微觀主體的綠色發(fā)展對創(chuàng)新績效的影響

連雨婷 張雅夢 郝桐煊 劉曉麗

摘 要：隨著雙碳目標(biāo)的提出，我國對于微觀主體的綠色發(fā)展要求愈加嚴(yán)格，企業(yè)在保持可持續(xù)發(fā)展的同時，自身的創(chuàng)新水平也要相應(yīng)提升，從而契合國家創(chuàng)新型發(fā)展戰(zhàn)略。本文利用2011—2022年416家上市公司的環(huán)保投資、二氧化碳減排量以及研發(fā)投入，通過構(gòu)建OLS模型和嶺回歸模型研究企業(yè)的綠色發(fā)展對于創(chuàng)新績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)保投資和二氧化碳減排量單獨作用于企業(yè)的研發(fā)投入時效果不顯著，但是當(dāng)兩者同時產(chǎn)生作用時效果顯著，兩者對于企業(yè)的研發(fā)投入呈正向影響。因此，企業(yè)的綠色發(fā)展會提高創(chuàng)新績效。通過穩(wěn)健回歸和Tobit回歸，更進一步驗證了企業(yè)的綠色發(fā)展會促進創(chuàng)新發(fā)展。本文研究結(jié)論更加豐富了企業(yè)綠色發(fā)展與創(chuàng)新發(fā)展關(guān)系的研究，為促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了一定的經(jīng)驗借鑒。

關(guān)鍵詞：綠色發(fā)展；創(chuàng)新績效；環(huán)保投資；二氧化碳減排量；研發(fā)投入

本文索引：連雨婷， 張雅夢，郝桐煊，等.<變量 2>[J].中國商論，2024（10）：-161.

中圖分類號：F124.6 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）05（b）--05

1 引言

2015年，在黨的十八屆五中全會上，我國首次提出新發(fā)展理念，其中包括綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展。作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標(biāo)，綠色發(fā)展旨在堅持經(jīng)濟的高效、和諧和可持續(xù)發(fā)展綠色發(fā)展，促進生態(tài)文明發(fā)展。2018年以來，我國不斷完善綠色發(fā)展理念的相關(guān)政策，旨在建立一個和諧美麗的社會主義社會。當(dāng)今時代，經(jīng)濟的發(fā)展更加注重生態(tài)文明的發(fā)展，促進人與自然的和諧共生。黨的二十大報告提出“加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型……推動形成綠色低碳的生產(chǎn)方式和生活方式”“積極穩(wěn)妥推進碳達峰碳中和，積極參與應(yīng)對氣候變化全球治理”。因此，綠色發(fā)展越來越成為整個社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵?！熬G水青山就是金山銀山”是對當(dāng)代中國經(jīng)濟發(fā)展要求最好的詮釋。習(xí)近平總書記強調(diào)的綠色發(fā)展是創(chuàng)新發(fā)展，是經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的協(xié)調(diào)發(fā)展，是資源節(jié)約和永續(xù)利用的可持續(xù)發(fā)展，是人與自然和諧共生的系統(tǒng)發(fā)展，是生態(tài)效益與經(jīng)濟效益、社會效益相統(tǒng)一的整體發(fā)展（李曼玉，2022）。綠色發(fā)展要求人與自然和諧共生、經(jīng)濟與生態(tài)共贏（楊新梅，2022）。除此之外，經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展也離不開創(chuàng)新發(fā)展，當(dāng)今世界的競爭越來越體現(xiàn)的是科技創(chuàng)新與人才的競爭。黨的十九大報告明確指出，創(chuàng)新作為社會發(fā)展的持續(xù)動力，對建設(shè)現(xiàn)代化的經(jīng)濟體系具有重要戰(zhàn)略支撐作用。同時，它也是目前中國企業(yè)加快轉(zhuǎn)型升級、增強國際競爭實力的必經(jīng)之路。創(chuàng)新是第一生產(chǎn)力，是推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展和技術(shù)進步的重要推手。創(chuàng)新發(fā)展作為新發(fā)展理念之首，對于中國經(jīng)濟的發(fā)展有著重要作用，2018年以來，我國出臺了一系列政策，支持創(chuàng)新發(fā)展，助力創(chuàng)新型國家的建設(shè)。

2 文獻綜述

綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展不斷融合，許多學(xué)者對此進行了研究。

在綠色發(fā)展方面，韋佳培（2023）基于回歸模型研究認(rèn)為在“雙碳”背景下，外部經(jīng)濟政策不確定的情況下對于綠色投資的正向影響更加顯著。楊新梅（2022）測算中國城市的綠色發(fā)展水平，利用空間相關(guān)分析、Dagum基尼系數(shù)等方法研究發(fā)現(xiàn)我國城市的綠色發(fā)展水平正逐步提升。王功賀（2022）通過雙重差分法認(rèn)為在“實施碳排放交易政策”背景下，試點地區(qū)綠色發(fā)展水平的提高存在顯著的正向作用。因此，綠色發(fā)展對于我國的經(jīng)濟水平、城市發(fā)展等各方面的影響整體呈現(xiàn)出積極作用。但是，我國的綠色發(fā)展水平仍然存在一些問題，蔣海舲（2021）運用超效率EBM模型研究認(rèn)為在中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進背景下，綠色發(fā)展任重道遠(yuǎn)。

當(dāng)前，綠色發(fā)展的研究大多集中在綠色發(fā)展對于經(jīng)濟發(fā)展的促進作用方面，缺乏對綠色發(fā)展其他方面的研究，并且研究對象大多為城市的發(fā)展。

在創(chuàng)新發(fā)展方面，沈偉康（2022）基于SA優(yōu)化后的PPC算法研究認(rèn)為，在先進制造業(yè)迅速發(fā)展的背景下，科技創(chuàng)新不斷突破是內(nèi)生經(jīng)濟增長的動力源泉，促進了經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展與結(jié)構(gòu)升級。高源（2022）在金融科技迅速發(fā)展的背景下，運用計量實證分析方法認(rèn)為金融科技的技術(shù)進步對經(jīng)濟創(chuàng)新的積極影響較大，緩解企業(yè)的融資約束。黃穎靜（2022）基于銀行理財產(chǎn)品進行PEST分析認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)金融理財發(fā)展方式有利于傳統(tǒng)商業(yè)銀行領(lǐng)域的發(fā)展，為其提供新的運營思路。王帥（2019）在新發(fā)展背景下運用DEA- BCC模型對創(chuàng)新效率進行靜態(tài)分析，發(fā)現(xiàn)教育水平對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響最強。蔡建榮（2017）在推進“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略要求下運用DEA和因子分析法認(rèn)為，選擇合適的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新方式，并積極響應(yīng)將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上升至國家經(jīng)濟社會發(fā)展戰(zhàn)略層面。

創(chuàng)新發(fā)展的研究大多需要與金融和教育等方面的內(nèi)容融合，并且創(chuàng)新發(fā)展對于其他方面的影響總體呈現(xiàn)出積極促進作用。

本文基于上述文獻的影響，選取416家上市公司為研究樣本，研究企業(yè)的綠色發(fā)展對于創(chuàng)新發(fā)展的影響，從而得到未來企業(yè)發(fā)展過程中需要注意的問題。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取我國2011—2022年416家上市公司的數(shù)據(jù)為研究樣本，主要包括企業(yè)的環(huán)保投資、二氧化碳減排量、研發(fā)創(chuàng)新投入、資產(chǎn)總額、資產(chǎn)負(fù)債率和凈利潤，以上所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。此外，參照郭俊杰（2022）和韋佳培（2023）的研究，本文選取環(huán)保投資作為衡量企業(yè)綠色發(fā)展的一個重要指標(biāo)；二氧化碳減排量主要根據(jù)丁攀（2023）對于企業(yè)碳減排效應(yīng)的綠色研究選??；依據(jù)劉時雨（2023）對于企業(yè)創(chuàng)新績效的研究選取研發(fā)投入作為被解釋變量的衡量指標(biāo)。

3.2 變量選取

3.2.1 核心解釋變量

基于已有微觀主體綠色發(fā)展的研究（郭俊杰和韋佳培，2022），本文選取環(huán)保投資和二氧化碳減排量作為核心解釋變量來對企業(yè)的綠色發(fā)展進行測度。用兩者的交乘項來反映兩者共同作用的結(jié)果，即企業(yè)綠色發(fā)展的影響。

3.2.2 被解釋變量

現(xiàn)有的關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的研究（劉時雨，2023），主要集中在研發(fā)投入與研發(fā)支出兩個方面，但是本文考慮到研發(fā)投入是企業(yè)在受到外部環(huán)境的影響下，發(fā)揮主體作用而產(chǎn)生的行為，所以選取企業(yè)的研發(fā)投入作為被解釋變量，企業(yè)的研發(fā)投入可以有效衡量企業(yè)的創(chuàng)新績效。

3.2.3 控制變量

對于企業(yè)綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展的研究（龍子午和張曉菲，2023），本文選取企業(yè)的資產(chǎn)總額、資產(chǎn)負(fù)債率以及企業(yè)的凈利潤作為控制變量。

綜上，變量的具體描述如表1所示。

3.3 模型設(shè)定

為研究企業(yè)綠色發(fā)展對于企業(yè)的創(chuàng)新績效影響，本文建立如下回歸模型：

其中，i表示企業(yè)，t表示年份；企業(yè)的研發(fā)投入R&DIit為被解釋變量，企業(yè)的碳減排量CO2it和環(huán)保投資EIit為核心解釋變量，交乘項CO2it*EIit代表兩者共同作用的影響，即企業(yè)綠色發(fā)展的影響；控制變量為企業(yè)的規(guī)模Sizeit、企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率Levit以及企業(yè)的凈利潤Roait。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文根據(jù)416家上市公司2011—2022年的數(shù)據(jù)416個數(shù)據(jù)和指標(biāo)的選取，得出相關(guān)變量的描述統(tǒng)計結(jié)果，如表2所示。從表2可以分析得到，研發(fā)投入的平均值為625000000元，整體呈現(xiàn)出較高水平，但是其最大值為23700000000元，最小值為428082.9元，兩者之間的差距較為明顯，可以得出在創(chuàng)新方面，部分企業(yè)的認(rèn)知意識較低。環(huán)保投資的最大值為3618076萬元，最小值為0.5萬元，兩者之間的差額較大，可以分析得出各個公司環(huán)境保護的意識發(fā)展不平衡，對于環(huán)保意識低的企業(yè)要加強提高。二氧化碳減排量也存在最大值與最小值相差較大的問題，最大的二氧化碳減排量達到77500000噸，而最小的減排量為-1076噸，意味著該企業(yè)反而排放較大數(shù)量的二氧化碳。因此，一些企業(yè)的環(huán)境保護意識較低，創(chuàng)新意識較低，本文將根據(jù)企業(yè)綠色發(fā)展是否對于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生的影響進行研究。

4.2 Spearman相關(guān)性分析

為檢驗解釋變量自身以及解釋變量與被解釋變量之間是否存在較強的相關(guān)性，本文進行Spearman相關(guān)性分析，得到的結(jié)果如圖1所示。通過圖1數(shù)據(jù)可以分析得出，環(huán)保投資與二氧化碳減排量之間存在一定的相關(guān)性，其值為0.551<0.8，相關(guān)性不是很大。

4.3 OLS回歸結(jié)果

本文利用OLS研究企業(yè)的綠色發(fā)展對于自身創(chuàng)新績效的影響，得到的結(jié)果如表3所示。根據(jù)表2結(jié)果分析得到，環(huán)保投資單獨于企業(yè)的研發(fā)投入，其P值為0.04<0.05，影響顯著，但顯著效果不明顯，當(dāng)企業(yè)的二氧化碳減排量單獨作用于企業(yè)的研發(fā)投入時，其P值為0.878>0.05，影響不顯著。如果兩者共同作用形成新的解釋變量，那么企業(yè)的環(huán)保投資和二氧化碳的減排量對于企業(yè)的研發(fā)投入P值為0<0.05，因此其影響是顯著的。隨著兩者數(shù)量的增大，研發(fā)投入的金額也相應(yīng)增大，因此可以得出企業(yè)的綠色發(fā)展對于企業(yè)的創(chuàng)新績效起到了積極的促進作用。

4.4 嶺回歸結(jié)果

為消除OLS回歸中可能產(chǎn)生的多重共線性問題，本文對核心解釋變量與被解釋變量進行嶺回歸分析。

第一，得到K值。根據(jù)嶺跡圖和方差擴大因子法確定K=0.069。

第二，根據(jù)K值進行嶺回歸分析，得到結(jié)果如表4所示?；趲X回歸的結(jié)果：F檢驗顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，表明解釋變量企業(yè)的二氧化碳減排量與環(huán)保投資和被解釋變量研發(fā)投入之間存在回歸關(guān)系。模型的擬合優(yōu)度R?為0.669，模型表現(xiàn)較為良好。

4.5 固定效應(yīng)

本文通過嶺回歸結(jié)果消除多重共線性問題，并且進行固定效應(yīng)分析，雙碳政策是2020年9月中國政府在聯(lián)合國大會上正式提出的，因此將2020年作為時間界限劃分，得到的結(jié)果如表5所示。時間固定效應(yīng)模型的F檢驗結(jié)果顯示，顯著性P值為0.041**，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此模型有效。

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 穩(wěn)健回歸

穩(wěn)健回歸模型用于樣本點存在異常值時，替代OLS回歸的一種方法，在該模型下得到的結(jié)果更為精確。通過穩(wěn)健回歸得到的結(jié)果如表6所示。本文通過表6分析得到：基于變量環(huán)保投資萬元，顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，說明環(huán)保投資萬元對研發(fā)投入金額元產(chǎn)生顯著性影響?；谧兞慷趸紲p排量噸，顯著性P值為0.076*，水平上不呈現(xiàn)顯著性，說明二氧化碳減排量噸對研發(fā)投入金額元不產(chǎn)生顯著性影響?；谧兞拷怀隧?，顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，說明交乘項對研發(fā)投入金額元產(chǎn)生顯著性影響。與OLS回歸得到的結(jié)果一致，證明了OLS回歸存在的正確性。

5.2 Tobit回歸

Tobit回歸模型的使用減少了模型對于被解釋變量的限制，使得回歸結(jié)果更加準(zhǔn)確。如表7所示，解釋變量環(huán)保投資顯著性P值為0.039**，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此環(huán)保投資顯著。解釋變量二氧化碳減排量顯著性P值為0.877，水平上不呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，因此二氧化碳減排量顯著。解釋變量交乘項顯著性P值為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設(shè)，交乘項顯著。因此，環(huán)保投資和二氧化碳減排量單獨作用的效果不如兩者共同作用于研發(fā)投入的影響更加顯著。

6 結(jié)語

本文通過環(huán)保投資和二氧化碳減排量兩個指標(biāo)構(gòu)建企業(yè)綠色發(fā)展的測度水平，利用OLS回歸和嶺回歸研究企業(yè)綠色發(fā)展對于企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。結(jié)果表明：環(huán)保投資單獨作用于企業(yè)的研發(fā)投入（創(chuàng)新績效）時，影響效果顯著，但顯著程度不大；但是當(dāng)企業(yè)的二氧化碳減排量單獨作用于企業(yè)的研發(fā)投入時，影響效果不顯著。當(dāng)兩者共同作用于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展時，影響效果顯著，通過嶺回歸消除多重共線性后的結(jié)果與OLS回歸結(jié)果一致，且更加精確。2020年，我國在聯(lián)合國大會上提出“雙碳”目標(biāo)后，兩個解釋變量對于企業(yè)研發(fā)投入的影響效果顯著。最后，本文利用穩(wěn)健回歸和Tobit回歸對于OLS回歸得到的結(jié)果進行檢驗，得到的結(jié)果一致，說明綠色發(fā)展對于企業(yè)的創(chuàng)新績效會產(chǎn)生積極影響。

最后，文章基于上述研究結(jié)論，針對企業(yè)的綠色發(fā)展促進企業(yè)創(chuàng)新，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提出如下政策啟示：

（1）企業(yè)要加強多角度投入，促進企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展

本文研究發(fā)現(xiàn)，二氧化碳減排量和環(huán)保投資的共同作用，對于企業(yè)的研發(fā)投入有積極的影響。因此，企業(yè)只有從多個角度，多個方面加強綠色發(fā)展的投入，才能起到共振的效果，使得企業(yè)綠色發(fā)展的測度水平更加全面，促進企業(yè)綠色與創(chuàng)新的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而助推企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

（2）企業(yè)要強化綠色可持續(xù)發(fā)展，從而推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展

當(dāng)今時代，經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展已成為每個企業(yè)面臨的問題，企業(yè)要加強自身的綠色可持續(xù)發(fā)展，本文研究綠色發(fā)展能夠有效助推企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，因此為了使企業(yè)在創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略中更加具有優(yōu)勢，企業(yè)要增強自身的綠色發(fā)展，以可持續(xù)經(jīng)濟帶動企業(yè)的創(chuàng)新。

（3）企業(yè)要順勢而為，利用時代發(fā)展的潮流，推動自身發(fā)展

我國2020年在聯(lián)合國大會上，提出了“雙碳”目標(biāo)，預(yù)計在2060年以前完成兩個目標(biāo)。因此，相關(guān)企業(yè)要加強對時代發(fā)展潮流的把握，合理利用國家該項目標(biāo)的提出，大力發(fā)展自身的綠色和可持續(xù)發(fā)展，從而助推企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻

高姍姍，許彩慧.雙碳目標(biāo)下中國產(chǎn)業(yè)鏈綠色低碳轉(zhuǎn)型的思考[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報，2024（1）： 1-12.

習(xí)近平. 高舉中國特色社會主義思想偉大旗幟為全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家而團結(jié)奮斗： 在中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會上的報告[M].北京：人民出版社，2022：50-52.

韋佳培，吳洋濱.“雙碳”目標(biāo)下我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的路徑選擇[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2023（9）：25-27.

楊新梅，黃和平，周瑞輝.中國城市綠色發(fā)展水平評價及時空演變[J].生態(tài)學(xué)報，2023，43（4）：1353-1365.

王功賀.碳排放交易政策對地區(qū)綠色發(fā)展的影響研究[D].濟南： 山東財經(jīng)大學(xué)，2022.

侯宇琦.數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域綠色發(fā)展的影響效應(yīng)研究[D].蘭州： 蘭州大學(xué)，2021.

蔣海舲.綠色發(fā)展背景下中國工業(yè)用地利用效率時空特征及影響因素研究[D].南昌： 江西財經(jīng)大學(xué)，2021.

沈偉康.科技金融與先進制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展耦合路徑研究[D].石家莊： 河北地質(zhì)大學(xué)，2022.

高源.金融科技對創(chuàng)新發(fā)展的影響[D].成都： 四川大學(xué)，2022.

黃穎靜.互聯(lián)網(wǎng)金融背景下成都銀行理財產(chǎn)品創(chuàng)新發(fā)展研究[D].成都： 西南財經(jīng)大學(xué)，2019.

王帥.京津冀產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展評價及影響因素分析[D].北京： 首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，2019.

蔡建榮.甘肅戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展研究[D].蘭州： 蘭州大學(xué)，2017.

郭俊杰，方穎.綠色信貸、融資結(jié)構(gòu)與企業(yè)環(huán)境投資[J].世界經(jīng)濟，2022，45（8）：57-80.

丁攀，李凌，潘秋蓉，等.環(huán)境規(guī)制、轉(zhuǎn)型金融與企業(yè)碳減排效應(yīng)[J].南方金融，2023（12）： 1-15.

劉時雨，秦暢.銀行數(shù)字化轉(zhuǎn)型如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效： 基于信貸配置視角[J].金融理論與實踐，2023（9）：49-58.

龍子午，張曉菲.ESG表現(xiàn)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響： 基于中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].南方金融，2023（12）： 1-16.