綠色創新緩解企業融資約束的效應研究
——基于中國上市公司的經驗證據

李琪琦

（中國人民銀行四川省分行，四川 成都 610041）

一、引言

《巴黎協定》提出各方將努力實現溫室氣體排放達峰、溫室氣體凈零排放，為了實現這些長期氣候目標，許多國家都在努力推動綠色發展。作為世界上主要的能源消費國和碳排放國（Tolliver et al.，2020），中國承諾“力爭2030 年前二氧化碳排放達到峰值，2060 年前實現碳中和”。2021 年，“碳中和、碳達峰”的目標被寫入《政府工作報告》，“十四五”時期大力推動產業的綠色轉型和升級，綠色轉型成為中國經濟實現高質量發展的必由之路；同時，企業也在積極實現更優環境績效的綠色轉型。因此，中國企業綠色創新迎來重大發展機遇，這需要社會各界的共同努力。

綠色創新被定義為一種能夠有效降低環境風險、減少污染以及降低能源使用負面影響的創新（OECD，2008），其是實現企業可持續發展、促進節能減排、推進生態文明建設、推動經濟高質量發展的重要支撐。近年來，隨著綠色經濟發展，企業綠色創新的經濟問題受到了學者們的高度關注。目前綠色創新的研究文獻主要聚焦于企業業績（耿云江和趙欣欣，2022）、高管激勵策略選擇（王旭和王非，2019）、綠色要素生產率（胡天楊，2022）等領域，而從企業融資約束視角進行研究的文獻較少。因此，綠色創新能否助力企業緩解融資約束，哪些因素會影響綠色創新與融資約束之間的關聯性，影響程度如何等一系列問題值得進一步研究。有鑒于此，本文以滬深A股上市公司為研究樣本，運用2014—2021 年數據實證檢驗企業綠色創新與融資約束之間的關系，同時還考察了產權性質和企業污染程度在兩者關系中的調節作用。

本文的貢獻如下：首先，本文的研究發現企業綠色創新有利于緩解企業融資約束，這一結論豐富了綠色創新的文獻研究；其次，通過分析產權性質和企業污染程度的調節效應，本文為綠色創新和融資約束提供了一個新的研究視角，這一結論有利于深化認識綠色創新緩解企業融資約束的影響機制。

二、文獻回顧與假設提出

Banerjee（2011）指出，綠色創新戰略能夠使企業改進生產流程、開發環保產品，從而降低運營成本、提升經營業績。企業注重綠色創新有利于提高企業的環境合法性、改善企業形象（Xie et al.，2019）和優化財務表現（Turulja &Bajgoric，2018）。同時，推動綠色創新有利于降低企業的信用風險，從而使債權人更傾向于為企業提供更多的資金和更加優惠、便利的融資條件。2012 年，金融監管機構出臺《綠色信貸指引》，在該指引下，綠色創新企業能夠獲得更優惠的貸款利率和更高的貸款額度。政府決策與商業銀行之間存在著緊密的關系（Hou et al.，2018），向綠色創新企業提供貸款符合政府引導銀行支持綠色信貸的系統性規劃。綜上所述，綠色創新有助于通過樹立企業綠色形象獲取各類資源，促進經營績效提升，并向外部傳遞出企業具有可持續發展能力的正向信號，進而降低企業信用風險，這必然會拓展企業的融資渠道，緩解融資約束問題。因此，本文提出假設H1：

假設H1：綠色創新能夠顯著緩解企業融資約束。

產權性質是影響企業獲取資源能力的重要因素。不同于發達國家，我國企業的融資約束與經濟干預有著緊密聯系（鄧可斌和曾海艦，2014），從而導致綠色創新對不同所有制企業融資約束的影響不同。在有限的資源總量中，國有企業因先天的優勢而有機會獲得更多經濟資源和政策優惠，如優惠利率貸款、稅收減免、財政補貼等，這必然對非國有企業的生存和發展空間產生一定的擠壓（Allen et al.，2005）。相反，大部分非國有企業存在一定的競爭劣勢，加之存在信貸限制和信息不對稱問題，其融資成本相對較高，易陷入融資困境，即非國有企業面臨的融資約束通常較高（余明桂和潘紅波，2008）。企業的綠色創新行為可以助力其獲得來自利益相關者的各類資源和資金，以解決融資方面的困難和問題。因此，本文提出假設H2：

假設H2：與國有企業相比，非國有企業的綠色創新對融資約束的緩解作用更為顯著。

環境規制對重污染企業和環保企業的執行效果往往存在很大的差異，從而導致不同污染程度企業的綠色創新對融資約束產生的影響不同。重污染行業可能會面臨外界對其是否關注環境問題、履行社會責任的質疑（Hudson，2008），更容易受到媒體的負面報道和較差的社會評價（Vergne，2011）。為此，我國針對重污染企業頒布了一系列環境監管制度規定，要求其進行相關披露，這使得其在合法合規性方面承壓較大。正因為面對來自各界的壓力，重污染企業對其社會形象更為重視和敏感。Chen（2008）認為，企業通過開展綠色創新來適應環境保護的要求，有助于降低污染懲罰成本和不合規成本。重污染企業主動承擔社會責任，通過增加綠色創新投入，積極響應眾多利益相關者的環保訴求（李彬等，2011），這無疑有助于塑造良好的聲譽，建立有利的外部關系，獲取更多資源（顧雷雷等，2020）。因此，本文提出假設H3：

假設H3：與非重污染企業相比，重污染企業的綠色創新對融資約束的緩解作用更為顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取中國滬深A 股上市公司為研究樣本。2014年，《中華人民共和國環境保護法》修訂通過，此后我國企業對于綠色創新的重視程度大幅提升。本文選取2014—2021 年為樣本期，并依次對研究樣本做了以下剔除：ST、*ST 和PT 公司；金融行業公司；缺乏關鍵變量數據的樣本。另外，為了避免極端值的影響，對所有連續變量進行1%的縮尾（Winsorize）處理。本文綠色專利數據來源為世界知識產權組織于2010年發布的《綠色專利清單》和國家統計局發布的《專利清單》，其他研究數據的主要來源為中國經濟金融研究數據庫（CSMAR）。

（二）變量定義與模型構建。

1.被解釋變量。本文使用KZ指數來衡量企業融資約束。KZ指數的構建參考Lamont et al.（2001）的做法，選取經營活動凈現金流量、股利支付率、現金及現金等價物持有量、資產負債率和托賓Q等5個變量進行分組賦值，并采用邏輯回歸方法得到每個公司的擬合KZ指數。KZ值的估計值越大意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

2.解釋變量。綠色創新（GI）。由于綠色專利申請可被視為企業綠色行為能力最直接的體現，因此該指標通常被用于衡量企業的綠色創新水平（Cai et al.，2020）。本文將聯合或獨立申請的綠色發明和實用新型專利數量之和作為企業綠色創新的衡量指標。

3.其他變量。借鑒現有研究（Farza et al.，2021），本文選取公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、經營現金流（CF）、股權集中度（Fshare）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Bsize）、董事會獨立性（InB）、資產收益率（Roa）作為控制變量，將產權性質（NSoe）、污染程度（Pollut）作為調節變量，同時控制年度固定效應（Year）和行業固定效應（Industry）。具體變量描述見表1。

表1 變量定義

4.模型構建。為了檢驗假設H1，考察綠色創新對企業融資約束的影響，建立模型（1）如下：

為了檢驗假設H2，考察產權性質對綠色創新與企業融資約束之間關系的調節效應，建立模型（2）如下：

為了檢驗假設H3，考察污染程度對綠色創新與企業融資約束之間關系的調節效應，建立模型（3）如下：

四、實證檢驗結果與分析

（一）描述性統計

從表2可以看出，KZ指數均值為0.721，最大值為14.191，最小值為-12.601，標準差為2.199，表明企業間融資約束差異較大；GI中位數和最小值均為0，即說明一半以上的樣本值為0，均值為0.393，最大值為3.784，表明我國上市公司綠色創新水平整體較低，不同企業之間綠色創新水平存在較大差異。

表2 主要變量描述性統計

（二）回歸結果與分析

1.綠色創新對企業融資約束的影響。綠色創新對企業融資約束影響的多元回歸結果如表3所示，其中，在列（1）中沒有控制年度和行業因素，在列（2）中則控制了全部控制變量。列（1）顯示，綠色創新（GI）與企業融資約束（KZ）在1%的顯著水平下負相關，系數值為-0.061；列（2）顯示，綠色創新（GI）與企業融資約束（KZ）在1%的顯著水平下負相關，系數值為-0.060。這說明，綠色創新降低了企業融資約束，假設H1得到驗證。由此可見，提高綠色創新水平，有助于緩解企業融資約束。

表3 綠色創新對企業融資約束的影響

在控制變量方面，公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、董事會獨立性（InB）均與企業融資約束（KZ）顯著正相關；經營現金流（CF）、資產收益率（Roa）、董事會規模（Bsize）、兩職合一（Dual）、股權集中度（Fshare）均與企業融資約束（KZ）顯著負相關。

2.調節效應檢驗。調節效應檢驗的多元回歸結果如表4所示，其中，列（1）為檢驗產權性質對綠色創新與企業融資約束之間關系的調節效應，列（2）為檢驗污染程度對綠色創新與企業融資約束之間關系的調節效應。在列（1）中，綠色創新與產權性質的交互項（GI*NSoe）的回歸系數為-0.102，且在1%水平下顯著，表明綠色創新降低融資約束的影響作用在非國有企業中更為顯著，假設H2得到驗證。在列（2）中，綠色創新與污染程度的交互項（GI*Pollut）的回歸系數為-0.152，且在1%水平下顯著，表明綠色創新降低融資約束的影響作用在重污染企業中更為顯著，假設H3得到驗證。

表4 調節效應影響檢驗結果

（三）穩健性檢驗

1.融資約束的替代變量。本文參照姜付秀等（2016）的研究方法，使用投資現金流敏感性模型作為衡量企業融資約束的基準模型，為進一步檢驗綠色創新對企業融資約束（Inv）的影響，將在基準模型的基礎上進一步引入現金流（CF）與綠色創新（GI）的交互項，得到如下擴展模型：

表5 報告了以投資現金流敏感性模型作為衡量企業融資約束指標后的多元回歸結果?？梢园l現，列（1）基準模型中CF的系數在1%統計水平下顯著為正，表明企業存在明顯的融資約束。模型（4）的回歸結果在列（2）顯示，可以看到，GI*CF的估計系數在10%統計水平下顯著為負，表明綠色創新的發展能夠有效緩解企業融資約束，證明前文的研究結論是穩健的。

表5 融資約束替代衡量檢驗結果

2.綠色創新替代衡量。本文將綠色專利申請數量改為虛擬變量（GIdumy），進一步研究綠色創新對企業融資約束的影響。如果一個公司至少擁有1 件綠色專利，GIdumy設置為1，否則為0，代入模型（1）重新進行回歸，回歸結果如表6所示。表6中列（1）、列（2）的回歸結果顯示，GIdumy的系數顯著為負，進一步說明綠色創新能夠顯著緩解企業融資約束，表明前文的研究結論是穩健的。

表6 綠色創新替代衡量檢驗結果

3.調節效應的分組檢驗。為了進一步考察調節效應，按照產權性質和污染程度進行分組對假設H2、假設H3重新進行回歸分析，結果如表7所示。表7的列（1）和列（2）是產權性質的分組檢驗結果，其中國有企業GI的系數不顯著，非國有企業GI的系數顯著為負，表明綠色創新降低融資約束的作用在非國有企業更為顯著，假設H2進一步得到驗證。表7 的列（3）和列（4）是污染程度的分組檢驗結果，其中非重污染企業GI的系數不顯著，重污染企業GI的系數顯著為負，表明綠色創新降低融資約束的作用在重污染企業更為顯著，假設H3進一步得到驗證。

表7 調節效應的分組檢驗結果

（四）內生性問題

1.滯后效應?？紤]到綠色創新存在滯后效應和研究中存在的內生性問題，本文將綠色創新滯后一期，代入模型（1）重新進行回歸分析，結果如表8 所示。表8 的列（1）和列（2）中滯后一期的綠色創新（LagGI）的系數在1%水平下顯著為負，進一步說明綠色創新能夠顯著緩解企業融資約束。這表明，在考慮綠色創新滯后效應的情況下，本文主要研究結論仍然成立。

表8 考慮滯后效應的檢驗結果

2.工具變量法。為了緩解內生性問題并與現有文獻保持一致，本文以同行業中其他企業申請綠色專利的平均比例（MGI）作為綠色創新的工具變量，主要原因是：如果樣本企業申請更多的綠色專利，其他行業的企業也可能會通過申請綠色專利跟上綠色轉型的步伐；申請綠色專利的企業在行業中所占比例不會直接影響融資約束。

表9中的列（1）顯示了第一階段回歸的結果，MGI的系數在1%的水平下顯著為正，弱工具變量檢驗的Cragg-Donald 統計量為21.907，大于10%偏差下的臨界值為16.38，這意味著弱工具變量的假設被拒絕，證明工具變量是有效的。表9中的列（2）顯示了第二階段的回歸結果，GI系數為-1.104，在1%的水平下對融資約束起到顯著的緩解作用，這表明互為因果導致的內生性問題對本文研究結果的影響有限。

表9 工具變量法檢驗結果

3.PSM 匹配法。研究結果可能會受到樣本選擇帶來的內生性問題的影響，為此，本文采用傾向得分匹配法（PSM）來解決這一內生性問題。本文通過逐步回歸方法確定企業規模（Size）、股權集中度（Fshare）、兩職合一（Dual）和經營現金流（CF）為匹配變量，利用Probit 模型對企業是否申請綠色專利進行有放回的1：1 近鄰匹配，結果顯示，所有匹配變量的標準化偏差小于10%且不存在顯著差異，滿足平衡假定。匹配后的回歸結果如表10 所示，企業綠色創新（GI-dumy）對融資約束（KZ）的影響仍顯著為負。這表明，考慮樣本選擇問題后，研究結論均未發生實質性變化。

表10 PSM后檢驗結果

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文以2014—2021 年滬深A 股公司為研究樣本，實證檢驗企業綠色創新與融資約束之間的關系，并將產權性質和企業污染程度納入模型，考察其調節效應。主要得到以下結論：綠色創新對企業融資約束具有顯著的負向影響，即綠色創新水平能夠緩解企業融資約束；產權性質負向調節綠色創新與企業融資約束之間的關系，即相對于國有企業，非國有企業中綠色創新對企業融資約束的負向影響關系更為顯著；污染程度負向調節綠色創新與企業融資約束之間的關系，即相對于非重污染企業，重污染企業中企業綠色創新對融資約束的負向影響關系更為顯著。

（二）政策建議

首先，進一步加強完善企業綠色創新政策制度。政府部門應進一步完善政策制度，加大對企業綠色研發和技術創新的支持力度，充分調動企業進行綠色創新活動的積極性，同時出臺相應金融支持政策，緩解企業融資約束。其次，企業應高度重視綠色創新。企業應充分認識綠色創新在公司發展戰略中的重要性，加大對企業綠色創新研發費用的投入，為員工的綠色創新活動提供良好的外部環境，從而緩解企業面臨的融資約束的問題。再次，產權性質和污染程度對綠色創新與企業融資約束之間關系的影響表明，政府在制定環境監管政策時，針對不同產權性質的企業、不同污染程度的企業應制定差異化的監管政策，發揮監管的靈活性，更好地服務于資本市場，提高資源配置效率。最后，商業銀行應嚴格落實綠色信貸政策，緩解企業融資約束。商業銀行應對于創新能力強的企業，簡化綠色創新項目貸款審批程序，增加貸款額度和期限，推動企業綠色發展。