張旭娜 吳建鑾 盧山冰

摘 要：鼓勵(lì)企業(yè)開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)，提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平是構(gòu)建綠色“一帶一路”的重要舉措。將“一帶一路”倡議作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以2007—2020年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，探討“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”倡議能夠顯著提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，經(jīng)過(guò)傾向得分匹配、安慰劑檢驗(yàn)與內(nèi)生性處理等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，結(jié)論依舊穩(wěn)健。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議通過(guò)增加環(huán)保支出、緩解融資約束以及增加逆向知識(shí)溢出3條中介渠道，間接促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議對(duì)內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市、低清潔行業(yè)以及國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用更顯著。結(jié)論對(duì)政府制定外貿(mào)與綠色創(chuàng)新政策具有一定參考價(jià)值。

關(guān)鍵詞：“一帶一路”倡議；綠色技術(shù)創(chuàng)新；中介效應(yīng)檢驗(yàn)；異質(zhì)性檢驗(yàn)

DOI：10.6049/kjjbydc.2022010424

中圖分類(lèi)號(hào)：F273.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-7348（2023）07-0045-12

0 引言

綠色創(chuàng)新活動(dòng)是實(shí)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)升級(jí)、強(qiáng)化節(jié)能減排的重要措施［1］。2015年，國(guó)務(wù)院《關(guān)于加快推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的意見(jiàn)》指出，要強(qiáng)化科技創(chuàng)新在生態(tài)文明建設(shè)中的引領(lǐng)作用。隨著全球綠色發(fā)展浪潮到來(lái)，為了在市場(chǎng)中獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，企業(yè)必須實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)績(jī)效和環(huán)境績(jī)效雙重目標(biāo)。然而，大多數(shù)企業(yè)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的高壁壘表現(xiàn)出消極態(tài)度，導(dǎo)致目前我國(guó)企業(yè)綠色技術(shù)水平普遍較低?！耙粠б宦贰背h是習(xí)近平總書(shū)記在全球經(jīng)濟(jì)低迷環(huán)境下提出的新型區(qū)域貿(mào)易合作模式，自實(shí)施以來(lái)取得了舉世矚目的成績(jī)，為沿線(xiàn)各國(guó)帶來(lái)了巨大的發(fā)展機(jī)遇。

“一帶一路”倡議倡導(dǎo)低碳、可持續(xù)發(fā)展理念，在鼓勵(lì)企業(yè)參與“一帶一路”建設(shè)的同時(shí)，也對(duì)其綠色技術(shù)水平提出了新要求。已有研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議能夠緩解企業(yè)融資約束［2］，通過(guò)深化與沿線(xiàn)國(guó)家貿(mào)易往來(lái)，提高企業(yè)對(duì)外投資水平［3］，增加逆向知識(shí)溢出［4］，降低綠色創(chuàng)新研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，從而助推企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。朱俏俏等［5］與楊波等［6］的研究成果與本文聯(lián)系最為密切，前者探討“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，后者研究“一帶一路”倡議在企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)中的作用，均對(duì)“一帶一路”倡議與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在邏輯進(jìn)行了深入探討。但上述文獻(xiàn)在影響機(jī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新測(cè)度方面存在欠缺，具體而言：在影響機(jī)制上，除“一帶一路”倡議的激勵(lì)措施外，外部利益相關(guān)者施加的壓力同樣能夠倒逼企業(yè)開(kāi)展綠色研發(fā)活動(dòng)，但現(xiàn)有文獻(xiàn)并未對(duì)此進(jìn)行深入探討；在指標(biāo)測(cè)度上，上述文獻(xiàn)采用專(zhuān)利數(shù)量衡量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，忽視了創(chuàng)新質(zhì)量。

鑒于此，本文以2007—2020年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，探討“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究貢獻(xiàn)如下：首先，為宏觀政策對(duì)微觀企業(yè)的影響研究提供新視角。本文將“一帶一路”倡議這一宏觀經(jīng)濟(jì)政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，多角度考察其對(duì)微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的影響，可為“一帶一路”倡議的積極經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供證據(jù)支持。其次，夯實(shí)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新理論基礎(chǔ)。多數(shù)文獻(xiàn)基于企業(yè)內(nèi)部與外部因素探討其對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文從“一帶一路”倡議出發(fā)，為綠色技術(shù)創(chuàng)新理論提供新的研究方向。最后，探討宏觀政策對(duì)微觀企業(yè)的影響機(jī)制?！耙粠б宦贰背h在實(shí)施過(guò)程中，既能通過(guò)政策提高企業(yè)環(huán)保支出，又能通過(guò)對(duì)外投資緩解融資約束并增加逆向知識(shí)溢出，從而提高企業(yè)綠色產(chǎn)出。由此，揭示“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)政府政策制定具有一定的參考價(jià)值。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 “一帶一路”倡議與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新

企業(yè)能否開(kāi)展綠色創(chuàng)新以及綠色創(chuàng)新實(shí)施程度取決于成本與收益間的權(quán)衡。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)的主要影響因素包括：第一，外界壓力。政府行為、輿論壓力影響企業(yè)創(chuàng)新決策行為。劉金科等［7］、戴萬(wàn)亮等［8］從環(huán)境規(guī)制與媒體關(guān)注等角度，探討外界壓力對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。第二，資本存量。企業(yè)內(nèi)部資本存量影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。翟華云等［9］認(rèn)為，緩解企業(yè)融資約束、提高企業(yè)資本存量可以增加企業(yè)研發(fā)投入，進(jìn)而提高綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。第三，逆向知識(shí)溢出。內(nèi)生增長(zhǎng)理論指出，知識(shí)溢出是企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵推動(dòng)力。朱文濤等［10］、倫曉波等［4］證實(shí)，逆向知識(shí)溢出在企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中發(fā)揮積極作用。

“一帶一路”倡議以對(duì)外開(kāi)放為導(dǎo)向，秉持共商、共建與共享原則，通過(guò)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施互通建設(shè)，提高經(jīng)濟(jì)要素流動(dòng)速度、資源配置效率與市場(chǎng)融合程度，實(shí)現(xiàn)和諧包容、互利共贏的區(qū)域深度合作?！耙粠б宦贰背h致力于實(shí)現(xiàn)政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通以及民心相通，可為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，具體如下：

（1）政策溝通與民心相通是綠色“一帶一路”建設(shè)的基礎(chǔ)，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新提出了新的愿景，通過(guò)加強(qiáng)企業(yè)監(jiān)督，促使企業(yè)增加環(huán)保支出，倒逼企業(yè)綠色研發(fā)。

（2）資金融通是綠色“一帶一路”建設(shè)的重要保障，可拓寬企業(yè)投融資渠道，為企業(yè)綠色研發(fā)提供多方位資金支持。

（3）貿(mào)易暢通與設(shè)施聯(lián)通是綠色“一帶一路”建設(shè)的重要支撐，能夠降低企業(yè)交易成本，加強(qiáng)企業(yè)與外界貿(mào)易合作，促進(jìn)逆向知識(shí)溢出。由上述分析可知，“一帶一路”倡議通過(guò)影響企業(yè)外部環(huán)境與內(nèi)部資源要素，間接作用于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H1：“一帶一路”倡議能夠提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

1.2 “一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制

本文主要對(duì)參與“一帶一路”倡議的企業(yè)與未參與“一帶一路”倡議的企業(yè)進(jìn)行對(duì)比，深入分析“一帶一路”倡議在企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新中的作用機(jī)制?！耙粠б宦贰背h對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制見(jiàn)圖1。

與未參與“一帶一路”倡議的企業(yè)相比，參與“一帶一路”倡議的企業(yè)面臨更大的環(huán)保壓力，具有更高的環(huán)保支出，主要原因在于：第一，參與“一帶一路”倡議的企業(yè)不僅需要應(yīng)對(duì)本國(guó)環(huán)境問(wèn)題，而且需要應(yīng)對(duì)其它國(guó)家復(fù)雜多變的政策環(huán)境與綠色貿(mào)易壁壘［11］?！耙粠б宦贰毖鼐€(xiàn)國(guó)家大多處于生態(tài)環(huán)境脆弱帶，對(duì)發(fā)展綠色貿(mào)易具有強(qiáng)烈的需求。首屆“一帶一路”國(guó)際合作高峰論壇提出，建立生態(tài)環(huán)保大數(shù)據(jù)平臺(tái)與綠色發(fā)展國(guó)際性聯(lián)盟，將生態(tài)文明領(lǐng)域合作作為“一帶一路”倡議的重要內(nèi)容［12］。此后，就生態(tài)環(huán)境保護(hù)問(wèn)題召開(kāi)多次會(huì)議。自2014年以來(lái)，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家頒布的綠色貿(mào)易壁壘條款約為此前頒布數(shù)量的兩倍［13］?！耙粠б宦贰毖鼐€(xiàn)國(guó)家綠色貿(mào)易壁壘對(duì)我國(guó)參與企業(yè)提出了更高的要求，從外部對(duì)企業(yè)施加環(huán)保壓力，促使其提高環(huán)保支出。第二，跨國(guó)子公司必須制定高于東道國(guó)預(yù)期的綠色戰(zhàn)略，以提高東道國(guó)市場(chǎng)預(yù)期，子公司環(huán)境疏忽會(huì)對(duì)跨國(guó)公司聲譽(yù)和整體形象造成不利影響［14］?？鐕?guó)子公司不熟悉國(guó)外利益相關(guān)者及其價(jià)值觀，若管理人員嚴(yán)格按照本國(guó)思維模式對(duì)公司進(jìn)行運(yùn)營(yíng)，民族文化間的潛在差異會(huì)加劇貿(mào)易摩擦，導(dǎo)致跨國(guó)公司必須承擔(dān)更多社會(huì)和環(huán)境責(zé)任，以降低對(duì)外國(guó)利益相關(guān)者可能產(chǎn)生的影響［15］。波特假說(shuō)指出，不斷增加的環(huán)境成本可以倒逼企業(yè)開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)，主要原因是技術(shù)創(chuàng)新能夠通過(guò)提高企業(yè)資源利用率、降低污染物排放等方式降低強(qiáng)制性環(huán)保支出［16］。因此，在“一帶一路”倡議下，企業(yè)在環(huán)保支出不斷提高的壓力下會(huì)加大綠色研發(fā)投入力度。

綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠化解傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新擴(kuò)張性與資源環(huán)境有限性的矛盾，注重技術(shù)與環(huán)境的兼容性。與傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新相比，綠色技術(shù)創(chuàng)新科技含量更高，受外界環(huán)境不確定性的影響更大，企業(yè)綠色技術(shù)所需的創(chuàng)新投入更大、風(fēng)險(xiǎn)更高、周期更長(zhǎng)，因而更容易陷入融資約束。Guariglia等［17］指出，融資約束是抑制企業(yè)創(chuàng)新的主要因素，因而綠色創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)隊(duì)伍與研發(fā)投入具有更高的要求［18］。持續(xù)追加投資會(huì)使企業(yè)越來(lái)越依賴(lài)外源性融資。因此，獲得外部資金支持是企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高的關(guān)鍵。“一帶一路”倡議可通過(guò)3條路徑幫助企業(yè)獲得金融支持，從而緩解融資約束。具體而言：第一，通過(guò)資金融通擴(kuò)大企業(yè)融資范圍，亞投行和絲路基金自成立以來(lái)成績(jī)斐然，成為“一帶一路”倡議的重要融資平臺(tái)，截至2021年1月，亞投行為28個(gè)成員國(guó)108個(gè)項(xiàng)目提供220億美元融資，絲路基金累計(jì)簽約47個(gè)項(xiàng)目，承諾投資178億美元。第二，受到地方政府大力支持［19］，地方政府對(duì)參與“一帶一路”倡議企業(yè)的資源偏向力度一定程度上可以作為其是否積極響應(yīng)的重要依據(jù)［2］。因此，地方政府會(huì)給予企業(yè)一定的稅務(wù)優(yōu)惠與補(bǔ)貼，并通過(guò)擴(kuò)大地方銀行信貸規(guī)模緩解企業(yè)融資約束。第三，參與“一帶一路”倡議的企業(yè)在得到政府資源傾斜后，會(huì)向外界釋放受政府扶持的信號(hào)，銀行業(yè)與金融機(jī)構(gòu)會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，并通過(guò)降低貸款利率、擴(kuò)大貸款規(guī)模等措施加大企業(yè)支持力度。有研究表明，受到政府扶持的企業(yè)可以獲得更多銀行貸款［20］。此外，扶持認(rèn)證信號(hào)能夠增強(qiáng)外部投資者對(duì)企業(yè)的信心，促使資金資源主動(dòng)向參與“一帶一路”倡議的企業(yè)傾斜，從而緩解企業(yè)資金壓力。

知識(shí)作為基本生產(chǎn)要素在企業(yè)綠色創(chuàng)新過(guò)程中發(fā)揮重要作用?？鐕?guó)子公司逆向知識(shí)溢出在母公司技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中的積極作用已得到普遍認(rèn)可［21］。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級(jí)理論指出，在逆向知識(shí)溢出的作用下，發(fā)展中國(guó)家企業(yè)向發(fā)達(dá)國(guó)家投資，技術(shù)創(chuàng)新水平得到提高。不同于發(fā)達(dá)國(guó)家，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家大多為發(fā)展中國(guó)家，技術(shù)水平較低，中國(guó)企業(yè)向“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家投資，模仿創(chuàng)新受到的技術(shù)追趕效應(yīng)較弱。王桂軍等［22］指出，在“一帶一路”貿(mào)易順梯度的投資模式下，中國(guó)可以將國(guó)內(nèi)部分成熟產(chǎn)業(yè)或富余產(chǎn)能轉(zhuǎn)移至發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體以獲取交換價(jià)值，進(jìn)而緩解子公司研發(fā)資金約束，促進(jìn)子公司優(yōu)化升級(jí)并通過(guò)逆向知識(shí)溢出反哺母公司。本文認(rèn)為，“一帶一路”倡議通過(guò)綠色研發(fā)成本分?jǐn)偱c綠色研發(fā)成果反饋兩條途徑促進(jìn)子公司逆向知識(shí)溢出。綠色研發(fā)成本分?jǐn)偸侵竿ㄟ^(guò)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家政府或企業(yè)合作，分擔(dān)綠色研發(fā)成本與研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，提高綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，以促進(jìn)對(duì)我國(guó)母公司的逆向知識(shí)溢出。Chen等［23］指出，企業(yè)傾向于提升擁有豐富研發(fā)投入資源（研發(fā)人員或研發(fā)投資）子公司的研發(fā)支出。中國(guó)企業(yè)與國(guó)外企業(yè)合作研發(fā)，通過(guò)擴(kuò)大研發(fā)投入規(guī)模降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)技術(shù)人員流動(dòng)，從而提高綠色研發(fā)活動(dòng)成功率。綠色研發(fā)成果反饋是指利用“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家技術(shù)與資源對(duì)母國(guó)企業(yè)綠色技術(shù)進(jìn)行整合，并將研發(fā)成果反饋給母公司的作用機(jī)制。不同國(guó)家企業(yè)制度與文化存在較大差異，與母公司相比，國(guó)外子公司更能準(zhǔn)確把握國(guó)外消費(fèi)者偏好，利用數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì)對(duì)母公司綠色技術(shù)進(jìn)行整合，其技術(shù)更符合國(guó)外標(biāo)準(zhǔn)，能夠滿(mǎn)足國(guó)外市場(chǎng)需求。在綠色研發(fā)成本分?jǐn)偱c綠色研發(fā)成果反饋的作用下，“一帶一路”倡議通過(guò)逆向知識(shí)溢出效應(yīng)作用于我國(guó)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，如圖1所示。基于上述分析，提出以下假設(shè)：

H2a：“一帶一路”倡議通過(guò)提高企業(yè)環(huán)保支出助推企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

H2b：“一帶一路”倡議通過(guò)緩解企業(yè)融資約束間接促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

H2c：“一帶一路”倡議通過(guò)增加企業(yè)逆向知識(shí)溢出間接促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提升。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

本文構(gòu)建雙重差分模型，驗(yàn)證“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。參考大多數(shù)文獻(xiàn)的做法［4］ ，將“一帶一路”倡議的實(shí)驗(yàn)期設(shè)定為2014年及其后年份。此外，某些企業(yè)注冊(cè)地址位于“一帶一路”倡議重點(diǎn)省份，其發(fā)展方向與業(yè)務(wù)范圍與“一帶一路”倡議毫無(wú)關(guān)系，而某些注冊(cè)地址位于非“一帶一路”倡議重點(diǎn)城市的企業(yè)，其發(fā)展方向與業(yè)務(wù)范圍同“一帶一路”倡議密切相關(guān)。因此，不能將地理位置作為唯一評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)。本文參考徐思等［2］的做法，將屬于同花順數(shù)據(jù)庫(kù)中“一帶一路”概念板塊上市企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，其余作為對(duì)照組，模型如式（1）所示。

grinit=α0+α1treatit×postit+βX+μi+μt+εit（1）

其中，grinit為被解釋變量，分別代表綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量（grin_num）和綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量（grin_qua）；postit為處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量，treatit為企業(yè)分組虛擬變量，X為控制變量，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，μt為時(shí)間固體效應(yīng)。

2.2 變量解釋與說(shuō)明

（1）被解釋變量。對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)而言，創(chuàng)新投入僅能衡量研發(fā)過(guò)程，無(wú)法觀測(cè)創(chuàng)新效果，因而大多數(shù)研究采用專(zhuān)利數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出［7］。專(zhuān)利數(shù)量能夠直觀反映創(chuàng)新水平，然而許多企業(yè)為了獲得政府補(bǔ)貼申請(qǐng)大量專(zhuān)利，導(dǎo)致專(zhuān)利泡沫，故僅采用專(zhuān)利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新存在一定的弊端。因此，從專(zhuān)利數(shù)量與專(zhuān)利質(zhì)量?jī)蓚€(gè)角度出發(fā)，可以更好地反映企業(yè)真實(shí)創(chuàng)新水平。本文從企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量（grin_num）和綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量（grin_qua）兩個(gè)維度對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新加以測(cè)量，測(cè)度方法如下：第一，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量（grin_num）。根據(jù)世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織 （IPO）發(fā)布的《國(guó)際專(zhuān)利分類(lèi)綠色清單》列示的綠色專(zhuān)利分類(lèi)號(hào)（IPC編碼），判斷企業(yè)申請(qǐng)的專(zhuān)利是否為綠色專(zhuān)利并統(tǒng)計(jì)綠色發(fā)明專(zhuān)利與綠色實(shí)用新型專(zhuān)利數(shù)量，采用兩者之和的對(duì)數(shù)衡量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量。第二，綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量（grin_qua）。借鑒張杰與鄭文平［24］的知識(shí)寬度法計(jì)算每個(gè)專(zhuān)利質(zhì)量，計(jì)算公式為q=1－∑τ2。

其中，τ為綠色專(zhuān)利分類(lèi)號(hào)中各大組數(shù)目在分類(lèi)號(hào)總數(shù)中的占比，q為每個(gè)專(zhuān)利質(zhì)量，如某個(gè)綠色專(zhuān)利有5個(gè)IPC分類(lèi)號(hào)，分別為G06Q20/28、G06Q20/34、G06Q20/24、G06Q40/02、G06Q10/10，對(duì)應(yīng)大組G06Q20、G06Q40與G06Q10的個(gè)數(shù)分別為3、1、1。計(jì)算τ值分別為3/5、1/5、1/5，專(zhuān)利質(zhì)量為0.56。對(duì)企業(yè)每年所有綠色專(zhuān)利質(zhì)量取平均值，以此衡量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。

（2）解釋變量：“一帶一路”倡議（treat*post）。當(dāng)企業(yè)屬于同花順“一帶一路”概念板塊時(shí)，treat取值1，反之取值0。時(shí)間區(qū)間為2014—2020年，post取值為1，時(shí)間區(qū)間為2007—2013年，post取值為0。

（3）控制變量。杠桿率（lev），采用企業(yè)負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值衡量；資產(chǎn)收益率（roa），采用企業(yè)凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)年齡（lnage），采用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份取對(duì)數(shù)計(jì)算得到；成長(zhǎng)能力（gro_ab），采用企業(yè)營(yíng)業(yè)收入總額與企業(yè)資產(chǎn)總額的比值測(cè)度；股權(quán)集中度（top10），使用企業(yè)前10大股東持股總份額進(jìn)行測(cè)度。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用2007—2020年A股上市公司專(zhuān)利數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平進(jìn)行測(cè)量，上市公司專(zhuān)利數(shù)據(jù)與財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)與國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，“一帶一路”概念股中262個(gè)企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。刪除經(jīng)營(yíng)不善、數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失以及企業(yè)年齡小于或等于1的樣本，并對(duì)所有變量在1%水平上進(jìn)行Winsorize縮尾處理。最終，得到32 049條觀測(cè)值、4 093家企業(yè)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。從表1可以看出，相較于“一帶一路”倡議提出前，在“一帶一路”倡議提出后，綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量、綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差得以提升，實(shí)驗(yàn)組大于對(duì)照組。相較于基期，對(duì)照組企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在實(shí)驗(yàn)期大幅提升，說(shuō)明除“一帶一路”倡議外，還有其它因素如技術(shù)進(jìn)步和政府政策等共同促進(jìn)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。此外，從基期到實(shí)驗(yàn)期，對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)差均有所提升，說(shuō)明在“一帶一路”倡議提出后，復(fù)雜多變的國(guó)外環(huán)境會(huì)拉大實(shí)驗(yàn)期企業(yè)間綠色創(chuàng)新水平差距。對(duì)于對(duì)照組企業(yè)來(lái)說(shuō)，環(huán)境政策等影響因素同樣會(huì)加劇企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，提升數(shù)據(jù)離散程度。

3 實(shí)證分析

3.1 平行趨勢(shì)與動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)

使用雙重差分方法的前提條件是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在受到政策沖擊前具有相同的變動(dòng)趨勢(shì)。本文采用事件研究法檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在“一帶一路”倡議提出前后是否具有相同的趨勢(shì)。首先，設(shè)置虛擬變量Before1-Before7、Current以及After1-After5，分別表示“一帶一路”倡議提出前1～7年、提出當(dāng)年以及提出后1～5年；其次，將年份虛擬變量與treat相乘；最后，基于上述交互項(xiàng)與控制變量對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果中的交互項(xiàng)系數(shù)如圖2與圖3所示。在“一帶一路”倡議提出前，圖2中只有2007年交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，圖3中只有2007年、2010年交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，其余年份交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組基本滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假定。

基于“一帶一路”倡議提出當(dāng)年以及之后年份的交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，如表2模型（1）與模型（2）所示。模型（1）與模型（2）分別為“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)在“一帶一路”倡議提出當(dāng)年及以后年份均顯著為正，“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的回歸系數(shù)在“一帶一路”倡議提出后兩年及以后年份均顯著為正，說(shuō)明促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量提升所需周期長(zhǎng)、見(jiàn)效慢。

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果與解釋

表2模型（3）與模型（4）為“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的回歸結(jié)果，所有模型加入控制變量、個(gè)體固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)。如表2所示，核心解釋變量treat*post系數(shù)分別為0.296與 0.044 2，在5%水平下顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議能夠提高企業(yè)綠色技術(shù)水平，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

在控制變量中，杠桿率（lev）對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的系數(shù)均顯著為正。杠桿率是指利用金融手段，以更小的成本撬動(dòng)更多的資源，本質(zhì)上可以提高外部資源可得性。杠桿率提升可為企業(yè)綠色研發(fā)提供資金保障，有利于企業(yè)開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)。資產(chǎn)收益率（roa）的系數(shù)均顯著為正。資產(chǎn)收益率提高能夠增加企業(yè)利潤(rùn)和留存收益，為企業(yè)綠色研發(fā)投入提供資金支持。企業(yè)年齡（lnage）的系數(shù)均顯著為負(fù)。企業(yè)年齡往往代表企業(yè)成熟度，雖然成熟度提高可以為企業(yè)帶來(lái)豐富的綠色創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)與物質(zhì)基礎(chǔ)，但會(huì)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)陷入路徑依賴(lài)，難以開(kāi)展顛覆性綠色創(chuàng)新。成長(zhǎng)能力（gro_ab）的系數(shù)均顯著為正。企業(yè)成長(zhǎng)能力表示企業(yè)發(fā)展前景，隨著企業(yè)成長(zhǎng)能力提高，其附加值、總價(jià)值與創(chuàng)新能力隨之提高，促使企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出增加。股權(quán)集中度（top10）提高能夠促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量提升，但對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響不顯著。股權(quán)集中度提高能夠加強(qiáng)專(zhuān)業(yè)經(jīng)理人監(jiān)管，經(jīng)理人為了在短期內(nèi)快速提升自身業(yè)績(jī)，會(huì)將有限的資源用于提升企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)量，原因在于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的周期更長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)更大。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）傾向得分匹配。樣本自選擇性會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，本文采用PSM核匹配法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，匹配變量為杠桿率、資產(chǎn)收益率、企業(yè)年齡、成長(zhǎng)能力與股權(quán)集中度。表2模型（5）與模型（6）分別為傾向得分匹配后的回歸結(jié)果。核心解釋變量treat*post對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量影響的系數(shù)分別為0.298、0.044 5，估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，符號(hào)和顯著性均未發(fā)生顯著變化，說(shuō)明回歸結(jié)果不受傾向得分匹配的影響，本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（2）安慰劑檢驗(yàn)。安慰劑檢驗(yàn)一：改變政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)。將“一帶一路”倡議提出時(shí)間分別提前2年和4年，通過(guò)構(gòu)建虛假時(shí)間變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)，如表3模型（1）～（4）所示。模型（1）與模型（2）將“一帶一路”倡議提出時(shí)間設(shè)定為2010年，模型（3）與模型（4）將提出時(shí)間設(shè)定為2012年。在加入控制變量、個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)后，“一帶一路”倡議對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的積極效應(yīng)從2014年開(kāi)始顯現(xiàn)，對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的積極效應(yīng)從2016年開(kāi)始顯現(xiàn)，從虛假年份到2014年間，交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

安慰劑檢驗(yàn)二：改變對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組。首先，隨機(jī)選擇262個(gè)企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，觀察核心解釋變量treat*post的系數(shù)；其次，按照上述方法重復(fù)抽取1 000次，統(tǒng)計(jì)1 000次核心解釋變量回歸系數(shù)；最后，根據(jù)1 000次回歸系數(shù)繪制核密度圖以觀察系數(shù)分布情況。由圖4與圖5可知，橫軸上實(shí)線(xiàn)為基準(zhǔn)回歸系數(shù)，兩條虛線(xiàn)均為5%顯著性水平下對(duì)應(yīng)的臨界值。由此可以看出，上述核心解釋變量系數(shù)絕大部分落在0附近，且回歸系數(shù)值落在5%顯著性水平下對(duì)應(yīng)的臨界值上側(cè)，充分說(shuō)明隨機(jī)選擇實(shí)驗(yàn)組得到的偽政策虛擬變量系數(shù)估計(jì)值并不顯著，表明未觀測(cè)到的隨機(jī)因素不會(huì)對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響，再次驗(yàn)證了本文研究結(jié)論。

（3）內(nèi)生性檢驗(yàn)。一帶一路”倡議能夠有效提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，同時(shí)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較高的企業(yè)更傾向于參與“一帶一路”倡議。因此，本文采取工具變量法解決內(nèi)生性問(wèn)題。工具變量選取需要滿(mǎn)足外生性與相關(guān)性?xún)蓚€(gè)條件，以企業(yè)注冊(cè)地址是否位于“一帶一路”重點(diǎn)省份作為工具變量，當(dāng)企業(yè)位于“一帶一路”重點(diǎn)省份時(shí)，iv取值為1，否則為0。受地理位置與政府政策的影響，位于“一帶一路”重點(diǎn)省份企業(yè)參與“一帶一路”倡議的可能性更高，因而滿(mǎn)足相關(guān)性要求。相較于非“一帶一路”重點(diǎn)省份企業(yè)而言，位于“一帶一路”重點(diǎn)省份企業(yè)除參與“一帶一路”倡議會(huì)對(duì)自身綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響外，沒(méi)有其它途徑影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。本文核心解釋變量為treat*post，工具變量為iv*post。采用兩階段2sls工具變量法估計(jì)“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表4。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文基準(zhǔn)模型構(gòu)建具有內(nèi)生性問(wèn)題，說(shuō)明使用工具變量法具有合理性與必要性。模型（1）為工具變量法第一階段的回歸結(jié)果，即工具變量對(duì)核心解釋變量的影響，回歸系數(shù)顯著為正且F統(tǒng)計(jì)值為133.96，說(shuō)明工具變量選取滿(mǎn)足相關(guān)性條件，不存在弱工具變量問(wèn)題。模型（2）與模型（3）分別為工具變量法第二階段的回歸結(jié)果。核心解釋變量的系數(shù)均在0.01水平下顯著為正，說(shuō)明在解決內(nèi)生性后，“一帶一路”倡議仍能促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

3.4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響會(huì)因地區(qū)、行業(yè)以及企業(yè)特征差異而有所不同。根據(jù)地區(qū)、行業(yè)及企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性進(jìn)行分組，進(jìn)一步探討不同分組樣本下兩者關(guān)系差異。

（1）地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)。企業(yè)所處地區(qū)會(huì)影響企業(yè)貿(mào)易類(lèi)型與貿(mào)易方式，從而進(jìn)一步影響企業(yè)創(chuàng)新行為。因此，本文將企業(yè)所在城市屬于新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的城市稱(chēng)為內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市，將企業(yè)所在城市屬于21世紀(jì)海上絲綢之路的節(jié)點(diǎn)城市稱(chēng)為沿海節(jié)點(diǎn)城市，將其余企業(yè)所在城市稱(chēng)為非節(jié)點(diǎn)城市，回歸結(jié)果如表5所示。

表5中，模型（1）和模型（2）為“一帶一路”倡議對(duì)非節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的回歸結(jié)果。模型（3）與模型（4）為內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)回歸結(jié)果，模型（5）與模型（6）為沿海節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)回歸結(jié)果。上述回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)非節(jié)點(diǎn)城市影響的回歸系數(shù)分別為0.319、0.047 1，對(duì)內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市影響的回歸系數(shù)分別為0.342、0.054 4，對(duì)沿海型節(jié)點(diǎn)城市影響的回歸系數(shù)分別為0.209、0.029 1，均在5%水平下顯著?！耙粠б宦贰背h對(duì)內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升作用最顯著，非節(jié)點(diǎn)城市次之，沿海節(jié)點(diǎn)最小。主要原因在于，沿海節(jié)點(diǎn)城市大多位于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，相對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家企業(yè)來(lái)說(shuō)，上述地區(qū)企業(yè)對(duì)外界知識(shí)溢出的依賴(lài)程度較低且創(chuàng)新模式大多為自主創(chuàng)新，研發(fā)周期長(zhǎng)、不確定性高。因此，“一帶一路”倡議對(duì)沿海節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)綠色創(chuàng)新的提升作用最小。內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)與非節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)技術(shù)較為落后，以模仿創(chuàng)新作為主要?jiǎng)?chuàng)新模式，對(duì)外界逆向知識(shí)溢出的依賴(lài)程度高。在“一帶一路”倡議實(shí)施后，上述地區(qū)企業(yè)融資約束得到緩解，逆向知識(shí)溢出增加，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平得以提升。相較于非節(jié)點(diǎn)城市，內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市在建設(shè)領(lǐng)域具有明顯優(yōu)勢(shì)，金融資源更為豐富，擁有更多機(jī)遇。因此，“一帶一路”倡議對(duì)內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升作用最顯著。

（2）行業(yè)異質(zhì)性。在“一帶一路”貿(mào)易中，不同行業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)動(dòng)力不同。根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)清潔度將樣本企業(yè)分為高清潔企業(yè)與低清潔企業(yè)。

如表6所示，模型（1）和模型（2）為“一帶一路”倡議對(duì)高清潔企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的回歸結(jié)果，模型（3）與模型（4）為對(duì)低清潔行業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量影響的回歸結(jié)果。上述回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)高清潔企業(yè)影響的回歸系數(shù)分別為0.249、0.046 3，對(duì)低清潔企業(yè)影響的回歸系數(shù)分別為0.459、0.044 9，所有系數(shù)均在5%水平下顯著。與高清潔行業(yè)相比，“一帶一路”倡議對(duì)低清潔行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平具有更顯著的邊際提升效應(yīng)。原因在于，相較于低清潔行業(yè)，高清潔行業(yè)減排壓力較小，不會(huì)過(guò)分關(guān)注綠色技術(shù)創(chuàng)新。對(duì)低清潔行業(yè)而言，“一帶一路”倡議能夠給自身發(fā)展提供機(jī)會(huì)，同時(shí)也對(duì)清潔生產(chǎn)提出更高要求。因此，低清潔行業(yè)要想實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，必須重視清潔生產(chǎn)，加大綠色技術(shù)創(chuàng)新投入。

（3）企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。根據(jù)所有權(quán)性質(zhì)，將上市公司企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)，如表7所示。表7模型（1）與模型（2）為“一帶一路”倡議對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果，模型（3）與模型（4）為對(duì)非國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。上述模型回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸系數(shù)分別為0.419、0.062 9，對(duì)非國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸系數(shù)分別為0.139與0.021 0，均在5%水平下顯著。由此可見(jiàn)， “一帶一路”倡議對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著提升作用。相較于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)在開(kāi)展綠色創(chuàng)新時(shí)具有兩個(gè)方面的優(yōu)勢(shì)：一方面，國(guó)有企業(yè)資本雄厚、資金與人才儲(chǔ)備充足，掌握核心技術(shù)；另一方面，國(guó)有企業(yè)承擔(dān)更大的責(zé)任，不僅需要在日常經(jīng)營(yíng)中創(chuàng)造業(yè)績(jī)、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)，而且需要積極響應(yīng)國(guó)家政策號(hào)召，發(fā)揮“領(lǐng)頭羊”的作用。因此，國(guó)有企業(yè)具備綠色技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)力與動(dòng)力。

3.5 機(jī)制檢驗(yàn)

前文證實(shí)，“一帶一路”倡議可以顯著提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，那么其影響渠道有哪些？參考溫忠麟等［25］的中介檢驗(yàn)三步法構(gòu)建中介效應(yīng)模型，如式（2）～（4）所示。

techit=α0+α1treatit×postit+βX+μi+μt+εit（2）

mechit=θ0+θ1treatit×postit+γX+σi+σt+εit（3）

techit=δ0+δ1treatit×postit+δ2mechit+φX+ωi+ωt+εit（4）

其中，α1為“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)，θ1為“一帶一路”倡議對(duì)中介變量的影響系數(shù)，δ1為“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)，δ2*θ1為“一帶一路”倡議通過(guò)中介渠道對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的間接效應(yīng)。mechit為中介變量，分別為環(huán)保支出、企業(yè)融資約束與逆向知識(shí)溢出。環(huán)保支出（ep）采用企業(yè)當(dāng)年環(huán)保投資總額與營(yíng)業(yè)總收入的比值衡量。借鑒 Kaplan等［26］的測(cè)量方法，選取上市公司經(jīng)營(yíng)性?xún)衄F(xiàn)金流量、現(xiàn)金股利、現(xiàn)金持有、資產(chǎn)負(fù)債率以及Tobin's Q 等5個(gè)指標(biāo)，構(gòu)建融資約束（kz）指數(shù)。該指數(shù)越大，表示企業(yè)所受融資約束程度越高。逆向知識(shí)溢出（rks）采用“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家設(shè)立的子公司資產(chǎn)總和與我國(guó)母公司總資產(chǎn)的比值衡量。

（1）環(huán)保支出渠道。表8模型（2）（1）（3）與模型（4）（1）（5）分別為“一帶一路”倡議通過(guò)環(huán)保支出渠道影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的中介效應(yīng)回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)為0.296， “一帶一路”倡議對(duì)環(huán)保支出影響的回歸系數(shù)為0.031 2， “一帶一路”倡議與環(huán)保支出對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)分別為0.281、0.489，所有系數(shù)均在5%水平下顯著。上述回歸結(jié)果說(shuō)明，環(huán)保支出渠道在此過(guò)程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，即“一帶一路”倡議通過(guò)增加環(huán)保支出進(jìn)一步提高綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量。同理，模型（4）（1）（5）回歸結(jié)果說(shuō)明，環(huán)保支出在“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響過(guò)程中發(fā)揮部分中介作用，即“一帶一路”倡議通過(guò)增加環(huán)保支出進(jìn)一步提高綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。表8回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2a。

（2）融資約束渠道。表9中模型（2）（1）（3）與模型（4）（1）（5）分別為“一帶一路”倡議通過(guò)融資約束渠道影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。同上述分析相似，模型（2）中“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)為0.296，模型（1）中“一帶一路”倡議對(duì)融資約束影響的回歸系數(shù)為-0.304，模型（3）中“一帶一路”倡議與融資約束對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)分別為0.284、-0.040 7，所有系數(shù)均在5%水平下顯著。上述回歸結(jié)果說(shuō)明，“一帶一路”倡議通過(guò)緩解企業(yè)融資約束進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量增長(zhǎng)。同理，模型（4）（1）（5）回歸結(jié)果說(shuō)明，“一帶一路”倡議通過(guò)緩解企業(yè)融資約束進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量提升。表9回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2b。

（3）逆向知識(shí)溢出渠道。表10模型（2）（1）（3）與模型（4）（1）（5）分別為“一帶一路”倡議通過(guò)逆向知識(shí)溢出渠道影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。模型（2）中“一帶一路”倡議對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量影響的回歸系數(shù)為0.296，模型（1）中“一帶一路”倡議對(duì)逆向知識(shí)溢出影響的回歸系數(shù)為0.016 0，模型（3）中“一帶一路”倡議與逆向知識(shí)溢出對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸系數(shù)分別為0.290、0.372。上述回歸結(jié)果說(shuō)明，“一帶一路”倡議通過(guò)增加企業(yè)逆向溢出進(jìn)一步提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量。同理，模型（4）（1）（5）回歸結(jié)果說(shuō)明，“一帶一路”倡議通過(guò)增加企業(yè)逆向知識(shí)溢出進(jìn)一步提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。表10回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2c。

4 結(jié)語(yǔ)

4.1 主要結(jié)論

本文基于2007—2020年中國(guó)上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，將“一帶一路”倡議作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過(guò)構(gòu)建雙重差分模型檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，得到以下主要結(jié)論：

（1）“一帶一路”倡議能夠提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，在PSM、安慰劑、內(nèi)生性等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論不變。

（2）中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議能夠通過(guò)提高環(huán)保支出、緩解企業(yè)融資約束、增加企業(yè)逆向知識(shí)溢出促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量提升。

（3）地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議對(duì)內(nèi)陸節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升作用最顯著，非節(jié)點(diǎn)城市次之，沿海節(jié)點(diǎn)最小。行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，相對(duì)于高清潔行業(yè)企業(yè)而言，“一帶一路”倡議對(duì)低清潔行業(yè)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量具有更顯著的提升作用。企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性結(jié)果表明，相較于非國(guó)有企業(yè)，“一帶一路”倡議對(duì)國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量具有更顯著的提升作用。

4.2 研究啟示

（1）深化與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家戰(zhàn)略合作，為我國(guó)企業(yè)對(duì)外貿(mào)易保駕護(hù)航。本研究結(jié)論肯定了“一帶一路”倡議在企業(yè)綠色創(chuàng)新中的積極作用。因此，堅(jiān)持“走出去”戰(zhàn)略不動(dòng)搖，為企業(yè)參與對(duì)外貿(mào)易營(yíng)造良好的投資環(huán)境，具體措施包括：第一，強(qiáng)化與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家綠色發(fā)展共識(shí)，構(gòu)建生態(tài)環(huán)境“命運(yùn)共同體”，制定有效的環(huán)境政策法規(guī)，完善綠色監(jiān)督體系。第二，凸顯金融機(jī)構(gòu)在企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新中的積極作用。通過(guò)設(shè)計(jì)合理的融資結(jié)構(gòu)與償債模式，幫助企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新收益與風(fēng)險(xiǎn)中達(dá)到平衡。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)合理評(píng)估項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，并積極運(yùn)用各種債務(wù)管理工具分散和抵御各類(lèi)外部風(fēng)險(xiǎn)，為參與“一帶一路”倡議的企業(yè)提供研發(fā)資金，緩解融資約束，促進(jìn)其綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。第三，完善雙邊經(jīng)濟(jì)合作機(jī)制，降低企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)?！耙粠б宦贰毖鼐€(xiàn)國(guó)家眾多，政治、經(jīng)濟(jì)與文化各異，企業(yè)對(duì)外投資面臨的環(huán)境錯(cuò)綜復(fù)雜。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步完善投資協(xié)定，為企業(yè)對(duì)外投資減少障礙，從而促進(jìn)逆向知識(shí)溢出。

（2）實(shí)施差異化、動(dòng)態(tài)化的綠色創(chuàng)新激勵(lì)措施。本文認(rèn)為，“一帶一路”倡議對(duì)不同地區(qū)、不同行業(yè)以及不同所有制企業(yè)具有不同影響。因此，政府應(yīng)根據(jù)企業(yè)類(lèi)型實(shí)施差異化、多元化創(chuàng)新激勵(lì)策略，具體措施包括：第一，助力沿海節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)突破技術(shù)瓶頸，發(fā)揮節(jié)點(diǎn)城市的輻射帶動(dòng)作用，釋放企業(yè)合作潛力，提升“一帶一路”建設(shè)質(zhì)量與效率。第二，充分調(diào)動(dòng)高清潔企業(yè)綠色研發(fā)的積極性。塑造綠色發(fā)展文化，深化高清潔企業(yè)對(duì)綠色創(chuàng)新的認(rèn)識(shí)，構(gòu)建科學(xué)有效的綠色監(jiān)督評(píng)價(jià)體系，對(duì)核心技術(shù)研發(fā)投入予以補(bǔ)貼，改善企業(yè)形象，走社會(huì)與企業(yè)雙贏的可持續(xù)發(fā)展道路。第三，消除對(duì)非國(guó)有企業(yè)的歧視，引導(dǎo)其融入“一帶一路”綠色建設(shè)。鼓勵(lì)國(guó)有企業(yè)集中資源突破技術(shù)難關(guān)，并以“領(lǐng)頭羊”的角色帶動(dòng)非國(guó)有企業(yè)綠色發(fā)展。此外，鼓勵(lì)非國(guó)有企業(yè)建立高水平研發(fā)機(jī)構(gòu)，支持非國(guó)有企業(yè)通過(guò)設(shè)立綠色技術(shù)研究院、生態(tài)環(huán)境保護(hù)研究院等新型綠色研發(fā)組織，發(fā)揮行業(yè)示范作用，從而有效提升非國(guó)有企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

4.3 研究不足與展望

本文存在以下不足：第一，在中介機(jī)制上，從“一帶一路”倡議給企業(yè)帶來(lái)的壓力與激勵(lì)兩個(gè)方面，提出3個(gè)影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介機(jī)制，但有理由相信，可能存在其它影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的路徑。第二，在研究視角上，重點(diǎn)關(guān)注“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效應(yīng)，沒(méi)有考慮“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家的綠色創(chuàng)新效應(yīng)。期待以上兩個(gè)方面的不足在未來(lái)得到完善。

參考文獻(xiàn)：

［1］ ZHANG Y， WANG J， XUE Y， et al. Impact of environmental regulations on green technological innovative behavior： an empirical study in China［J］. Journal of Cleaner Production， 2018， 188（4）： 763-773.

［2］ 徐思，何曉怡，鐘凱.“一帶一路”倡議與中國(guó)企業(yè)融資約束［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019，36（7）：155-173.

［3］ 呂越，陸毅，吳嵩博，等.“一帶一路”倡議的對(duì)外投資促進(jìn)效應(yīng)——基于2005—2016年中國(guó)企業(yè)綠地投資的雙重差分檢驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)研究， 2019，54（9）：187-202.

［4］ 倫曉波，韓云.中國(guó)對(duì)外直接投資有助于沿線(xiàn)國(guó)家綠色技術(shù)創(chuàng)新嗎——基于“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策， 2022，39（4）：39-48.

［5］ 朱俏俏，孫久文.“一帶一路”倡議與中國(guó)企業(yè)綠色創(chuàng)新［J］.南京社會(huì)科學(xué)，2020，31（11）：33-40.

［6］ 楊波，李波.“一帶一路”倡議與企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)［J］.國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索， 2021，37（6）：20-36.

［7］ 劉金科， 肖翊陽(yáng). 中國(guó)環(huán)境保護(hù)稅與綠色創(chuàng)新：杠桿效應(yīng)還是擠出效應(yīng)［J］. 經(jīng)濟(jì)研究， 2022，57（1）：72-88.

［8］ 戴萬(wàn)亮，路文玲.環(huán)保輿論壓力對(duì)制造企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的影響——領(lǐng)導(dǎo)環(huán)保意識(shí)與組織綠色學(xué)習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策， 2020，37（9）：131-137.

［9］ 翟華云，劉易斯.數(shù)字金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)系研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策， 2021，38（17）：116-124.

［10］ 朱文濤， 呂成銳， 顧乃華. OFDI、逆向技術(shù)溢出對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究［J］. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2019，29（9）：63-73.

［11］ RUGMAN A， VERBEKE A. Corporate strategies and environmental regulations： an organizing framework［J］. Strategic Management Journal， 1998， 19（4）： 363-375.

［12］ 曹翔， 滕聰波， 張繼軍.“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家環(huán)境質(zhì)量的影響［J］. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2020，30（12）：116-124.

［13］ 李芳芳，解?，|，李心斐，等.綠色“一帶一路”建設(shè)對(duì)綠色貿(mào)易壁壘發(fā)展的影響路徑研究［J］.國(guó)際貿(mào)易， 2021，40（9）：78-88.

［14］ CHRISTMANN P. Multinational companies and the natural environment： determinants of global environmental policy standardization［J］. Academy of Management Journal， 2004， 47（5）： 747-760.

［15］ ZYGLIDOPOULOS S C. The social and environmental responsibilities of multinationals： evidence from the brent spar case［J］. Journal of Business Ethics， 2002， 36（1/2）： 141-151.

［16］ 亞琨，羅福凱，王京.技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)環(huán)境成本——“環(huán)境導(dǎo)向”抑或“效率至上”［J］.科研管理， 2022，43（2）：1-13.

［17］ GUARIGLIA A，LIU P. To what extent do financing constraints affect Chinese firms' innovation activities［J］. International Review of Financial Analysis， 2014， 36（1）： 223-240.

［18］ ZHONG L， ZHENG J. Research on dynamic game model of enterprise green technology innovation driving force［J］. Journal of Artificial Intelligence Practice， 2017， 2（1）： 13-19.

［19］ 張新民，張婷婷，陳德球.產(chǎn)業(yè)政策、融資約束與企業(yè)投資效率［J］.會(huì)計(jì)研究， 2017，38（4）：12-18.

［20］ 王克敏，劉靜，李曉溪.產(chǎn)業(yè)政策、政府支持與公司投資效率研究［J］.管理世界，2017，33（3）：113-124.

［21］ PAN X， LI M， WANG M， et al. The effects of outward foreign direct investment and reverse technology spillover on China's carbon productivity［J］. Energy Policy， 2020， 145（10）： 111730.

［22］ 王桂軍， 張輝. “一帶一路”與中國(guó)OFDI企業(yè)TFP：對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家投資視角［J］. 世界經(jīng)濟(jì)， 2020，43（5）：49-72.

［23］ CHEN S， QIANG Q P. The trade network structure of the "One Belt and One Road" and its environmental effects［J］. Sustainability （Basel， Switzerland）， 2020， 12（9）： 3519.

［24］ 張杰，鄭文平.創(chuàng)新追趕戰(zhàn)略抑制了中國(guó)專(zhuān)利質(zhì)量么［J］.經(jīng)濟(jì)研究， 2018，53（5）：28-41.

［25］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學(xué)進(jìn)展， 2014，22（5）：731-745.

［26］ KAPLAN S N， ZINGALES L.Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints［J］.The Quarterly Journal of Economics，1997，112（1）：169-215.

（責(zé)任編輯：張 悅）

英文標(biāo)題Does the Belt and Road Initiative Enhance the Level of Green Technology Innovation of Chinese Enterprises？

英文作者Zhang Xuna1，Wu Jianluan2，Lu shanbing1

英文作者單位（1.School of Economics and Management， Northwest University，Xi'an 710127，China；2.School of Economics and Finance， Xi'an Foreign Studies University，Xi'an 710128，China）

英文摘要Abstract：Green technological innovation refers to the technological innovation that aims at protecting the environment， integrating environmental principles in innovation and harmonizing economic benefits， social benefits and ecological benefits of enterprises. It is an important measure to promote energy conservation and emission reduction and build ecological civilization by improving the level of green technology innovation. However， most enterprises show a negative attitude towards the barriers and R&D costs of green technology innovation， which leads to the low level of green technology in China. Therefore it is an important issue for the government to design reasonable policies to encourage enterprises to carry out green innovation activities. The Belt and Road Initiative（BRI） which was proposed by Chinese government in 2013 advocates the concept of low carbon and sustainable development. It puts forward new requirements for the environmental protection work of enterprises， while encouraging enterprises to participate in BRI. As a top-level national design， BRI provides more support and good opportunities for Chinese enterprises to carry out green innovation activities and enhance their capacity for green innovation. "Going global" is not only an inevitable trend of cooperation， but also an inherent requirement of the BRI. For this reason there are great theoretical and practical significances for China's economic development and inclusive growth by exploring the influence of BRI on enterprise's green technology innovation .

Drawing on the data of Chinese listed companies from 2007 to 2020， the study centers on the BRI to conduct a quasi-natural experiment and explores the influence of BRI on enterprise's green technology innovation. This paper proposes that the? Belt and Road initiative can improve the reverse knowledge spillover of subsidiaries through two ways： green R & D cost sharing and green R & D achievement feedback. The cooperative R & D between Chinese enterprises and other foreign enterprises has expanded the scale of R & D investment， reduced R & D risks， and improved the success rate of green R & D activities. The feedback of green R & D achievements is a mechanism to use the technologies and resources of countries along the Belt and Road routes to re-integrate the green technology of enterprises in the home country and feed back the R & D achievements to the parent companies. The empirical results show that the BRI significantly improves the enterprise green technology innovation level and the results are still robust after a series of robustness tests such as propensity score matching， placebo test and endogenous processing. The mediating effect test results show that the BRI indirectly improves the enterprise's green technology innovation level by the following three intermediary channels： increasing the environmental expenditure， alleviating financing constraints and increasing the reverse knowledge spillover. Finally， the heterogeneity test results indicate that the BRI has a more significant effect on inland node cities， low clean industries and state-owned enterprises.

Compared to the existing related studies， the main contributions of this study are as follows. Firstly， this research provides a new perspective for the impact of macro policies on micro enterprises. Taking BRI as a quasi-natural experiment， the research examines its impact on the green innovation behavior of micro enterprises from multiple angles and provides strong evidence support for the positive economic effect brought by the BRI. Secondly， it enriches the theoretical basis of enterprise green technology innovation. Different from the other literatures， this research examines the green economic effect of the BRI， which enriches relevant researches on the impact of macro policies on enterprise green innovation and provides a new direction for the government to encourage enterprises to carry out green technological innovation activities. Thirdly， it discusses the influence mechanism of macro policy on micro enterprises. The BRI indirectly improves green technology innovation level by improving enterprise's environmental expenditure， easing financing constraints and increasing reverse knowledge spillover， which reveals the basic transmission mechanism of BRI to the green technological innovation of enterprises. The conclusions of this research have certain reference significance for the government to formulate the policies of the BRI.

英文關(guān)鍵詞Key Words：The Belt and Road Initiative; Green Technology Innovation; Mediating Effect Test; Heterogeneity Test

收稿日期：2022-01-18? 修回日期：2022-04-18

基金項(xiàng)目：陜西省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目（2020ZLYJ－18）；陜西省教育廳一般專(zhuān)項(xiàng)項(xiàng)目（21JK0302）

作者簡(jiǎn)介：張旭娜（1993-），女，河南洛陽(yáng)人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；吳建鑾（1986-），女，福建三明人，博士，西安外國(guó)語(yǔ)大學(xué)經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院副教授，研究方向?yàn)榭萍紕?chuàng)新、綠色金融與低碳發(fā)展；盧山冰（1966-），男，河北石家莊人，博士，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)椤耙粠б宦贰眹?guó)際產(chǎn)能合作。本文通訊作者：吳建鑾。