碳中和目標下綠色投資與企業環境治理
——基于技術創新的中介效應檢驗

李曉梅，李曼曼

(遼寧工程技術大學營銷管理學院，遼寧 葫蘆島 125105)

0 引言

中國一直高度重視生態文明建設和綠色發展。 “十四五”期間，中國致力建設制造強國、推動傳統產業綠色化發展，環境治理績效的提高成為企業目標。中國力爭2030年前實現碳達峰、2060年前實現碳中和。中國是全球最大的工業商品生產國，處在碳排放上升階段，且碳達峰、碳中和時間窗口偏緊，在相對較低發展水平下實現 “碳中和”目標面臨多重挑戰。2021年10月，國務院發布 《2030年前碳達峰行動方案》，指出工業領域要加快綠色低碳轉型和高質量發展，力爭率先實現碳達峰[1]。2021年12月，工信部發布 《 “十四五”工業綠色發展規劃》，提出構建綠色低碳技術體系，加快關鍵共性技術攻關突破[2]。企業是社會生產的最大主體，其環境治理行為直接影響社會經濟可持續發展，對經濟增長向綠色轉型至關重要。

碳中和目標下，綠色投資和技術創新對于企業發展尤為重要。雖然中國創新能力正穩步上升，中國科學技術發展戰略研究院發布的 《國家創新指數報告2020》顯示，中國創新指數排名第14位[3]。然而，中國制造業企業自主創新能力與世界先進水平相比仍差距明顯。2022年1月，工信部、科技部及生態環境部聯合發布 《環保裝備制造業高質量發展行動計劃 (2022—2025年)》，指出要強化科技創新支撐，加快形成創新驅動的產業生態[4]。 “雙碳”背景下，制造業企業技術創新是否有助于改善其轉型發展中的環境治理是亟待解決的重要問題。從現有研究看，在應對氣候變化、減少碳排放的過程中，諸多學者表明綠色投資和技術創新是影響環境治理的關鍵因素。綠色投資作為一種將財務手段和環境目標相結合的新型混合實踐，在碳減排方面發揮著重要作用[5-6]。另外，推動經濟保持低碳發展的關鍵在于科技創新[7]，化石燃料的燃燒導致大氣中CO2排放快速增長，技術創新被認為是減少CO2排放的關鍵因素。

對比現有研究，受限于微觀企業層面數據的可獲取性，少有研究綠色投資影響企業環境治理的內在機理，本文有以下邊際貢獻：①豐富技術創新對企業綠色投資與環境治理的作用機理。在 “碳中和”目標下，從微觀企業層面展開研究，探討了綠色投資對企業環境治理的影響機理，提出并驗證了技術創新在 “綠色投資—企業環境治理”框架中的中介作用，揭示了重要的潛在內部作用機理，更好地解釋了企業綠色投資活動的價值，豐富了綠色發展相關理論研究，為企業改善自身環境治理水平提供借鑒。②拓展企業環境治理的研究指標體系。以往研究由于數據的可得性，僅選取部分環境指標，本文從政府監管、污染物排放信息、環境污染治理、披露載體以及環境管理五個方面構建了一套較為完善的企業環境治理指標體系，通過相關報告中有關COD排放量、SO2排放量、CO2排放量、污染物排放達標、三同時制度執行情況等指標的披露情況，多維度衡量企業環境治理，使檢驗結果更為有效。

1 文獻回顧與研究假設

在實現 “碳中和”目標愿景下，環境治理問題是目前學者關注的熱點，企業作為環境治理的責任主體，厘清環境治理的相關理論及驅動因素有助于探索 “碳中和”目標的實現路徑。

1.1 企業環境治理內涵、特征及驅動機制研究

(1)企業環境治理內涵、特征研究。我國生態文明制度建設起步較晚，企業環境治理 (Gorporate Environmental Governance，CEG)作為實現碳減排目標的關鍵指標，目前還沒有清晰的界定，通過文獻梳理發現，現有研究較多采用環境績效這一概念。兩者區別在于，環境績效更接近環境治理的結果[8]，環境治理強調的是以環境績效改進為目標的多主體持續互動[9]。從廣義概念上理解，環境治理包括環境績效相關概念，其構成要素主要包括治理主體、治理過程以及治理效果等，是環境管理績效評價基礎上的一種新的績效評價范式。企業環境治理具有明顯的外部性特征。目前，生態環境成本并未納入工業增長核算體系，制造業發展造成的環境污染屬于負外部性問題，通過一定的手段，將外部成本內部化可以促使生產者參與到環境治理過程[10]，比如通過排污收費規范企業行為[11]，從而降低污染物排放水平。

(2)企業環境治理驅動機制研究。國內外學者對提升企業環境治理機制進行了諸多探索，既有研究主要從外部動因和內部動因展開。外部動因主要有政府行政手段、非行政手段及以市場為基礎解決環境問題的相關實踐。①政府行政手段。陳曉艷等[12]將環境治理劃分為環境治理過程和環境治理結果，驗證了環境處罰對環境治理具有正向影響。②非行政手段。徐麗萍等[13]研究表明媒體關注正向影響前瞻型環境基調，從而提高企業環境績效。③以市場為基礎解決環境問題的相關實踐，主要包括自愿準則和標準[14]。相關學者從不同視角對影響企業環境治理的內部動因展開研究。從研發投入視角，Alam等[15]研究表明研發投資可以降低能源消耗和碳排放強度，提高環境績效。李濤等[16]驗證了創新投入與企業環境績效之間存在顯著的U形關系。從企業內部非正式制度視角，胡珺等[17]、徐莉萍等[18]分別探究高管家鄉認同、技術型連鎖獨立董事對企業環境績效的影響。從環境戰略視角，Kraus等[19]研究表明企業社會責任與環境戰略、綠色創新正相關，進而提高了環境績效。綠色投資是企業環境戰略的一部分，陳宇峰等[20]證實了綠色投資有助于改善環境績效。綜上，目前研究對企業環境治理的驅動因素展開了諸多探索，區別于以往研究，本文嘗試從技術創新視角，闡明綠色投資影響企業環境治理的理論機制，并從實證分析角度進行經驗研究。

1.2 綠色投資對企業環境治理的影響機理研究

1989年經濟學家皮爾斯在 《綠色經濟藍皮書》中最初提出 “綠色經濟”。與綠色經濟相適應，對綠色經濟發展的投入稱為綠色投資 (Green Investing，GI)[21]。綠色投資是在可持續發展戰略背景下提出的，是以提升環境績效為目標，以及降低環境成本的內部投資[22]。利益相關者理論將企業內部管理實踐與利益相關者施加的外部需求聯系起來，企業的綠色投資活動涉及較多的利益相關者，如政府、金融機構及相關企業等[23]。其中，政府方面的環境規制對企業行為有著強制性約束[24]，企業為了應對規制的壓力進行戰略調整，綠色投資在一定程度上反映企業對環境的重視程度，促使企業承擔相應的環境責任，提高環境聲譽和績效，注重自身環境治理水平改善。

為了應對利益相關者的壓力，企業有強烈的動機增加環保支出，更好滿足利益相關者的訴求。企業將部分資源用于環境保護，有助于增強企業的綠色競爭力。Giovanni等[25]指出，企業實施綠色生產實踐將提高環境績效，從而得到利益相關者的認可。陳宇峰等[20]證實企業增加綠色投資能夠降低環境違規概率，從而改善環境績效，且企業研發投入對兩者關系的調節作用不顯著。趙領娣等[26]研究表明，綠色投資通過生產性資本投向、技術創新的中介效應影響企業經營績效。Yan等[5]驗證綠色投資基金在金融部門的比例可以有效改善企業環境績效，且兩者關系受股東保護政策和環境保護政策的調節。綜上，綠色投資有助于企業的可持續發展，是企業提升自身環境治理水平的重要驅動力。因此，提出研究假設H1：綠色投資可以顯著改善企業環境治理水平。

1.3 技術創新對企業環境治理的影響機理研究

1912年熊彼特提出創新理論，考察技術創新對經濟社會的影響。我國須在科技創新支撐下，才能有望如期實現 “雙碳”目標[27]，技術創新與環境治理的關系已經在文獻中從不同角度進行討論。Jiang等[28]發現研發強度可以減少中國制造業企業的污染物排放。邢新朋等[29]研究表明，企業的可持續探索創新與可持續利用創新對制造業企業環境績效存在正向影響。張兆國等[30]以重污染行業為樣本，發現企業工藝創新對環境績效沒有顯著影響，產品創新可以提高環境績效。陳陽等[31]以我國285個城市為樣本，證實了技術創新可以減少環境污染，但這種影響存在一個門檻值。綜上所述，對于技術創新與環境治理的關系，大多數學者認為技術創新對環境治理具有正向促進作用。

1995年Hart在資源基礎觀的基礎上提出了自然資源基礎觀 (Natural Resource-Based View，NRBV)，認為企業的親環境行為可以為企業帶來可持續的競爭優勢，企業通過技術創新獲得環境可持續發展能力，進而形成自己的綠色競爭優勢。另外，技術創新在很大程度上取決于R&D投資水平[32]，R&D投入對企業環境治理的影響可以從兩個方面考慮。①R&D投入使得企業在最低能耗的情況下提高資源利用效率，減少CO2排放，從而有助于提高環境績效[33]。②R&D投入有助于改進清潔能源技術，這些新技術有助于提高能源效率[15]。以上研究表明，R&D 投入助于能源的有效消耗，提高了生產效率，是企業改善環境治理的重要工具。因此，提出研究假設H2：技術創新可以顯著改善企業環境治理水平。

1.4 技術創新在綠色投資與企業環境治理之間的中介作用

“十四五”規劃強調 “綠色生態”指標約束下，企業將開展綠色生產實踐。 “波特假說”認為，合理的環境規制有利于企業技術創新,相關學者也證實了環境規制對技術創新的促進作用[34]。一些學者研究表明環保投入會促使企業進行技術創新。王鵬等[35]研究發現，與技術創新的前端預防相比，污染治理投資的末端治理效果更好。鄧玲等[36]研究表明環保投資可以通過技術進步提高綠色全要素生產率的配置效應。綜上所述，大多數學者肯定了環保投入對技術創新的促進作用。

在 “碳中和”目標下，隨著政府對企業環境行為的重視不斷加深，企業戰略定位會發生變化。一方面，企業被動應對環境規制的行為將不利于企業的長期生存發展，因此企業需要改變經營策略，積極進行綠色投資，增加研發投入生產環境友好型產品，提高自身的環境績效。良好的環境績效可有效降低利益相關者通過法律行為或客戶抵制來干擾公司運行的可能性[37]，從而使企業獲得長期競爭優勢；另一方面，從事研發活動可提高生產效率，有助于降低環境成本。綠色投資是企業經營資金支出的一部分，加重了企業的成本負擔，企業為了抵消環保活動帶來的成本增長，應積極進行技術創新，進而緩解環境成本增加給企業經營帶來的不利影響。綜上所述，綠色投資會觸發企業進行技術創新來生產新的產品和改進生產工藝，而產品和工藝上的創新對企業環境治理具有正向影響。因此，提出研究假設H3：技術創新在綠色投資與企業環境治理之間起中介作用。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文結合數據的可獲得性，確定研究區間為2012—2019年。以我國滬深A股制造業上市公司為樣本，行業分類主要依據2012年證監會 《上市行業分類指引》。遵循以往研究慣例，對樣本做如下處理：①剔除金融保險類樣本；②剔除ST樣本、*ST樣本；③剔除數據缺失的樣本，最終得到涉及23個細分行業的110家制造業企業的平衡面板數據。數據來源方面，通過搜集整理上市公司年報、社會責任報告以及可持續發展報告獲得企業環境治理信息相關披露內容；綠色投資數據通過查詢企業財務報表附注獲得；其他數據來源于國泰安數據庫和WIND數據庫。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：企業環境治理 (CEG)。現有研究主要從定性和定量兩個維度衡量企業環境治理，定量方法對環境治理的衡量維度比較單一，在定性方面，很多學者采用內容分析法對環境治理情況進行評價[5,8]。本文借鑒楊廣青等[38]、于連超等[39]、張國清等[8]、Lu等[40]、于連超等[39]、王麗萍等[41]的研究，通過收集整理上市公司相關披露報告，從政府監管、污染物排放信息、環境污染治理、披露載體、環境管理5個方面構建包含26項披露項目的評價體系，用以全面反映企業環境治理水平，見表1。參照楊廣青等[38]的研究，將所有數值相加獲得企業環境治理評價值，企業環境治理水平的取值范圍為 (0，38)，值越大表明環境治理效果越好。具體規則為：定量描述為2分、定性描述為1分、沒有任何描述為0分。

表1 企業環境治理指標體系

(2)解釋變量：綠色投資 (GI)。受限于企業微觀層面環境相關數據難以獲取，現有研究對綠色投資的衡量尚未形成統一標準。為了完善企業綠色投資數據，本文對樣本企業財務報表附注 “管理費用”中與環保有關的費用支出進行整理，并取自然對數衡量綠色投資。

(3)中介變量。本文選取技術創新 (R&D)為中介變量。技術創新是一個經濟投入產出的復雜過程，可以從投入和產出兩個角度來衡量。投入角度主要包括研發投入、研發人員投入等指標，產出角度主要包括專利數量等指標。相對于從產出角度衡量技術創新，R&D經費支出更能體現企業對科技創新的重視程度，因此本文采用企業研發投入的自然對數衡量技術創新。

表1中，重點污染監控單位為披露公司為重點監控單位、環保教育與培訓為披露公司參與的環保相關教育與培訓、三同時制度為披露公司執行 “三同時”制度情況。

(4)控制變量。通過分析以往研究成果，本文借鑒李強等[42]，楊廣青等[38]，王麗萍等[41]的研究，選取總資產凈利潤率、產權性質、資產負債率、董事會人數、上市年限、機構投資者持股比例控制對企業環境治理的影響，并控制樣本企業的行業和年份固定效應，所有變量說明見表2。

表2 各變量定義及說明

2.3 中介效應檢驗方法

若解釋變量X通過變量M對被解釋變量Y產生影響，則變量M為中介變量。本研究中，技術創新為中介變量M，綠色投資為解釋變量X，企業環境治理水平為被解釋變量Y。研究技術創新的中介效應，是為了更好理解企業在環境保護方面的支出對環境治理的內在影響機理。Bollen提出的逐步回歸檢驗系數法是中介效應檢驗的經典方法，可用計量模型 (1)～ (3)檢驗變量間的關系。

Y=αX+e1(α不為0)

(1)

M=βX+e2(β不為0)

(2)

Y=α′X+γM+e3(α′不為0;γ不為0)

(3)

式 (1)的系數α為解釋變量對被解釋變量的總效應；式 (2)的系數β為解釋變量X對中介變量M的效應；式 (3)中系數α′是在控制了中介變量M對被解釋變量Y的影響后，解釋變量X對被解釋變量Y的直接影響，e1，e2，e3為回歸殘差。

中介效應為系數乘積βγ，中介效應、直接效應與總效應的關系如下：

α=α′+βγ

(4)

2.4 模型設定

為了驗證前文提出的假設，構建模型 (5)～ (8)如下：

CEGi,t=β0+β1GIi,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(5)

CEGi,t=β0+β1R&Di,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(6)

R&Di,t=β0+β1GIi,t+γ∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(7)

CEGi,t=β0+β1GIi,t+β2R&Di,t+γ×∑ControlVari,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(8)

式 (5)～ (8)中，i代表企業，t代表年份，ControlVari,t為控制變量，εi,t為隨機擾動項，被解釋變量CEP為企業環境治理，核心解釋變量GI為綠色投資，中介變量R&D為技術創新。其中，模型 (5) (6)分別檢驗綠色投資GI、技術創新R&D對企業環境治理CEG的影響。采用逐步回歸法構建模型 (5) (7) (8)對技術創新在綠色投資與企業環境治理之間的中介效應進行檢驗，具體步驟如下：①模型 (5)中綠色投資對企業環境治理的影響顯著；②模型 (6)綠色投資對技術創新的影響顯著；③模型 (8)中若技術創新通過顯著性檢驗，則存在中介效應。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

由表3可以看出，通過內容分析法測算出的企業環境治理CEG標準差為8.075，和其他變量相比該值明顯偏大，說明數據波動性較強，不同企業間環境治理水平參差不齊；均值、最小值、最大值分別為11.222、1、35，表明整體上制造業企業環境治理水平有待提高。綠色投資GI標準差為1.655大于1，說明制造業企業綠色投資水平存在較大差異，多數企業在環境保護方面的投入還有待加強。技術創新R&D標準差1.386，說明不同制造業企業技術創新程度存在一定差異。

表3 描述性統計

對樣本企業2012—2019年的企業環境治理水平的描述性統計結果見表4。由表4可以看出，企業環境治理水平平均值整體上呈遞增趨勢，在2014年稍有下降，說明制造業企業環境治理整體水平在不斷改善。近年來，隨著政府對環境問題管控力度的不斷加強，企業對環境治理的重視程度日益加深。企業環境治理水平極小值為1，極大值為35，說明我國制造業企業環境治理水平發展較不平衡，未來仍需要提高企業參與環境治理的積極性，提高制造業企業的環境治理水平。

表4 企業環境治理水平的年度描述性統計

3.2 相關性分析

為了初步驗證變量間的關系，進行Pearson相關系數檢驗，結果見表5。變量間相關系數絕對值最大為0.590，表明本文選取的各變量間不存在多重共線性問題。綠色投資GI與企業環境治理CEG之間的正向關系在1%水平上顯著，初步表明綠色投資能夠對企業環境治理產生正向影響，為研究其內在影響機理提供了契機。技術創新R&D與企業環境治理CEG在1%的水平上顯著為正，表明技術創新有助于提高企業環境治理水平。以上分析初步證實了假設H1和假設H2。

表5 變量相關系數矩陣

3.3 回歸分析

計算方差膨脹因子得到VIFmax=2.02，說明不存在多重共線性問題。本文用混合OLS回歸對計量模型 (5)～ (8)展開分析，見表6。第1列為綠色投資GI對企業環境治理CEG的回歸分析結果，綠色投資與企業環境治理的回歸值為0.806，且兩者在1%水平上關系顯著，表明綠色投資水平越高，企業環境治理效果越好，假設H1成立。可見，企業加大在環境保護方面的投入對環境治理產生正向影響，這與陳宇峰等[20]的結果一致。

表6 綠色投資、技術創新與企業環境治理

模型 (5)中綠色投資GI對企業環境治理CEG的回歸系數為0.806，且在1%的顯著性水平上高度顯著；模型 (6)的回歸結果顯示，技術創新R&D與企業環境治理CEG的回歸值為0.868，兩者的關系顯著水平為1%，表明技術創新可以有效改善企業環境治理效果，假設H2成立，這與現有文獻的整體結論基本一致；模型 (7)中綠色投資GI與技術創新R&D的回歸系數在1%的水平上顯著且大于零，說明綠色投資可以促使企業進行技術創新；模型 (8)中，將技術創新R&D放入基本回歸模型中，和模型 (5)相比，綠色投資GI的回歸系數在1%的顯著性水平上降低為0.646，同時技

術創新R&D的回歸系數在5%的水平上顯著，表明技術創新在綠色投資與企業環境治理之間存在部分中介效應，假設H3成立。根據中介效應的檢驗流程，部分中介效應的大小為19.89%，即綠色投資通過技術創新對企業環境治理產生影響的程度為19.89%，再次驗證了假設H3。對此可能的解釋是，企業環保支出會提高企業的當期環境成本，這種額外成本負擔也會促使企業提高生產效率，降低企業CO2減排成本，進而部分或完全抵消環保支出帶來的額外成本，提高污染治理技術，進一步提升企業環境治理水平。

3.4 穩健性檢驗

(1)控制內生性。考慮到綠色投資、技術創新對企業環境治理可能存在時滯效應，參照張兆國等[43]的研究，對解釋變量、中介變量和控制變量作滯后1期處理，以減輕反向因果偏誤，結論與前文一致，進一步驗證了本文研究結論的可靠性，結果見表7 (Ⅰ～Ⅳ列)。

(2)因變量替換。為了減少測量誤差偏誤帶來的不利影響，將企業環境治理的衡量指標由內容分析法總得分替換為企業當年是否獲得環保榮譽或獎勵，并用Probit模型進行回歸，檢驗結果見表7 (Ⅴ～Ⅵ列)。綠色投資、技術創新均可正向影響企業環境治理，假設H1和假設H2再次得到驗證。

表7 穩健性分析結果

(3)對中介效應的再檢驗。鑒于逐步回歸檢驗力弱的問題進行Bootstrap檢驗，該方法通過置信水平的臨界值判斷中介效應是否存在。設置重復取樣次數為5000，結果見表8，綠色投資間接效應區間[0.042，0.278]和直接效應區間[0.312，0.980]都未包含零，進一步說明技術創新在綠色投資和企業環境治理的關系中發揮部分中介作用，假設H3再次得到驗證。

表8 中介效應

4 結論與啟示

本文以2012—2019年我國制造業企業相關數據為基礎，通過構建面板數據模型，實證分析了綠色投資、技術創新與企業環境治理之間的關系，在控制了影響企業環境治理的潛在關鍵因素后，得出以下研究結果。

(1)綠色投資對企業環境治理的顯著性影響系數為0.806，說明企業開展綠色投資活動能夠有效提高企業環境治理水平。綠色投資作為一種親社會行為，是企業改善自身環境治理水平的有效途徑，由于制造業企業技術、規模等存在差異，可能導致企業綠色投資差異較大。

(2)技術創新在綠色投資影響企業環境治理過程中起部分中介作用，中介效應水平為19.89%，仍存在較大提升空間。其原因是：①制造業企業研發經費支出差距較大，科技創新成果轉化率低。②高端技術人才是制造業企業核心競爭力的重要來源，研發人才匱乏導致技術創新水平提升緩慢，進而對環境治理水平的作用較小。

(3)綠色投資可以通過技術創新路徑改善企業環境治理效果，企業將部分資金用于環境污染治理，在一定程度上可能對技術轉化和應用具有擠出效應，不利于技術創新水平的提高，但整體看，綠色投資會促進技術進步，是企業提升技術創新水平的重要影響因素。

根據上述研究結論，本文提出以下政策建議。

(1)碳中和目標下推進企業綠色投資力度，以發揮其改善環境治理效果的促進作用。隨著環境規制力度及社會公眾對環境問題的重視，企業被視為 “環境污染源頭”，作為社會的重要組成部分，制造業企業應注重履行環保責任，加大綠色投資力度，有助于改善企業環境治理。綠色投資雖然占用企業一定的財務資金，但能夠在一定程度上改善環境質量，是制造業綠色轉型的必要舉措，經營者應加強環境保護意識，提高公司治理質量，在追求利潤最大化的同時，企業應注重提高環境效益，激勵和引導企業承擔環境治理責任。

(2)提升企業技術創新水平，以發揮其推進環境治理過程中的中介效應。碳中和目標實現的任務極其艱巨，亟需科技有力支撐，技術吸收能力、研發投入的增加有助于提高企業環境治理水平。綠色投資會增加企業成本投入，而技術創新是引領發展的第一動力，技術創新是綠色投資與企業環境治理之間的重要中介傳導機制，企業應重視自身技術創新水平的提升，協同推進環境保護與創新能力，提高污染治理技術，加強能源技術、節能技術研發，突破減污降碳關鍵核心技術攻關，從而發揮技術創新的傳導機制，推進技術創新對環境治理的正向影響。

(3)完善碳中和政策保障機制，建立健全企業碳排放權交易市場。碳中和目標的提出將會帶來大規模的綠色投資需求，而目前制造業企業環境治理水平較低，企業對實現綠色轉型的認識存在不足、企業自身力量進行綠色投資缺乏內生動力。實施碳排放權交易，有利于約束企業CO2排放，特別針對主要高耗能工業行業以及交通和建筑領域等，擴大碳市場參與行業、企業規模、交易主體和交易品種，給予率先實現碳達峰的企業一定的市場競爭優勢，以市場化手段推進節能和低碳創新型企業發展，出臺一系列強化低碳、零碳的政策，強化各部門、地方政府和金融機構之間的協調配合，力求為碳中和目標的實現提供制度保障。