.

［16］ XIE Q，ZHANG Y，CHEN L.Does green credit policy promote innovation：a case of China［J］.Managerial and Decision Economics，2022：1-11.

［17］ 李新安.環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)貼與區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新 ［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2021，38（3）：14-23.

［18］ 劉津汝，曾先峰，曾倩.環(huán)境規(guī)制與政府創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的影響［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2019，40（6）：106-118.

［19］ 弓媛媛，劉章生.金融結(jié)構(gòu)與綠色技術(shù)進(jìn)步：理論模型、影響效應(yīng)及作用機(jī)制［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2021，38（5）：151-160.

［20］ 徐晨，孫元欣.競(jìng)爭(zhēng)壓力下企業(yè)選擇創(chuàng)新還是尋租？——基于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)視角的解釋 ［J］.經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2019（6）：31-47.

［21］ 葉陳毅，黃燦，王上.綠色創(chuàng)新對(duì)制造企業(yè)價(jià)值的門檻效應(yīng)研究［J］.會(huì)計(jì)之友，2022（19）：117-124.

［22］ 王運(yùn)通，姜付秀.多個(gè)大股東能否降低公司債務(wù)融資成本 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2017，40（10）：119-143.

［23］ 鄧慧慧，楊露鑫.霧霾治理、地方競(jìng)爭(zhēng)與工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型 ［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（10）：118-136.

［24］ HANSEN B.Threshold effects in non-dynamic panels：estimation，testing，and inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-68.